Thực trạng và giải pháp bất cân xứng thông tin trên thị trường chứng khoán Việt Nam

góp phần làm giảm giá chứng khoán, chỉ số giá chứng khoán giảm. Vì thế, không có gì khó hiểu về mối quan hệ âm này. Khi cung tiền thay đổi, nó sẽ ảnh hưởng đến lượng tiền lưu thông trong nền kinh tế, qua đó ảnh huởng đến các biến khác như lãi suất, tỷ giá, lạm phát, sản lượng…Theo Wong (2005) ảnh hưởng của cung tiền lên giá chứng khoán khá phức tạp. Một chính sách mở rộng tiền tệ kích thích tăng trưởng kinh tế và làm tăng tiền trong dân. Điều này góp phần làm tăng nhu cầu hàng hóa và các tài sản tài chính khác trong đó có chứng khoán. Vì vậy, chính sách mở rộng tiền tệ làm giá chứng khoán có xu hướng tăng lên. Ở đây, chúng tôi đồng ý với nghiên cứu của ông. 52 3.5 PHÂN TÍCH CÁC MỐI QUAN HỆ NHÂN QUẢ GRANGER 3.5.1 Mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán VN- Index và Sản lượng công nghiệp 3.5.1.1 Sản lượng công nghiệp tác động đến Chỉ số giá chứng khoán VN-Index t 0 t-i t-j 1 t 2 t 3 t 4 t 2t 1 1 VNI • CPI E R M u n m i j i j VNI IO                  (11) Dependent Variable: VNI Method: Least Squares Date: 05/12/06 Time: 22:00 Sample (adjusted): 5 38 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -828.3200 1122.633 -0.737837 0.4684 VNI(-1) 0.925905 0.195569 4.734406 0.0001 VNI(-2) -0.195615 0.242537 -0.806536 0.4286 VNI(-3) 0.297721 0.265078 1.123147 0.2735 VNI(-4) -0.431186 0.210526 -2.048140 0.0527 IO(-1) 0.000637 0.003958 0.161022 0.8735 IO(-2) -0.006794 0.004317 -1.573561 0.1299 IO(-3) 0.007210 0.003364 2.143213 0.0434 CPI -152.5161 397.9731 -0.383232 0.7052 E 0.051168 0.092744 0.551715 0.5867 R 1677.984 1261.988 1.329635 0.1973 M 1787.030 700.3397 2.551661 0.0182 R-squared 0.892079 Mean dependent var 405.9406 Adjusted R-squared 0.838119 S.D. dependent var 270.4885 S.E. of regression 108.8297 Akaike info criterion 12.48801 Sum squared resid 260565.7 Schwarz criterion 13.02672 Log likelihood -200.2962 F-statistic 16.53209 Durbin-Watson stat 1.840186 Prob(F-statistic) 0.000000 Kiểm định tính đồng liên kết, với giả thiết như sau: H’0 : Phần dư phương trình (11) là một chuỗi không dừng. H’1: Phần dư phương trình (11) là một chuỗi dừng. 53 Null Hypothesis: RESID04 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.680514 0.0000 Test critical values: 1% level -3.646342 5% level -2.954021 10% level -2.615817 Nhìn vào bảng trên, ta bác bỏ giả thiết H’o, tức phần dư của phương trình (11) là một chuỗi dừng. Như vậy, các biến trong phương trình (11) có tính đồng liên kết và tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chúng, vậy không có hiện tượng hồi qui tương quan giả trong phương trình (11), đồng thời các kiểm định truyền thống vẫn được áp dụng trong trường hợp này. Theo kết quả trên, với mức ý nghĩa 5%, nếu ba quý trước sản lượng công nghiệp tăng 1 tỷ đồng, thì chỉ số giá chứng khoán VN-Index quý này tăng trung bình 0.0072 điểm . Giả thiết : Ho: Sản lượng công nghiệp không ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán ( hay các hệ số hồi qui IO = 0). H1: Sản lượng công nghiệp có ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán ( các hệ số hồi qui IO ≠ 0). F-stat F-crit 1% 5% 10% 5.64 7.68 4.21 2.90 Với các mức ý nghĩa 5%, F-stat > F-crit, ta bác bỏ gỉa thiết Ho. Như vậy, sản lượng công nghiệp ảnh hưởng chỉ số giá chứng khoán VN- Index. 54 3.5.1.2 Chỉ số giá chứng khoán VN- Index tác động đến Sản lượng công nghiệp t 0 t-i t-j 1 t 2 t 3 t 4 t 1t 1 1 IO • CPI E R M u n m i j i j VNI IO                  (12) Dependent Variable: IO Method: Least Squares Date: 05/12/06 Time: 22:25 Sample (adjusted): 3 38 Included observations: 36 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -141489.7 44997.64 -3.144380 0.0039 IO(-1) 0.648205 0.188580 3.437288 0.0019 IO(-2) -0.112020 0.173988 -0.643837 0.5249 VNI(-1) 21.89763 7.528389 2.908674 0.0070 CPI 18005.15 15355.66 1.172541 0.2509 E 9.877554 3.438865 2.872329 0.0077 R 68666.04 51121.75 1.343186 0.1900 M 26400.35 37890.78 0.696749 0.4917 R-squared 0.984899 Mean dependent var 108445.0 Adjusted R-squared 0.981124 S.D. dependent var 44336.57 S.E. of regression 6091.411 Akaike info criterion 20.46028 Sum squared resid 1.04E+09 Schwarz criterion 20.81217 Log likelihood -360.2850 F-statistic 260.8856 Durbin-Watson stat 1.790763 Prob(F-statistic) 0.000000 55 Kiểm định tính đồng liên kết, với giả thiết như sau: H’0 : Phần dư phương trình (12) là một chuỗi không dừng. H’1: Phần dư phương trình (12) là một chuỗi dừng. Null Hypothesis: RESID03 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.997376 0.0000 Test critical values: 1% level -3.632900 5% level -2.948404 10% level -2.612874 Ta bác bỏ gỉa thiết H’o, tức phần dư của phương trình (12) là một chuỗi dừng. Vậy các biến trong phương trình (12) có tính đồng liên kết và tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chúng. Như vậy không có hiện tượng hồi qui tương quan giả trong phương trình và các kiểm định thống kê truyền thống vẫn áp dụng trong trường hợp này. Nếu VN-Index quý trước tăng quý trước 1 điểm thì sản lượng công nghiệp quý hiện tại sẽ tăng trung bình 21.9 tỷ đồng. Giả thiết: Ho: Chỉ số gía VN-Index không ảnh hưởng đến sản lượng công nghiệp ( Các hệ số hồi qui của VNI =0) H1: Chỉ số giá VN-Index ảnh hưởng đến sản lượng công nghiệp ( Các hệ số hồi qui của VNI ≠ 0) F-stat F-crit 1% 5% 10% 9.24 7.53 4.16 2.87 Với các mức ý nghĩa 1%, F-stat > F- crit, ta chấp nhận giả thiết Ho. Như vậy, chỉ số giá chứng khoán VN- Index ảnh hưởng đến sản lượng công nghiệp. 56 3.5.2 Mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán VN - Index và Lạm phát 3.5.2.1 Chỉ số lạm phát tác động đến Chỉ số giá chứng khoán VN-Index t 0 t-i t-j 1 t 2 t 3 t 4 t 2t 1 1 VNI • IO E R M u n m i j i j VNI CPI                  (13) Dependent Variable: VNI Method: Least Squares Date: 05/12/06 Time: 21:27 Sample (adjusted): 5 38 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -875.8042 1361.983 -0.643036 0.5268 VNI(-1) 0.987423 0.247049 3.996864 0.0006 VNI(-2) -0.146166 0.241990 -0.604018 0.5520 VNI(-3) 0.042872 0.259990 0.164899 0.8705 VNI(-4) -0.236766 0.225014 -1.052226 0.3041 CPI(-1) -415.7540 521.4306 -0.797333 0.4338 CPI(-2) -345.1107 538.1443 -0.641298 0.5280 CPI(-3) 953.9212 460.2584 2.072578 0.0501 IO -0.000780 0.003318 -0.235008 0.8164 E 0.033813 0.107989 0.313117 0.7571 R 2418.425 1484.081 1.629577 0.1174 M 1528.144 705.1795 2.167028 0.0413 R-squared 0.892447 Mean dependent var 405.9406 Adjusted R-squared 0.838671 S.D. dependent var 270.4885 S.E. of regression 108.6438 Akaike info criterion 12.48459 Sum squared resid 259676.6 Schwarz criterion 13.02331 Log likelihood -200.2380 F-statistic 16.59555 Durbin-Watson stat 1.746759 Prob(F-statistic) 0.000000 Kiểm định tính đồng liên kết, với giả thiết như sau: H’0 : Phần dư phương trình (13) là một chuỗi không dừng. H’1: Phần dư phương trình (13) là một chuỗi dừng. 57 Null Hypothesis: RESID05 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.122927 0.0000 Test critical values: 1% level -3.646342 5% level -2.954021 10% level -2.615817 Ta bác bỏ giả thiết H’0 , tức là phần dư phương trình (13) là một chuỗi dừng. Vậy các biến trong phương trình (13) có tính đồng liên kết và tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chúng. Do đó không tồn tại hiện tượng hồi qui tương quan giả trong mô hình trên, và các kiểm định thống kê truyền thống vẫn áp dụng trong các trường hợp này. Với mức ý nghĩa 5%, khi tỷ lệ lạm phát quý trước tăng 1%, chỉ số giá chứng khoán VNI quý này giảm trung bình 4,1575 điểm. Gỉa thiết : Ho: Chỉ số lạm phát không ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán (hay các hệ số hồi qui CPI=0). H1: Chỉ số lạm phát có ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán (các hệ số hồi qui CPI ≠ 0). F-stat F-crit 1% 5% 10% 5.27 7.68 4.21 2.90 Ta bác bỏ giả thiết H0 với mức ý nghĩa 5%, như vậy chỉ số lạm phát thực sự có ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán VN -Index. 3.5.2.2 Chỉ số giá chứng khoán VN- Index tác động đến Chỉ số lạm phát t 0 t-i t-j 1 t 2 t 3 t 4 t 1t 1 1 CPI • IO E R M u n m i j i j VNI CPI                  (14) Giả thiết: Ho: Chỉ số gía VN-Index không ảnh hưởng đến chỉ số lạm phát (Các hệ số hồi qui của VNI =0) H1: Chỉ số giá VN-Index ảnh hưởng đến chỉ số lạm phát (Các hệ số hồi qui của VNI ≠ 0) 58 F-stat F-crit 1% 5% 10% 0.94 7.50 4.15 2.87 Ta chấp nhận giả thiết H0. Nghĩa là, chỉ số giá chứng khoán VN-Index không ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát. 3.5.3 Mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán VN- Index và Tỷ giá hối đoái 3.5.3.1 Tỷ giá hối đoái tác động đến Chỉ số giá chứng khoán VN-Index t 0 t-i t-j 1 t 2 t 3 t 4 t 2t 1 1 VNI • IO CPI R M u n m i j i j VNI E                  (15) Dependent Variable: VNI Method: Least Squares Date: 05/12/06 Time: 21:29 Sample (adjusted): 5 38 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -2488.631 1340.377 -1.856665 0.0774 VNI(-1) 0.933123 0.203951 4.575231 0.0002 VNI(-2) -0.160270 0.239954 -0.667921 0.5115 VNI(-3) 0.406330 0.262109 1.550233 0.1360 VNI(-4) -0.241508 0.218590 -1.104846 0.2817 E(-1) 0.020658 0.113405 0.182160 0.8572 E(-2) 0.158540 0.136519 1.161305 0.2585 E(-3) 0.127702 0.116328 1.097783 0.2847 E(-4) -0.119520 0.111630 -1.070676 0.2965 IO -0.003315 0.003583 -0.925235 0.3654 CPI -154.6939 387.2237 -0.399495 0.6936 R 1065.233 1169.551 0.910805 0.3727 M 1370.510 751.4604 1.823795 0.0824 R-squared 0.893789 Mean dependent var 405.9406 Adjusted R-squared 0.833097 S.D. dependent var 270.4885 S.E. of regression 110.5048 Akaike info criterion 12.53086 Sum squared resid 256437.6 Schwarz criterion 13.11447 Log likelihood -200.0247 F-statistic 14.72661 Durbin-Watson stat 1.792073 Prob(F-statistic) 0.000000 Kiểm định tính đồng liên kết, với giả thiết như sau: H’0 : Phần dư phương trình (15) là một chuỗi không dừng. H’1: Phần dư phương trình (15) là một chuỗi dừng. 59 Null Hypothesis: RESID06 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.315242 0.0001 Test critical values: 1% level -3.646342 5% level -2.954021 10% level -2.615817 Bác bỏ giả thiết H0, nghĩa là phần dư của phương trình (15) là một chuỗi dừng. Vậy các biến trong phương trình (15) có tính đồng liên kết và tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chúng, đồng thời không có hiện tượng tương quan giả trong phương trình. Ta có thể áp dụng các kiểm định thống kê truyền thống trong trường hợp này. Với mức ý nghĩa 15%, khi tỷ giá 4 quý trước tăng 1 đồng, chỉ số chứng khoán chứng khoán VN-Index giảm trung bình 0.12 điểm. Gỉa thiết : Ho: Tỷ giá hối đoái không ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán (hay các hệ số hồi qui E=0). H1: Tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán (các hệ số hồi qui E ≠ 0). F-stat F-crit 1% 5% 10% 1.42 7.72 4.23 2.91 Với mức ý nghĩa 10% F-stat < F-crit, ta chấp nhận giả thiết H0. Tuy nhiên, tỷ giá hối đoái có thể ảnh hưởng đến chỉ số chứng khoán VN-Index với mức độ tin cậy thấp hơn. 3.5.3.2 Chỉ số giá chứng khoán VN- Index tác động đến Tỷ giá hối đoái t 0 t-i t-j 1 t 2 t 3 t 4 t 1t 1 1 E • IO CPI R M u n m i j i j VNI E                  (16) Giả thiết: Ho: Chỉ số gía VN-Index không ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái (Các hệ số hồi qui của VNI=0) H1: Chỉ số giá VN-Index ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái (Các hệ số hồi qui của VNI≠ 0) 60 F-stat F-crit 1% 5% 10% 12.69 7.56 4.17 2.88 Với mức ý nghĩa 1%, bác bỏ giả thiết H0. Vậy chỉ số VN-Index tác động đến tỷ giá hối đoái. 3.5.4 Mối quan hệ giữa Chỉ số giá chứng khoán VN- Index và Lãi suất cho vay 3.5.4.1 Lãi suất cho vay tác động đến Chỉ số giá chứng khoán VN-Index t 0 t-i t-j 1 t 2 t 3 t 4 t 2t 1 1 VNI • IO CPI E M u n m i j i j VNI R                  (17) Dependent Variable: VNI Method: Least Squares Date: 05/12/06 Time: 21:59 Sample (adjusted): 5 38 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -938.8638 1701.523 -0.551779 0.5869 VNI(-1) 0.873450 0.249852 3.495862 0.0022 VNI(-2) -0.049152 0.276675 -0.177653 0.8607 VNI(-3) 0.193003 0.278540 0.692909 0.4960 VNI(-4) -0.249436 0.262730 -0.949399 0.3532 R(-1) 2262.279 2362.827 0.957446 0.3492 R(-2) -1099.200 1992.830 -0.551577 0.5871 R(-3) -158.1713 1966.005 -0.080453 0.9366 R(-4) 2490.341 2195.033 1.134535 0.2694 IO 0.000631 0.003533 0.178626 0.8599 CPI -439.8743 533.4554 -0.824576 0.4189 E 0.068474 0.140544 0.487206 0.6312 M 1121.228 972.7634 1.152622 0.2620 R-squared 0.878845 Mean dependent var 405.9406 Adjusted R-squared 0.809614 S.D. dependent var 270.4885 S.E. of regression 118.0230 Akaike info criterion 12.66250 Sum squared resid 292517.8 Schwarz criterion 13.24611 Log likelihood -202.2626 F-statistic 12.69433 Durbin-Watson stat 1.819216 Prob(F-statistic) 0.000000 Kiểm định tính đồng liên kết, với giả thiết như sau: H’0 : Phần dư phương trình (17) là một chuỗi không dừng. H’1: Phần dư phương trình (17) là một chuỗi dừng. 61 Null Hypothesis: RESID07 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.822557 0.0000 Test critical values: 1% level -3.646342 5% level -2.954021 10% level -2.615817 Bác bỏ giả thiết H0, vậy các biến trong phương trình (17) có tính đồng liên kết và tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chúng, đồng thời không có hiện tượng tương quan giả trong phương trình. Ta có thể áp dụng các kiểm định thống kê truyền thống. Gỉa thiết : Ho: Lãi suất cho vay không ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán (hay các hệ số hồi qui R=0). H1: Lãi suất có ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán (các hệ số hồi qui R ≠ 0). F-stat F-crit 1% 5% 10% 1.59 7.72 4.23 2.91 Với mức ý nghĩa 10% F-stat < F-crit, chấp nhận giả thiết H0 . Tuy nhiên, lãi suất cho vay có thể ảnh hưởng đến chỉ số chứng khoán VN-Index với mức độ tin cậy yếu hơn. 3.5.4.2 Chỉ số giá chứng khoán VN-Index tác động đến Lãi suất cho vay t 0 t-i t-j 1 t 2 t 3 t 4 t 1t 1 1 R • IO CPI E M u n m i j i j VNI R                  (18) Giả thiết: Ho: Chỉ số gía VN-Index không ảnh hưởng đến lãi suất cho vay (Các hệ số hồi qui của VNI =0) H1: Chỉ số giá VN-Index ảnh hưởng đến lãi suất (Các hệ số hồi qui của VNI ≠ 0) F-stat F-crit 1% 5% 10% 13.19 7.56 4.17 2.88 Với mức ý nghĩa 1%, chỉ số giá chứng khoán VN-Index có ảnh hưởng đến lãi suất. 62 3.5.5 Mối quan hệ giữa Chỉ số giá chứng khoán VN- Index và Cung tiền 3.5.5.1 Cung tiền tác động đến Chỉ số giá chứng khoán VN- Index t 0 t-i t-j 1 t 2 t 3 t 4 t 2t 1 1 VNI • IO CPI E R u n m i j i j VNI M                  (19) Dependent Variable: VNI Method: Least Squares Date: 05/12/06 Time: 21:56 Sample (adjusted): 5 38 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -119.6576 1534.456 -0.077980 0.9385 VNI(-1) 0.961163 0.266846 3.601937 0.0014 VNI(-2) -0.255147 0.271076 -0.941237 0.3560 VNI(-3) 0.227689 0.289903 0.785399 0.4399 VNI(-4) -0.390434 0.245956 -1.587411 0.1255 M(-1) 652.4310 990.3587 0.658783 0.5163 IO 0.001153 0.003927 0.293687 0.7715 CPI 61.91210 463.2052 0.133660 0.8948 E -0.004198 0.122673 -0.034222 0.9730 R 1005.686 1514.685 0.663957 0.5130 R-squared 0.839062 Mean dependent var 405.9406 Adjusted R-squared 0.778710 S.D. dependent var 270.4885 S.E. of regression 127.2417 Akaike info criterion 12.76998 Sum squared resid 388570.9 Schwarz criterion 13.21891 Log likelihood -207.0897 F-statistic 13.90286 Durbin-Watson stat 1.620743 Prob(F-statistic) 0.000000 Kiểm định tính đồng liên kết, với giả thiết như sau: H’0 : Phần dư phương trình (19) là một chuỗi không dừng. H’1: Phần dư phương trình (19) là một chuỗi dừng Null Hypothesis: RESID08 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.341601 0.0001 Test critical values: 1% level -3.646342 5% level -2.954021 10% level -2.615817 63 Bác bỏ giả thiết H0, vậy các biến trong phương trình (19) có tính đồng liên kết và tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chúng, đồng thời không có hiện tượng tương quan giả trong phương trình. Gỉa thiết : Ho: Cung tiền không ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán (hay các hệ số hồi qui M =0). H1 : Cung tiền có ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán (các hệ số hồi qui M≠ 0). F-stat F-crit 1% 5% 10% 0.52 7.60 4.18 2.89 Theo kết quả trên ta chấp nhận Ho. Tuy nhiên, cung tiền có thể ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán, nhưng mức độ ảnh hưởng chưa rõ ràng và yếu trong giai đoạn phân tích này. 3.5.5.1 Chỉ số giá chứng khoán VN- Index tác động đến Cung tiền t 0 t-i t-j 1 t 2 t 3 t 4 t 1t 1 1 M • IO CPI E R u n m i j i j VNI M                  (20) Giả thiết: Ho: Chỉ số gía VN-Index không ảnh hưởng đến cung tiền (Các hệ số hồi qui của VNI =0) H1: Chỉ số giá VN-Index ảnh hưởng đến cung tiền (Các hệ số hồi qui của VNI ≠ 0). F-stat F-crit 1% 5% 10% 0.49 7.53 4.16 2.87 Chấp nhận giả thiết H0, chỉ số chứng khoán không ảnh hưởng đến cung tiền. 64 Nhận xét: Như đã nói, thị trường sẽ không hiệu quả về mặt thông tin khi có mối quan hệ nhân quả 2 chiều giữa chỉ số giá chứng khoán và các biến kinh tế vĩ mô, hoặc có mối quan hệ nhân quả một chiều từ các biến kinh tế vĩ mô đến chỉ số chứng khoán. Điều này có nghĩa là, các thông tin về kinh tế thị trường nói chung chưa phản ánh một cách tức thời lên chỉ số giá chứng khoán. Bảng tóm tắt các mối quan hệ nhân quả Granger: Nhân quả Granger Thống kê F Mức ý nghĩa Kết luận Tác động Từ IO đến VNI 5.64 5% Có + Từ VNI đến IO 9.24 1% Có + Từ CPI đến VNI 5.27 5% Có - Từ VNI đến CPI 0.94 - Không Từ E đến VNI 1.42 15% Có - Từ VNI đến E 12.69 1% Có - Từ R đến VNI 1.59 15% Có - Từ VNI đến R 13.19 1% Có - Từ M đến VNI 0.52 15% Có + Từ VNI đến M 0.49 - Không Mối quan hệ nhân quả hai chiều từ biến sản lượng công nghiệp lên chỉ số chứng khoán VN-Index là bằng chứng mạnh mẽ cho thấy thị trường chứng khoán Việt Nam không hiệu quả về mặt thông tin, hay nói cách khác, TTCKVN hiệu quả dạng yếu. Đối với biến sản lượng công nghiệp, như đã phân tích các biến trễ của biến sản lượng công nghiệp có tác động làm thay đổi chỉ số giá chứng khoán. Do đó, nhà đầu tư có thể khai thác các thông tin trong quá khứ và hiện tại của biến sản lượng công nghiệp để dự đoán cho xu hướng biến động của chỉ số giá chứng khoán. Thực tế, điều này đã và đang diễn ra trên thị trường mà nguyên nhân là do quá trình công bố chậm trễ của các doanh nghiệp niêm yết. Việc công bố các thông tin theo hàng quí thậm chí là trễ hơn như hiện nay đã khiến thị trường vốn đã chậm nay còn chậm hơn. Tác động của hoạt động kinh tế thực đến thị trường chứng khoán cũng kéo dài, một khi sản lượng công nghiệp tăng lên còn kéo theo sự thay đổi các nhân tố khác gây ra tác động trễ trên thị trường 65 chứng khoán. Ngược lại, chức năng của thị trường chứng khoán là huy động vốn, nó trở nên sôi động không hẳn là dấu hiệu của tăng trưởng kinh tế, gia tăng trong sản xuất ở các doanh nghiệp. Việc huy động vốn của các doanh nghiệp sẽ trở nên dễ dàng hơn, rẻ hơn nên họ tăng cường đầu tư, sản lượng sẽ tăng lên. Ngoài ra, uy tín của doanh nghiệp cũng tăng lên đáng kể từ sự phát triển của thị trường chứng khoán, giúp hoạt động sản xuất trôi chảy hơn. Nhưng vì đặc điểm của hoạt động đầu tư là cần phải trải qua một quá trình mới có thể tạo ra của cải vật chất cho nền kinh tế, do đó khi huy động vốn trên thị trường doanh nghiệp cần có thời gian tiêu thụ hết vào hoạt động sản xuất không thể tức thời sử dụng ngay được. Về biến chỉ số giá, mối quan hệ nhân quả một chiều từ biến chỉ số gía đến chỉ số giá chứng khoán là dấu hiệu cho rằng thị trường chứng khoán Việt Nam không hiệu quả về mặt thông tin đối với các biến chỉ số gía. Các chỉ số gía dù được công bố trên các phương tiện thông tin nhưng chưa thật sự thường xuyên, chưa phải là thông tin đại chúng. Các nhà đầu tư ở Việt Nam hầu như ít quan tâm đến thông tin này nên khi có thông tin họ không phản ứng ngay. Đến khi lạm phát bắt đầu phát huy tác dụng cuả nó như làm thay đổi lượng tiền lưu thông trong dân chúng, tăng lãi suất, tăng suất chiết khấu, chi phí sản xuất doanh nghiệp gia tăng… sẽ làm giảm dòng tiền trong tương lai của doanh nghiệp. Điều này sẽ làm giảm lượng cầu chứng khoán, giá chứng khoán giảm xuống. Quá trình này không phải tác động tức thời rồi thôi nên lạm phát tác động đến chỉ số giá chứng khoán là điều dễ hiểu. Ngược lại, chỉ số giá chứng khoán lại không tác động tác động đến lạm phát. Nghĩa là khi giá chứng khoán tăng, nhà đầu tư nếu đã thu được lợi nhuận cao từ việc tăng giá chứng khoán thì họ cũng sẽ không lập tức bán cổ phiếu để tiêu dùng hay mua những hàng hóa khác. Đây một phần là do tâm lý của nhà đầu tư Việt Nam, khi giá chứng khoán tăng lên, họ kỳ vọng nó sẽ tăng lên nữa nên không bán ra mà tiếp tục giữ lại để đầu tư. Như vậy, dù giá chứng khoán tăng hoặc giảm, lãi hay lỗ cũng chỉ là tờ giấy mà thôi, sẽ không tác động đến hoạt động kinh tế thực, hay không làm lạm phát thay đổi. Một phần cũng còn do thị trường vẫn còn nhỏ bé, số lượng nhà đầu tư chưa nhiều đến mức có thể góp phần tạo ra tác động thu nhập, làm tăng lạm phát. Vì thế, chỉ tồn tại mối quan hệ một chiều từ biến chỉ số lạm phát đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index cũng cho ta thấy sự kém hiệu quả về mặt thông tin của thị trường chứng khoán VN. 66 Đối với biến tỷ giá hối đoái, biến đại diện cho thị trường ngoại hối, tồn tại mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa biến tỷ giá hối đoái và chỉ số giá chứng khoán. Nguyên nhân chủ yếu là do quá trình tác động đến chi phí sản xuất khá chậm, tác động kéo dài. Các nhà đầu tư trong nước khi đầu tư trên thị trường cũng ít quan tâm đến tỷ giá vì tỷ giá đã được ngân hàng Trung ương điều tiết, ít biến động. Họ chỉ phản ứng với sự thay đổi trong tỷ giá khi tỷ giá tác động đến chi phí sản xuất doanh nghiệp. Cũng như lạm phát, nó làm thay đổi thu nhập doanh nghiệp nên giá chúng khoán thay đổi theo. Quá trình diễn ra chậm vì sự chậm thay đổi trong quá trình hoạt động sản xuất kinh doanh, chậm công bố thông tin của doanh nghiệp niêm yết. Hơn nữa, khi tỷ giá hối đoái giảm, nhà đầu tư có xu hướng chuyển kênh đầu tư của mình từ thị trường ngoại hối sang thị trường chứng khoán, làm chỉ số giá chứng khoán tăng. Ngược lại, chỉ số giá chứng khoán cũng có tác động không nhỏ đến tỷ giá hối đoái. Thị trường chứng khoán và thị trường tiền tệ là hai bình thông nhau của nền kinh tế. Vì vậy, việc biến động của tỷ giá hối đoái và VNI là ngược nhau. Điều này chứng tỏ rằng thị trường vẫn chưa hiệu quả về mặt thông tin. Mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán với lãi suất cho vay là mối quan hệ nhân quả hai chiều. Thứ nhất, biến lãi suất cho vay tác động đến chỉ số giá chứng khoán. Mối quan hệ này tồn tại phần lớn là do tác động của lãi suất đến chi phí sản xuất, thu nhập doanh nghiệp kéo dài. Khi lãi suất cho vay thay đổi, từ đó sẽ tác động đến thu nhập doanh nghiệp, làm thay đổi tỷ lệ chi trả cổ tức, thay đổi giá chứng khoán đồng thời cũng ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán. Một lần nữa quá trình này trễ là do việc công bố thông tin về chi trả cổ tức, kết quả hoạt động kinh doanh chậm. Mối quan hệ này cho thấy thị trường chứng khoán đang không hiệu quả về mặt thông tin với biến lãi suất. Ngược lại, chỉ số giá chứng khoán tác động đến lãi suất, điều này cho thấy thị trường tiền tệ và thị trường tài chính đã có sự thông suốt, nguồn vốn dịch chuyển qua lại lẫn nhau. Điều này là một tín hiệu đáng mừng cho sự phát triển của thị trường. Đây là bằng chứng cho thấy thị trường kém hiệu quả về mặt thông tin. Với biến cung tiền, có mối quan hệ một chiều giữa biến cung tiền và chỉ số giá chứng khoán. Biến cung tiền tác động đến cung tiền mạnh hơn so với mối quan hệ giữa biến chỉ số giá chứng khoán đến cung tiền. Ngân hàng Trung ương tác động đến cung tiền trong nền kinh tế thông qua các hình thức như: phát hành tiền, thay đổi tỷ lệ dự trữ 67 bắt buộc, thay đổi lãi suất, mua bán chứng khoán trên thị trường mở…Khi cung tiền thay đổi, nó sẽ ảnh hưởng đến lưu thông trong nền kinh tế, qua đó ảnh hưởng đến các biến khác như lãi suất, tỉ giá, lạm phát, sản lượng công nghiệp…sẽ tác động đến sự thay đổi chỉ số chứng khoán. Như vậy, so với các thị trường chứng khoán đang phát triển trong khu vực như thị trường chứng khoán Maylaxia, Ấn Độ thì thị trường chứng khoán Việt Nam chưa có một dấu hiệu nào cho thấy thị trường hiệu quả về mặt thông tin. 68 3.6 MÔ HÌNH HIỆU CHỈNH SAI SỐ Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy hầu hết các biến là những chuỗi dừng ở sai phân bậc 1 và có tồn tại sự đồng liên kết trong phương trinh hồi qui (9), nên ta có thể sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM để xác định độ chênh lệch trong ngắn hạn so với cân bằng dài hạn của chỉ số giá chứng khoán VN-Index. Kết quả hồi qui mô hình ECM: Dependent Variable: D(VNI) Method: Least Squares Date: 05/12/06 Time: 22:06 Sample (adjusted): 3 38 Included observations: 36 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 22.16606 26.74310 0.828852 0.4142 D(VNI(-1)) 0.226234 0.212881 1.062726 0.2970 D(IO) 0.004101 0.003779 1.085193 0.2871 D(CPI) -46.62907 502.0095 -0.092885 0.9267 D(E) -0.182480 0.095496 -1.910865 0.0663 D(R) -548.8020 1301.114 -0.421794 0.6764 D(M) 1053.518 561.2483 1.877099 0.0710 EC -0.499333 0.167956 -2.973004 0.0060 R-squared 0.331481 Mean dependent var 7.998333 Adjusted R-squared 0.164351 S.D. dependent var 131.8072 S.E. of regression 120.4900 Akaike info criterion 12.61414 Sum squared resid 406499.5 Schwarz criterion 12.96603 Log likelihood -219.0545 F-statistic 1.983376 Durbin-Watson stat 2.085146 Prob(F-statistic) 0.093443 Hệ số ước lượng của phần hiệu chỉnh sai số âm và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Giá trị beta của hiệu chỉnh sai số = -0.49, cho thấy mức chênh lệch giữa giá trị cân bằng dài hạn và ngắn hạn là 49%. Mức chênh lệch giữa dài hạn và ngắn hạn được hiệu chỉnh trong mỗi giai đoạn, hay sự phục hồi về điểm cân bằng là khá chậm. Như vậy, đây là một bằng chứng nữa để khẳng định thị trường chứng khoán Việt Nam kém hiệu quả về mặt thông tin. 69 4. CÁC GIẢI PHÁP HẠN CHẾ TÌNH TRẠNG BẤT CÂN XỨNG THÔNG TIN TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 4.1 NHỮNG QUAN ĐIỂM CHIẾN LƯỢC VỀ THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Thông tin là một trong những yếu tố cấu thành để làm nên một thị trường chứng khoán hiệu quả. Trong đó thông tin có vai trò quyết định đến giá chứng khoán trên thị trường. Thị trường có thông tin minh bạch và đầy đủ sẽ hình thành nên giá chứng khoán hợp lý và tạo được niềm tin của công chúng vào thị trường chứng khoán. Giai đoạn hội nhập sâu rộng vào nền kinh tế khu vực và thế giới kể từ khi Việt Nam chính thức trở thành thành viên thứ 150 của tổ chức thương mại quốc tế (WTO). Xu thế hòa hợp là tất yếu nhưng đối với Việt Nam - một quốc gia đang phát triển có môi trường kinh tế xã hội còn yếu kém so với các nước phát triển, thị trường chứng khoán còn non trẻ và đầy rủi ro, các nhà đầu tư nhỏ lẻ, niềm tin của các nhà đầu tư đối với thị trường chưa nhiều cũng do một thực trạng trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Hiện nay là vấn đề bất cân xứng thông tin, điều đó đặt ra nhu cầu phải hạn chế bất cân xứng thông tin nhằm phát triển thị trường chứng khoán Việt Nam ổn định và bền vững. Việc công khai thông tin và minh bạch thông tin đem lại nhiều lợi ích cho sự phát triển của thị trường. Thứ nhất, nó đảm bảo cho TTCK vận hành công bằng, hiệu quả, công khai. Thứ hai, việc minh bạch hóa thông tin sẽ tạo điều kiện cho các cổ đông đặc biệt là các cổ đông thiểu số thực hiện các quy quyền sỡ hữu, bảo vệ được lợi ích hợp pháp của mình. Thêm vào đó, nó sẽ giúp công chúng hiểu được cơ cấu và hoạt động công ty, đánh giá được thực trạng và tiềm năng rủi ro của công ty, từ đó yên tâm rót vốn vào doanh nghiệp, giúp doanh nghiệp tăng cường năng lực về vốn để mở rộng quy mô hoạt động. Thứ ba, công khai hóa minh bạch hóa thông tin là yếu tố củng cố niềm tin của giới đầu tư và các bên có liên quan vào thị trường vốn, nó ngăn ngừa và làm giảm được những ứng xử và hành vi lạm dụng, phi đạo đức, phi pháp làm hại không chỉ đến nhà đầu tư, lợi ích của công ty mà đến cả nền kinh tế nói chung. Hơn nữa, đối với nhà nước thông tin 70 doanh nghiệp là cơ sở để thực hiện việc giám sát của nhà nước đối việc chấp hành hệ thống văn phạm quy phạm pháp luật trong hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. Cho đến thời điểm này thì hệ thống pháp luật về chứng khoán của TTCK VN đã có một bước phát triển đáng kể mà điểm chính là sự ra đời của Luật Chứng khoán, do đó các hoạt động công bố thông tin trên thị trường đã đựơc quy định một cách cụ thể, bao quát và chặt chẽ hơn đối với tất cả các chủ thể tham gia thị trường. Tuy nhiên, để thị trường ngày càng minh bạch, công bằng hơn, hạn chế bất cân xứng thông tin trong TTCK thì cần có thêm nhiều giải pháp cụ thể hơn cũng như các giải pháp hỗ trợ. 4.2 NHỮNG GIẢI PHÁP KHẮC PHỤC 4.2.1 Những giải pháp làm minh bạch hóa thông tin 4.2.1.1 Hoàn thiện khung pháp lý Thứ nhất, tiếp tục hoàn thiện các văn bản pháp luật hướng dẫn thi hành luật chứng khoán và các văn bản pháp luật có liên quan  Cải cách hệ thống pháp luật về thuế, hệ thống luật doanh nghiệp, luật phá sản,…theo hướng minh bạch hơn, nghiêm khắc hơn để ràng buộc trách nhiệm của các doanh nghiệp, các cá nhân trong hoạt động kinh doanh của mình.  Nhanh chóng thành lập các tổ chức định giá tài sản độc lập cũng như các cơ chế hữu hiệu trong việc xử lý tài sản của doanh nghiệp. Từ đó giúp các tổ chức tín dụng thuận lợi trong việc cầm cố, thế chấp tài sản để đảm bảo an toàn vốn vay cũng như nhanh chóng thu hồi nợ xấu từ tài sản cầm cố, thế chấp đồng thời cũng giúp cho việc xác định đúng giá trị doanh nghiệp tránh việc những cán bộ nội bộ công ty lợi dụng trục lợi khi IPO,… Thứ hai, tăng cường hoạt động giám sát hoạt động công bố thông tin về tình hình tài chính trên TTCK đối với các đối tượng có nghĩa vụ công bố thông tin trên TTCK. 71 4.2.1.2 Thành lập các tổ chức tín nhiệm Nhanh chóng thành lập một tổ chức định mức tín nhiệm. Việc thành lập tổ chức định mức tín nhiệm để đánh giá hiệu quả về mức độ sẵn sàng và khả năng thanh toán gốc, lãi đúng hạn của một khoản nợ; quan trọng hơn là đánh giá về tình hình hoạt động, triển vọng của tổ chức phát hành, đồng thời xếp hạng rủi ro của các tổ chức, cung cấp đánh giá về chứng khoán nợ và chứng khoán vốn. 4.2.1.3 Cải thiện hệ thống kế toán, kiểm toán Cải cách hệ thống chuẩn mực kế toán và kiểm toán, hướng dẫn chuẩn mực đầy đủ dễ hiểu hơn để tránh cách hiểu không đồng nhất, tạo tính minh bạch và chính xác trong các báo cáo tài chính của doanh nghiệp. Các doanh nghiệp niêm yết chỉ lập báo cáo tài chính đầy đủ và có ý kiến của tổ chức kiểm toán đối với các báo cáo tài chính 6 tháng và năm tài chính chứ không lập báo cáo tài chính tóm tắt, nhằm tránh tình trạng hiểu nhầm, hay không minh bạch trong báo cáo tài chính. Việc hoàn thiện hệ thống công bố thông tin là vấn đề quan trọng để tạo điều kiện cho các nhà đầu tư đựơc tiếp cận với các thông tin nhanh chóng, chính xác và công bằng. Để đảm bảo các thông tin có độ tin cậy cao, trước hết Uỷ ban Chứng khoán Nhà nước cần đẩy mạnh và nâng cao chất lựơng kiểm toán đối với các công ty niêm yết. 4.2.1.4 Các công ty niêm yết Cần nhận thức đúng đắn việc cung cấp thông tin cho thị trường. Cần đảm bảo cung cấp đầy đủ các thông tin định kỳ, tức thời và theo yêu cầu. Tổ chức bộ phận chuyên trách công bố thông tin. Cán bộ công nhân viên trong bộ phận này phải có một trình độ chuyên môn cao, có đạo đức nghề nghiệp tốt để đảm bảo cung cấp đầy đủ thông tin tức thời, định kỳ, theo yêu cầu thật nghiêm túc, đúng quy định, tránh tình trạng công bố thông tin sai sót, thiếu chính xác, nhằm giúp cho các nhà đầu tư đạt hiệu quả cao trong hoạt động đầu tư của mình. Để nâng cao tính minh bạch của thông tin công bố thì cần quan tâm thích đáng đến công tác kiểm soát nội bộ. Xây dựng hội đồng kiểm toán nội bộ độc lập và đầy đủ quyền hạn. Thiết lập trang web cho công ty và xây dựng tốt mối quan hệ với các cổ đông. Các công ty niêm yết thiết lập trang web của công ty mình để thông báo thường xuyên và rộng rãi ra công chúng đầu tư những thông tin liên quan đến công ty như: thông tin về 72 hoạt động sản xuất kinh doanh, tình hình tài chính, thay đổi nhân sự trong Hội đồng quản trị, biến động giá cổ phiếu … Các công ty niêm yết cần xây dựng mối quan hệ với các nhà đầu tư (gọi tắt là IR). Phải có sự tham gia của các thành viên độc lập trong hội đồng quản trị của những doanh nghiệp, thành viên hội đồng quản trị độc lập sẽ giúp doanh nghiệp tạo ra cơ chế hài hoà lợi ích, hạn chế tối đa phát sinh mâu thuẫn về quyền lợi giữa các nhóm cổ đông nắm giữ nhiều vốn và ít vốn. Khi đó, quyền lợi của các cổ đông nhỏ sẽ được đảm bảo. 4.2.1.5 Các công ty chứng khoán Quán triệt đầy đủ các nguyên tắc về thông tin chứng khoán, phản ánh trung thực các thông tin về chứng khoán, công ty niêm yết … Xây dựng đội ngũ nhân viên có kiến thức, kinh nghiệm và tinh thần trách nhiệm, có đạo đức nghề nghiệp và tạo lòng tin với nhà đầu tư, ứng dụng kịp thời các tiến bộ công nghệ thông tin. Đa dạng hoá kênh cung cấp thông tin cho khách hàng. Đầu tư và triển khai một hệ thống CNTT đảo bảm cho các hoạt động chứng khoán, nhất thiết cần phải đầu tư một cách đồng bộ giữa hạ tầng thông tin và hệ thống bảo mật một cách đầy đủ. Phát triển nghiệp vụ tư vấn đầu tư. Việc này không chỉ làm tăng thêm các hình thức dịch vụ cho các CTCK mà còn tăng thêm một kênh cung cấp thông tin cho khách hàng rất hiệu quả và mang lại lợi nhuận cho công ty 4.2.1.6 Đối với các thị trường giao dịch chứng khoán, sở giao dịch chứng khoán Thiết lập bộ phận đánh giá chất lượng bản công bố thông tin, kênh thông tin giữa sở giao dịch chứng khoán với các thành viên tham gia thị trường. Tăng cường thanh tra, giám sát các hoạt động liên quan đến công bố thông tin. SGDCK cần phải tiến hành theo dõi, tăng cường giám sát thường xuyên và chặt chẽ đối với việc công bố thông tin. Giám sát có hiệu quả sẽ là việc làm rất quan trọng để gây dựng lòng tin nơi các nhà đầu tư Phối hợp với các Bộ, Ngành để thực hiện vai trò quản lý các công ty cổ phần phát hành chứng khoán ra công chúng, tạo bước đệm về quản lý để các tổ chức niêm yết không bị thiếu sót, vi phạm khi thực hiện quy trình về công bố thông tin và thực hiện đầy 73 đủ các quyền của người sở hữu chứng khoán. Cần tăng cường trao đổi thông tin với các nhà đầu tư qua các trang web của UBCKNN và SGDCK. SGDCK thực hiện việc công bố thông tin phải mang tính công bằng giữa các nhà đầu tư, nghĩa là việc công bố thông tin phải cùng thời gian, tránh thực hiện rò rỉ thông tin. Để thực hiện được giải pháp này, UBCKNN và SGDCK phải có thông tin nhanh và phải đưa ra cho công chúng đầu tư trong thời gian ngắn nhất có thể, nhằm làm cho việc công bố thông tin được công bằng, đảm bảo quyền lợi cho nhà đầu tư. 4.2.2 Giải pháp về cơ sở hạ tầng thông tin 4.2.2.1 Hướng tới việc xây dựng và phát triển một hệ thống công bố thông tin số hoá sử dụng XML Công ty niêm yết Báo cáo tài chính Thông tin công bố Nhận dữ liệu Gửi sở giao dịch Chuyển sang XML Kiểm tra dữ liệu Công cụ nhận XML Sở giao dịch chứng khoán Phòng phương tiện truyền thông Hệ thống xử lý văn bản Meridio Hệ thống internet Phương tiện truyền thông phụ thuộc Nhà đầu tư xử lý dữ liệu XML XML - HTML XML 74 4.2.2.2 Nâng cấp và phát triển hệ thống công nghệ thông tin trong hệ thống giao dịch. Để khắc phục tình trạng quá tải lệnh giao dịch của nhà đầu tư, đảm bảo sự công bằng, minh bạch trong giao dịch, SGDCK cần phải đầu tư trang thiết bị công nghệ hiện đại để cải tiến hệ thống kỹ thuật giao dịch. Phát triển đồng bộ hệ thống giao dịch kết nối Sở với các CTCK, trước hết là giải quyết được tình trạng quá tải tại sàn giao dịch, thứ hai là với hệ thống giao dịch hoàn hảo sẽ tự động sàng lọc những lệnh được chấp nhận để chuyển thẳng về SGDCK. Như vậy sẽ không còn các hiện tượng “đua lệnh”, đảm bảo công bằng cho tất cả các nhà đầu tư tham gia đặt lệnh. 4.2.2.3 Nâng cao chất lượng các bản tin thị trường chứng khoán, các website của SGDCK, UBCKNN Trong khi chờ đợi một hệ thống cung cấp thông tin tự động được thiết lập, thì bản tin thị trường chứng khoán vẫn là phương tiện công bố thông tin chính thức của SGDCK. Vì vậy việc nâng cao chất lượng bản tin TTCK vẫn luôn là yêu cầu của giới đầu tư tự đặt ra cho SGDCK và SGDCK cần quan tâm hơn nữa đến nội dung bản tin TTCK Còn về website của các SGDCK và UBCK nhà nước, hiện tại còn rất nhiều hạn chế cả về mặt kỹ thuật lẫn nội dung. Trong đó nổi bật vấn đề thông tin rất nghèo nàn và không cập nhật. Công tác thống kê của các website từ các cơ quan đầu ngành này cũng rất thiếu và khó tập hợp. Trong đó phát triển công nghệ thông tin như hiện nay, việc tìm kiếm thông tin của các nhà đầu tư từ các trang báo điện tử ngày càng phổ biến thì việc nâng cao chất lượng các trang website này là điều rất cấp bách, cần được thực hiện một cách triệt để và nhanh chóng. Ngoài các thông tin về chính sách và giao dịch, các website này cũng cần đưa thêm vào nội dung các thông tin về tình hình tài chính quốc tế, tình hình kinh tế vĩ mô trong nước … một cập nhật nhất, để cho các nhà đầu tư tham khảo và trở thành trang thông tin hàng đầu về thông tin trong ngành. 4.2.2.4 Nâng cao năng lực của giới truyền thông. Cần cung cấp cho các nhà báo, nhân viên làm các chuyên mục trên các phương tiện truyền thông về chứng khoán những nghiệp vụ sâu hơn để phân tích chứng khoán. Để thực hiện điều này, thì các cơ quan quản lý cần phải mở lớp đào tạo chứng khoán cho nhóm đối tượng trên, và thực hiện giảng dạy thật nghiêm túc nhằm cung cấp cho họ kiến thức chuyên môn, các nhận định, đánh giá về TTCK một cách chính xác, hợp lý. Từ đó, 75 chất lượng các bài viết, các chuyên mục chứng khoán trên các phương tiện truyền thông sẽ đầy đủ thông tin cần thiết và có cách tiếp nhận phù hợp để đưa ra quyết định đầu tư hợp lý. Ngoài ra, các cơ quan quản lý TTCK cũng cần có biện pháp quản lý đối với các diễn đàn điện tử về chứng khoán đang rất phát triển như hiện nay. Các diễn đàn này cung cấp thông tin một cách rất lộn xộn và thiếu sự quản lý nên dễ sinh tiêu cực. Đây cũng là kênh mà những kẻ tung tin đồn thất thiệt sử dụng để lan truyền một cách nhanh chóng. Vì vậy cần phải có cơ chế phù hợp để quản lý những diễn đàn như thế này. 4.3.3 Giải pháp về tiếp nhận thông tin Trình độ và tính chuyên nghiệp của nhà đầu tư cũng như các tổ chức trung gian thị trường đã đựơc cải thiện đáng kể qua hơn 10 năm “cọ sát với thị trường”. Đồng thời với sự tham gia mạnh mẽ của các nhà đầu tư có tổ chức đã khiến cho diện mạo của thị trường thay đổi. Nếu như trước đây giá cổ phiếu thường lên xuống theo trào lưu, thì gần đây, chuyển động của giá cổ phiếu đã có sự không đồng biến và phản ánh thực hơn kết quả sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp. Theo đó, các quyết định đầu tư được đưa sát thực tế hơn với khả năng phát triển của doanh nghiệp và định hướng đầu tư cũng dần thay đổi từ hình thức ngắn hạn sang trung và dài hạn. Mọi thông tin từ các công ty niêm yết lúc này đều là cơ sở để nhà đầu tư quyết định giao dịch của mình. Vì thế mà vịêc công bố thông tin của công ty niêm yết, công ty chứng khoán, sở giao dịch chứng khoán đối với nhà đầu tư là hết sức quan trọng. Tuy nhiên không phải nhà đầu tư nào tiếp nhận cùng một thông tin mà lại có cách hành xử hoàn toàn giống nhau, hay không phải nhà đầu tư nào cũng có thể tiếp cận được những thông tin giống nhau. Để trở thành một nhà đầu tư thành công hơn, có chỗ đứng trên bước đường hội nhập trước hết nhà đầu tư phải biết rằng cơ bản thông tin chỉ là một công cụ hỗ trợ để ra quyết định chứ không phải là căn cứ duy nhất cho vịêc ra quyết định, bên cạnh đó đồng thời đòi hỏi các nhà đầu tư những kỹ năng cần thiết để thu thập thông tin một cách nhanh chóng, chính xác và kịp thời hỗ trợ cho quyết định của mình:  Nhà đầu tư phải chủ động tìm kiếm thông tin, đồng thời nâng cao khả năng quan sát và tìm kiếm thông tin, thành thạo trong việc chọn lọc các thông tin hữu ích ảnh hưởng thật sự đến quyết định của mình. 76  Nâng cao khả năng xử lý các nguồn thông tin có được: nhà đầu tư phải tích cực, chủ động tham gia các khoá học về chứng khoán, tìm hiểu những kiến thức nền tảng về kế toán, cũng như các kiến thức bổ trợ liên quan đến thị trường chứng khoán 4.3.4 Các giải pháp hỗ trợ 4.3.4.1 Phát triển nguồn nhân lực - con người Thị trường chứng khoán được tổ chức rất cao đòi hỏi các nhà chuyên môn thật sự có năng lực tổ chức và điều hành, ngoài ra đòi hỏi người thực hiện giao dịch mua bán môi giới… phải am hiểu và năng động mới có thể đáp ứng yêu cầu của thị trường. Do đó để giúp cho có thật nhiều nhà chuyên môn cũng như những nhà đầu tư có kiến thức, am hiểu thị trường thì có thể được thực hiện thông qua các chính sách và giải pháp chủ yếu như: củng cố và nâng cao chất lượng đội ngũ giảng dạy, ổn định và hiện đại hóa chương trình đào tạo, cải tiến phương pháp dạy và học ở bậc cao đẳng và đại học, củng cố và nâng cao đạo đức công dân, đạo đức nghề nghiệp và đạo đức xã hội, có chính sánh đãi ngộ con người tài giỏi trong xã hội. 4.3.4.2 Nâng cao năng lực quản lý nhà nước đối với đội ngũ cán bộ TTCK Việt Nam là một thị trường còn khá mới mẻ, non trẻ. Vì thế đội ngũ quản lý cũng chưa có nhiều kinh nghiệm trong việc quản lý và điều hành. Chúng ta cần đầu tư để nâng cao năng lực quản lý nhà nước đối với đội ngũ cán bộ quản lý vì đây chính là những con người vận hành thị trường, phải là những người có tài, có đức, có kiến thức và tầm nhìn chiến lược để giúp cho thị trường phát triển ổn định và bền vững. Hiện nay, đội ngũ quản lý thị trường giỏi, có kinh nghiệm không nhiều, cộng với sự lôi kéo từ các công ty chứng khoán làm cho đội ngũ quản lý của chúng ta ngày càng thưa thớt. Vì vậy chúng ta cần có chính sách, chế độ nhằm nâng cao năng lực và trình độ quản lý cũng như tuyển chọn các nhân tài, thông qua các hình thức như tổ chức lớp huấn luyện nghiệp vụ, tổ chức các cuộc sát hạch công chức cho cán bộ nghiệp vụ để gạn lọc những người giỏi, loại bỏ những người yếu kém. sử dụng các chính sách về tiền lương, các phúc lợi xã hội thỏa đáng nhằm gìn giữ và chiêu mộ những người tài. 77 4.3.4.3 Góc độ quản lý giám sát của nhà nước Trao quyền nhiều hơn nữa cho ủy ban chứng khoán Nhà Nước, đặc biệt là chức năng điều tra, xét xử hơn là chức năng giám sát chưa thật hiệu quả như hiện nay Xây dựng một danh mục hay “sổ đen” để lưu trữ hệ thống các trường hợp vi phạm để tất cả mọi người đều có thể tiếp cận và tra cứu dễ dàng. Phát triển mạng các kênh, các công cụ và chế tài giám sát, xử lý kịp thời và hiệu quả các biến cố và rủi ro kinh doanh chứng khoán liên quan đến hoạt động đầu cơ có tổ chức, độc quyền, tâm lý đám đông… Nhà nước cần phải quy định việc công bố thông tin định kỳ trở thành điều kiện bắt buộc đối với tất cả các doanh nghiệp ( các tổ chức hoạt động trên OTC, các doanh nghiệp chưa phát hành cổ phần ra công chúng, các tập đoàn, các tổng công ty..) Xây dựng khung pháp lý nặng, nghiêm khắc, có tính chất răn đe đối với các trường hợp vi phạm, xác định và chuẩn hóa nội dung vi phạm, mức độ vi phạm, phạm vi ảnh hưởng… ------- HẾT ------- KẾT LUẬN Đề tài đã khá thành công trong việc tìm hiểu về Bất cân xứng thông tin. Trong đó, đề tài đã đưa ra những thực trạng, yếu kém về Bất cân xứng thông tin còn tồn tại trong thị trường chứng khoán Việt Nam. Quan trọng hơn, đề tài còn đưa ra được những đánh giá định lượng về mức độ Bất cân xứng thông tin trên thị trường chứng khoán Việt Nam thông qua kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger giữa chỉ số VN-Index đại diện cho thị trường chứng khoán Việt Nam với năm biến kinh tế vĩ mô quan trọng của nền kinh tế, từ đó đánh giá được mức độ hiệu quả về mặt thông tin trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Qua những đánh giá định tính và định lượng đó, chúng tôi đưa ra một hệ thống giải pháp nhằm hạn chế, giảm thiểu Bất cân xứng thông tin trên thị trường chứng khoán Việt Nam, nhằm tiến tới việc xây dựng một thị trường chứng khoán công khai, minh bạch, xây dựng một môi trường đầu tư công bằng, hiệu quả và thực hiện tốt vai trò huy đông vốn, chu chuyển vốn cho nền kinh tế. Tuy nhiên, do hạn chế về mặt thời gian nên đề tài của chúng tôi cũng không tránh khỏi những sai xót, đặc biệt là tìm hiều sâu hơn nữa về thực trạng bất cân xứng thông tin trên thị trường chứng khoán, đặc biệt là trong nội bộ các tổ chức có liên quan. Hơn nữa, phần phân tích định lượng mới chỉ dừng lại ở mô hình nhân quả Granger hai biến, mặc dù mô hình này có thể có hiện tượng sai số do bỏ sót biến .Mặt khác, vấn đề đưa ra giải pháp nhằm giảm thiểu bất cân xứng thông tin chắc chắn là không tránh khỏi những thiếu xót. Có thể nói, vấn đề Bất cân xứng thông tin tồn tại trên bất kỳ một thị trường nào, không riêng gì thị trường tài chính nói chung và thị trường chứng khoán nói riêng. Vì vậy, việc phát triển, mở rộng và cụ thể hoá hơn nữa hệ thống giải pháp hạn chế bất cân xứng thông tin là một điều cực kỳ quan trọng để tiến tới xây dựng một thị trường chứng khoán thực sự hiệu quả và bản thân nó có thể làm tốt vai trò của mình trong việc huy động vốn, chu chuyển vốn. PHỤ LỤC -------------- Bảng tổng hợp số liệu theo quý của VN-Index và năm biến kinh tế vĩ mô sử dụng trong mô hình. Số liệu được tổng hợp từ Quý 3/2000 (khi thị trường chứng khoán Việ Nam bắt đầu đi vào hoạt động) đến Quý 4/ 2009, tổng cộng có 38 quan sát. Trong đó: VNI Giá đóng cửa VN- Index ngày cuối quý, tổng hợp từ Sở giao dịch chứng khoán TPHCM. IO Sản lượng công nghiệp theo quý, tổng hợp từ Tổng cục thống kê Việt Nam. CPI Chỉ số giá tiêu dùng theo quý (Quý 2/2000 = 100), tổng hợp từ Tổng cục thống kê Việt Nam. E Tỷ giá hối đoái ngày cuối quý, tổng hợp từ Báo cáo thường niên của Ngân hàng nhà nước Việt Nam. R Lãi suất cho vay theo quý, tổng hợp từ Báo cáo thường niên của Ngân Hàng nhà nước Việt Nam. M Phần trăm cung tiền tăng so với quý trước, trong đó số liệu cung tiền được tổng hợp từ các Báo cáo quốc gia hàng năm (Country report) của IMF. STT VNI IO CPI E R M Điểm Tỷ VND % VND/USD % % 1 120.71 48,727 95.69 13178 9.8 5.20 2 206.83 50,676 96.309 13301 9.8 12.52 3 269.3 52,703 96.929 13424 9.8 7.00 4 500.28 54,812 95.986 13549 9.2 4.40 5 244.46 57,004 95.932 13675 9.3 5.78 6 235.4 59,284 96.525 13802 8.8 6.23 7 200.15 61,656 99.408 13931 8.8 3.61 8 202.06 64,122 99.866 14060 9.6 4.42 9 182.13 66,687 100.05 14191 9.9 4.06 10 183.33 69,354 100.81 14323 9.9 4.48 11 145.41 72,128 103.22 14456 9.9 5.04 12 152.27 75,014 103.36 14591 9.9 6.60 13 139.32 78,014 102.89 14726 9.9 3.72 14 166.94 81,135 103.4 14863 10 7.59 15 277.44 84,380 107.59 15002 10 6.37 16 249.7 91,961 110.73 15141 10 4.92 17 233.19 86,583 112.87 15282 10.3 5.62 18 239.29 96,197 113.63 15503 10.7 10.63 19 246.51 101,195 117.34 15435 10.7 -0.43 20 246.81 104,500 119.66 15725 11.6 9.93 21 289.33 102,970 121.37 15810 11.8 9.11 22 307.5 107,703 121.18 15210 12 7.86 23 503.56 119,689 127.08 15683 11.8 7.08 24 515.59 122,105 128.59 15640 11.8 5.85 25 526.73 123,270 130.23 15777 11.8 6.56 26 751.77 126,903 131.47 15974 11.8 10.60 27 1071.33 129,758 135.45 15724 11.8 11.72 28 1024.68 145,363 131.14 15515 11.8 8.38 29 1046.86 142,838 141.41 15414 11.8 12.24 30 927.02 156,870 145.49 15750 11.8 7.51 31 516.85 160,555 157.67 15838 15.6 3.72 32 399.4 165,364 171.96 16507 21.2 0.45 33 456.7 165,663 180.66 16332 21.8 3.93 34 315.62 165,107 179.78 17198 11.5 11.12 35 280.67 153,522 163.98 17317 9.5 1.43 36 448.29 170,067 178.84 17760 9.2 7.94 37 580.9 181,599 187.88 17840 8.8 6.53 38 494.77 191,173 186.97 18470 8.8 2.27 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. GS.TS Trần Ngọc Thơ, 2005, Tài chính doanh nghiệp hiện đại, tái bản lần 2, NXB Thống Kê 2. Gujarati, 1999, Essensials of Econometrics, 2nd edition, Mc GranHill 3. Gujarati, 2003, Basic Econometrics, 4th edition, Mc GranHill 4. Humpe, A., 2005, Can macroeconomic variables explain long term stock market movements, A comparison of US and Japan, Working Paper. 5. Hubert Fromlet, Behavioral Finance – Theory & Practical Applicaion 6. Nguyễn Quang Dong, 2003, Bài giảng kinh tế lượng, xuất bản lần 1, NXB Thống Kê. 7. PGS.TS Nguyễn Trọng Hoài, Dự Báo và phân tích dữ liệu trong kinh tế và tai chính, NXB Thống Kê 8. Phùng Thanh Bình, 2009, Hướng dẫn sử dụng Eviews 9. ThS. Hoàng Ngọc Nhậm, 2007, Giáo trình Kinh tế lượng và Hướng dẫn sử dụng trên Eviews, NXB Thống Kê 10. Wing- Keung Wong, Habibullah Khan & JuinDu, 2005, Money, Interest rate & Stock price: New Evidence from Singapore & US, Working Paper. 11. Country roport from IMF, EIU 12. Thời báo kinh tế Việt Nam www.vneconomy.vn 13. www.bsc.com.vn 14. www.eiu.com 15. www.hsx.com 16. www.gso.gov.vn 17. www.imf.org 18. www.mof.gov.vn 19. www.saga.vn 20. www.sbs.com 21. www.sbv.gov.vn 22. www.ssc.gov.vn 23. www.vinabull.com 24. www.wikipedia.org 25. www.worldbank.org