Khóa luận tốt nghiệp Tài chính - Ngân hàng: Phân tích mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch trên thị trường chứng khoán Việt Nam

ĐẠI HỌC HUẾ

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ KHOA TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG

KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP ĐẠI HỌC

MỐI QUAN HỆ GIỮA CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VÀ KHỐI LƯỢNG CỔ PHIẾU GIAO DỊCH TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

Giáo viên hướng dẫn: TS. Phan Khoa Cương

Sinh viên thực hiện: Huỳnh Vũ Thùy Dương Lớp: K45B Tài chính - Ngân hàng Niên khóa: 2011 - 2015

Huế, tháng 05 năm 2015

Lời Cảm Ơn

Để hoàn thành đề tài khóa luận tốt nghiệp này, trước tiên tôi

chân thành cảm ơn tất cả quý Thầy cô giáo đã và đang công tác

tại trường Đại học Kinh tế Huế đã tận tình hướng dẫn, giảng dạy

và truyền đạt cho tôi những kiến thức, kĩ năng quý báu trong

suốt bốn năm học vừa qua.

Đặc biệt, tôi xin bày tỏ lòng biết ơn sâu sắc nhất đến TS.

Phan Khoa Cương, người đã trực tiếp hướng dẫn, tận tình giúp

đỡ và tạo mọi điều kiện cho tôi hoàn thành tốt khóa luận này.

Tôi cũng xin được gửi đến gia đình và bạn bè những lời cảm

ơn chân thành và sâu sắc vì những quan tâm, động viên và ủng

hộ đã dành cho tôi trong suốt quá trình nghiên cứu và thực hiện

đề tài.

Mặc dù đã cố gắng tìm hiểu, nghiên cứu để hoàn thiện đề tài

khóa luận, tuy nhiên, do hạn chế về thời gian, kiến thức cũng

như kinh nghiệm thực tế nên đề tài không tránh khỏi những

thiếu sót, vì vậy, tôi rất mong nhận được những ý kiến đóng góp

quý báu từ quý Thầy cô để đề tài được hoàn thiện hơn.

Tôi xin chân thành cám ơn!Huế, ngày 20 tháng 05 năm 2015

Huỳnh Vũ Thùy Dương Sinh viên thực hiện

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU VÀ CHỮ VIẾT TẮT ..................................................i

DANH MỤC CÁC SƠ ĐỒ, ĐỒ THỊ .........................................................................ii

DANH MỤC CÁC BIỂU BẢNG ............................................................................. iii

TÓM TẮT NGHIÊN CỨU ........................................................................................iv

NỘI DUNG NGHIÊN CỨU .....................................................................................1

Phần 1: ĐẶT VẤN ĐỀ ..............................................................................................1

1.1 Lý do lựa chọn đề tài .........................................................................................1

1.2 Mục tiêu nghiên cứu ..........................................................................................3

1.3 Đối tượng, phạm vi nghiên cứu.........................................................................3

1.4 Phương pháp nghiên cứu ...................................................................................4

1.5 Kết cấu đề tài .....................................................................................................5

Phần 2: NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU .............................................6

Chương I: TỔNG QUAN VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG

KHOÁN VÀ KHỐI LƯỢNG CỔ PHIẾU GIAO DỊCH .......................................6

1.1 Lý luận chung về mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ

phiếu giao dịch ........................................................................................................6

1.1.1 Chứng khoán...............................................................................................6

1.1.2 Cổ phiếu......................................................................................................7

1.1.3 Chỉ số giá chứng khoán VN-Index .............................................................9

1.1.4 Khối lượng cổ phiếu giao dịch .................................................................11

1.1.5 Mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch ...13

1.2 Các bằng chứng thực nghiệm trên thế giới về mối quan hệ giữa chỉ số giá

chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch.....................................................15

1.2.1 Nghiên cứu tại các thị trường chứng khoán phát triển .............................15

1.2.2 Nghiên cứu tại các thị trường chứng khoán mới nổi ................................18

1.2.3 Nhận xét chung về kết quả các nghiên cứu đi trước.................................22

1.3 Tổng quan về phương pháp và mô hình nghiên cứu .......................................25

1.3.1 Tính dừng..................................................................................................26

1.3.2 Mô hình VAR ...........................................................................................28

1.3.3 Kiểm định quan hệ nhân quả Granger (Granger Causality) .....................29

1.3.4 Hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương sai ........................................30

Chương II: PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ GIỮA CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG

KHOÁN VÀ KHỐI LƯỢNG CỔ PHIẾU GIAO DỊCH TRÊN THỊ TRƯỜNG

CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM ..............................................................................32

2.1 Tổng quan về tình hình thị trường chứng khoán Việt Nam ............................32

2.1.1 Quá trình hình thành thị trường chứng khoán Việt Nam..........................32

2.1.2 Tình hình Thị trường Chứng Khoán Việt Nam giai đoạn nghiên cứu:

01/01/2009 – 31/12/2014 ...................................................................................33

2.2 Kết quả thực nghiệm .......................................................................................43

2.2.1 Dữ liệu nghiên cứu ...................................................................................43

2.2.2 Phân tích mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ

phiếu giao dịch trên Thị trường chứng khoán Việt Nam...................................47

2.3 Đánh giá kết quả nghiên cứu ...........................................................................54

Chương III: MỘT SỐ GIẢI PHÁP NHẰM NÂNG CAO HIỆU QUẢ HOẠT

ĐỘNG CỦA THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM ............................59

3.1 Tăng tính minh bạch và hoàn thiện quá trình công bố thông tin.....................59

3.2 Nâng cao năng lực của nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán.....................61

3.3 Một số giải pháp khác......................................................................................61

Phần 3: KẾT LUẬN ................................................................................................64

TÀI LIỆU THAM KHẢO ......................................................................................66

PHỤ LỤC .................................................................................................................68

DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU VÀ CHỮ VIẾT TẮT

: TTCK Thị trường chứng khoán.

: HOSE Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ

Chí Minh.

: HNX Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội.

: CTCP Công ty cổ phần.

: CP Cổ phiếu.

NHTMCP : Ngân hàng thương mại cổ phần.

: TP.HCM Thành phố Hồ Chí Minh.

Mô hình VAR : Mô hình vector tự hồi quy

(Vector Autoregression Model).

Hàm IRF : Hàm phản ứng đẩy (Impulse Response

Function).

Kiểm định ADF : Kiểm định Augmented Dickey-Fuller.

Kiểm định PP : Kiểm định Phillip-Perron.

Mô hình MDH : Mô hình hỗn hợp của phân phối (The Mixture

of Distribution models).

Mô hình SAI : Mô hình thông tin truyền tải một cách tuần tự

(The Sequential Arrival Information models).

DANH MỤC CÁC SƠ ĐỒ, ĐỒ THỊ

Hình 2.1: Diễn biến chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch Năm 2009 ..............33

Hình 2.2: Diễn biến chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch Năm 2010 ..............34

Hình 2.3: Diễn biến chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch Năm 2011 ..............36

Hình 2.4: Diễn biến chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch Năm 2012 ..............38

Hình 2.5: Diễn biến chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch Năm 2013 ..............40

Hình 2.6: Diễn biến chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch Năm 2014 ..............41

Hình 2.7: Đồ thị thống kê mô tả dữ liệu ...................................................................45

Hình 2.8: Hàm phản ứng đẩy IRF của biến R...........................................................50

Hình 2.9: Hàm phản ứng đẩy IRF của biến V...........................................................51

DANH MỤC CÁC BIỂU BẢNG

Bảng 2.1: Thống kê mô tả .........................................................................................44

Bảng 2.2: Kiểm định nghiệm đơn vị - tính dừng ......................................................46

Bảng 2.3: Độ trễ theo các tiêu chuẩn ........................................................................47

Bảng 2.4: Mô hình VAR với độ trễ tối ưu là 4 .........................................................48

Bảng 2.5: Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger .........................................49

Bảng 2.6: Phân rã phương sai của biến R .................................................................52

iii

Bảng 2.7: Phân rã phương sai của biến V .................................................................53

TÓM TẮT NGHIÊN CỨU

----------

Đề tài nghiên cứu tìm hiểu về mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và

khối lượng cổ phiếu giao dịch trên Thị trường chứng khoán Việt Nam. Với số liệu

sử dụng là dữ liệu hằng ngày về khối lượng giao dịch và chỉ số VN Index tại thời

điểm đóng cửa thị trường được thu thập trong khoảng thời gian từ ngày 01/01/2009

đến ngày 31/12/2014 với tổng cộng 1496 quan sát, qua việc sử dụng mô hình VAR,

kiểm định Granger, hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương sai theo phương

pháp Cholesky, nghiên cứu đã tìm ra bằng chứng về sự tồn tại mối quan hệ giữa chỉ

số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch tại thị trường chứng khoán

Việt Nam. Kết quả từ mô hình VAR kiểm định Granger đã chỉ ra rằng mối quan hệ

giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch là mối quan hệ nhân

quả 2 chiều. Tuy nhiên, kết quả của hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương sai

lại cho thấy rằng tại thị trường chứng khoán Việt Nam, mối quan hệ tác động qua

lại này còn chưa rõ ràng. Từ kết quả nghiên cứu, đề tài đề suất một số giải pháp

nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động của thị trường chứng khoán Việt Nam.

NỘI DUNG NGHIÊN CỨU

Phần 1

ĐẶT VẤN ĐỀ

1.1 Lý do lựa chọn đề tài

Xu thế hội nhập kinh tế quốc tế và khu vực cùng với sự ra đời của các tổ chức

quốc tế, các khối thị trường chung, đòi hỏi các quốc gia phải thúc đẩy phát triển

kinh tế với tốc độ và hiệu quả ngày càng cao, đặc biệt là giai đoạn hiện nay, trong

điều kiện nền kinh tế Việt Nam ngày càng hội nhập sâu rộng vào nền kinh tế thế

giới, thì hơn bao giờ hết thị trường chứng khoán càng khẳng định rõ vai trò và vị thế

của mình đối với toàn bộ nền kinh tế. Trải qua hơn 14 năm phát triển gắn liền với sự

thăng trầm của nền kinh tế thế giới, quy mô và phạm vi của thị trường đang từng

ngày lớn mạnh với cơ sở hạ tầng và trang thiết bị hiện đại, hoạt động sôi động, đạt

được hiệu quả rất cao không chỉ đóng vai trò tạo ra các công cụ có tính thanh khoản

cao, là kênh cung ứng vốn cho nền kinh tế mà còn góp phần thực hiện tái phân phối

công bằng hơn, tạo cơ hội cho Chính phủ huy động các nguồn tài chính mà không

gây áp lực về lạm phát, đồng thời còn là kênh cung cấp thông tin tuyệt vời về các

chu kỳ kinh doanh trong tương lai.

Sự phát triển mạnh mẽ và ngày càng hiệu quả của thị trường chứng khoán như

hiện nay đã thu hút ngày càng nhiều nhà đầu tư. Tuy nhiên để có thể tham gia một

cách hiệu quả trong thị trường này, thì các nhà đầu tư cần có những kiến thức và

thông tin nhất định. Thông tin tốt hay xấu, quá trình nắm bắt và xử lý thông tin

nhanh hay chậm sẽ ảnh hưởng rất lớn đến kết quả của các giao dịch được thực hiện,

hay nói cách khác chính điều này sẽ ảnh hưởng đến lợi nhuận của nhà đầu tư. Theo

PGS.TS. Trương Đông Lộc các nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán thường rất

quan tâm đến khối lượng cổ phiếu giao dịch do đây có thể chứa đựng những thông

tin rất có giá trị về sự thay đổi giá cổ phiếu trong tương lai hay nói cách khác đó

chính là lợi nhuận của các nhà đầu tư. Khối lượng cổ phiếu giao dịch cung cấp sự

xác nhận thứ cấp quan trọng cho diễn biến về giá trên đồ thị, đồng thời gia tăng

thêm những cảnh báo cho sự thay đổi sắp xảy đến trong xu hướng hiện tại. Tuy

nhiên đây mới chỉ là những kết luận mang tính chất định tính. Vậy, về mặt định

lượng, liệu có mối quan hệ nào giữa giá và khối lượng giao dịch trên thị trường

chứng khoán hay không? Đây là vấn đề đang nhận được sự quan tâm của các nhà

kinh tế tài chính trong nước nói riêng và trên thế giới nói chung trong nhiều năm

gần đây. Các nghiên cứu về mối quan hệ giữa giá chứng khoán và khối lượng giao

dịch đã được thực hiện ở cả các thị trường chứng khoán phát triển và thị trường mới

nổi. Mở đầu cho vấn đề này không thể nào không nhắc đến nghiên cứu của Karpoff

vào năm 1987, ông đã tìm ra các bằng chứng về mối quan hệ tích cực giữa sự thay

đổi giá và khối lượng giao dịch. Các nghiên cứu của Hutson, Kearney và Lynch

(2008), Chuang, Kuan và Lin (2009) cũng đã đưa ra các kết luận tương tự ở thị

trường chứng khoán Úc, Bỉ, Anh, Canada, Pháp, Ý, Nhật Bản, Hà Lan, Tây Ban

Nha, Thụy Điển và Hoa Kỳ. Ở các thị trường chứng khoán mới nổi, nghiên cứu của

Moosa và Al-Loughani (1996) chỉ ra rằng có mối quan hệ tác động qua lại giữa giá

cổ phiếu và khối lượng giao dịch ở thị trường chứng khoán Singapore và Thái Lan.

Chuang, Liu và Susmel (2012) cũng tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ này trong

cả 10 thị trường chứng khoán ở khu vực Châu Á.

Mặc dù mối quan hệ giữa giá cổ phiếu và khối lượng giao dịch đã được nghiên

cứu khá nhiều trong hơn hai thập kỷ qua, tuy nhiên, có rất ít những công trình

nghiên cứu về đề tài này liên quan đến thị trường chứng khoán Việt Nam được công

bố. Xuất phát từ sự quan tâm trên đồng thời để giúp cho các nhà đầu tư trên thị

trường chứng khoán Việt Nam có thể đưa ra quyết định hợp lý nhằm mục đích sinh

lợi cao nhất, tôi quyết định chọn và thực hiện đề tài “Mối quan hệ giữa chỉ số giá

chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch trên Thị trường Chứng khoán

Việt Nam” qua đó hi vọng sẽ đóng góp vào kho tàng các đề tài nghiên cứu trong

lĩnh vực kinh tế tài chính cũng như sự phát triển của thị trường chứng khoán Việt

Nam nói riêng và các thị trường chứng khoán trên toàn thế giới nói chung.

1.2 Mục tiêu nghiên cứu

1.2.1 Mục tiêu chung

Phân tích mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao

dịch trên Thị trường Chứng khoán Việt Nam.

1.2.2 Mục tiêu cụ thể

- Khái quát những vấn đề lý luận và thực tiễn nghiên cứu về mối quan hệ giữa

chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch.

- Tổng quan về tình hình biến động chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ

phiếu giao dịch giai đoạn nghiên cứu.

- Xem xét liệu có tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa biến động chỉ số giá chứng

khoán (VN-Index) và biến động khối lượng giao dịch trên Thị trường Chứng khoán

Việt Nam hay không? Nếu có thì mối quan hệ này mạnh hay yếu và điều này có ý

nghĩa như thế nào?

- Đề xuất một số giải pháp nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động của Thị trường

chứng khoán Việt Nam.

1.3 Đối tượng, phạm vi nghiên cứu

1.3.1 Đối tượng nghiên cứu

Mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch trên

Thị trường Chứng khoán Việt Nam.

1.3.2 Phạm vi nghiên cứu

Không gian: Thị trường Chứng khoán Việt Nam.

Đề tài lựa chọn sử dụng dữ liệu về chỉ số giá chứng khoán (VN-Index) và khối

lượng giao dịch trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE)

do khả năng đại diện tốt cho Thị trường Chứng khoán Việt Nam.

Thời gian: từ 01/01//2009 – 31/12/2014.

Lý do lựa chọn: Trong khoảng thời gian từ 2000 – 2005 thị trường chứng khoán

chỉ mới ở giai đoạn khởi động, tích lũy kinh nghiệm, tạo đà cho sự phát triển về sau,

thanh khoản thị trường lúc này khá kém do quy mô nhỏ và khối lượng giao dịch ít.

Từ năm 2006 thị trường chứng khoán được xem có bước phát triển mang tính chất

đột phá với hoạt động giao dịch sôi động và mức tăng trưởng ấn tượng. Tuy nhiên,

đến năm 2008 với tác động của cuộc khủng hoảng thế giới, thị trường chứng khoán

Việt Nam cũng theo đó sụt giảm mạnh khiến cho bất cứ nghiên cứu nào trong giai

đoạn này cũng mất ý nghĩa. Từ năm 2009 trở đi thị trường bắt đầu tăng trưởng trở

lại với các chỉ số chứng khoán bắt đầu hoàn thiện và trở về với quy luật vốn có. Vì

vậy, để đảm bảo tính hiệu quả, ý nghĩa thiết thực của đề tài, thời gian được chọn để

thu thập dữ liệu của các biến là 01/01/2009 – 31/12/2014.

1.4 Phương pháp nghiên cứu

1.4.1 Phương pháp nghiên cứu tài liệu

Đề tài tìm hiểu những vấn đề lý luận và thực tiễn các công trình nghiên cứu

trong và ngoài nước về mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ

phiếu giao dịch. Qua đó, tiến hành phân tích, so sánh các phương pháp và kết quả

nhằm tìm ra điểm chung cũng như sự riêng biệt của từng nghiên cứu, từ đó tìm ra

hướng đi phù hợp.

1.4.2 Phương pháp thu thập dữ liệu:

Cơ sở lý luận, các khái niệm, công trình nghiên cứu của các tác giả trong và

ngoài nước về về mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu

giao dịch, thông tin tổng quan về tình hình thị trường chứng khoán và Sở Giao dịch

chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh được thu thập từ sách báo, các website, tạp

chí chuyên ngành kinh tế, tài chính, chứng khoán.

Dữ liệu hằng ngày về chỉ số VN-Index tại thời điểm đóng cửa thị trường và

khối lượng giao dịch tổng cộng cả phiên (không tính đến khối lượng giao dịch thỏa

thuận do nó không ảnh hưởng tới chỉ số VN-Index) trên Sở Giao dịch chứng khoán

thành phố Hồ Chí Minh được lấy từ bộ dữ liệu lịch sử của trang cophieu68.com

trong khoảng thời gian từ 01/01//2009 – 31/12/2014.

1.4.3 Phương pháp phân tích dữ liệu

- Thống kê mô tả: phân tích sơ bộ các đặc trưng kỹ thuật của dãy số liệu thu

thập được để có cái nhìn tổng quát về đặc tính của các dãy số liệu bằng phần mềm

Eviews 8.

- Kiểm định nghiệm đơn vị - tính dừng: đây là điều kiện tiên quyết khi đưa ra

kết luận có ý nghĩa trong phân tích đối với chuỗi thời gian và tăng độ chính xác

cũng như độ đáng tin cậy của mô hình. Để kiểm tra tính dừng của các chuỗi dữ liệu

theo thời gian, đề tài sử dụng phương pháp ADF (Augmented Dickey-Fuller) và PP

(Phillip-Perron).

- Mô hình tự hồi quy vector VAR 2 biến và kiểm định quan hệ nhân quả

Granger: dùng để phát hiện mối quan hệ tác động qua lại giữa biến động chỉ số giá

chứng khoán và biến động khối lượng giao dịch, sự thay đổi chỉ số giá chứng khoán

có là nguyên nhân gây ra sự biến động của khối lượng giao dịch hay không và

ngược lại.

- Hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương sai: dùng để đánh giá mức độ tác

động qua lại giữa sự thay đổi chỉ số giá chứng khoán và sự biến động của khối

lượng giao dịch là mạnh hay yếu.

1.5 Kết cấu đề tài

Chương I: Tổng quan về mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối

lượng cổ phiếu giao dịch.

Chương II: Phân tích mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng

cổ phiếu giao dịch trên Thị trường Chứng khoán Việt Nam.

Chương III: Một số giải pháp nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động của Thị

trường chứng khoán Việt Nam.

Phần 2

NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Chương I

TỔNG QUAN VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA CHỈ SỐ GIÁ

CHỨNG KHOÁN VÀ KHỐI LƯỢNG CỔ PHIẾU GIAO DỊCH

1.1 Lý luận chung về mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng

cổ phiếu giao dịch

1.1.1 Chứng khoán

1.1.1.1 Khái niệm

Có rất nhiều định nghĩa khác nhau về chứng khoán, tuy nhiên, theo cách hiểu

chung nhất, chứng khoán là bằng chứng xác nhận quyền và lợi ích hợp pháp của

người sở hữu đối với tài sản hoặc phần vốn của tổ chức phát hành và có thể mua

bán trên thị trường. Chứng khoán được thể hiện dưới hình thức chứng chỉ, bút toán

ghi sổ hoặc dữ liệu điện tử, bao gồm các loại sau đây:

- Cổ phiếu, trái phiếu, chứng chỉ quỹ.

- Quyền mua cổ phần, chứng quyền, quyền chọn mua, quyền chọn bán, hợp

đồng tương lai, nhóm chứng khoán hoặc chỉ số chứng khoán.

1.1.1.2 Đặc điểm

Tính thanh khoản: Tính thanh khoản của một tài sản là thời gian và chi phí

chuyển đổi tài sản đó thành tiền mặt. Tính thanh khoản cao hay thấp phụ thuộc vào

khoảng thời gian và chi phí cần thiết cho việc chuyển đổi và rủi ro của việc giảm

sút giá trị của tài sản đó do chuyển đổi. Chứng khoán có tính thanh khoản cao hơn

so với các tài sản khác, thể hiện qua khả năng chuyển nhượng cao trên thị trường.

Tính thanh khoản tạo ra sự hấp dẫn đối với nhà đầu tư, thỏa mãn nhu cầu của họ,

đồng thời cũng hạn chế rủi ro giảm sút giá trị tiền tệ của chứng khoán.

Tính rủi ro: Chứng khoán là các tài sản tài chính mà giá trị của nó chịu tác

động lớn của rủi ro, bao gồm rủi ro có hệ thống và rủi ro không có hệ thống. Rủi ro

hệ thống hay còn gọi là rủi ro thị trường, chịu tác động của các điều kiện kinh tế

chung như: lạm phát, sự thay đổi tỷ giá hối đoái, lãi suất v.v. Rủi ro phi hệ thống là

loại rủi ro chỉ tác động đến một tài sản riêng lẻ hoặc một nhóm nhỏ các tài sản và

thường liên quan tới điều kiện của nhà phát hành. Các nhà đầu tư thường quan tâm

tới việc xem xét, đánh giá các rủi ro liên quan, trên cơ sở đó đề ra các quyết định

trong việc lựa chọn, nắm giữ hay bán các chứng khoán.

Tính sinh lời: Chứng khoán là một tài sản tài chính mà khi sở hữu nó, nhà đầu

tư mong muốn nhận được một thu nhập lớn hơn trong tương lai. Thu nhập này được

bảo đảm bằng khoản lợi tức được phân chia hằng năm mà người phát hành phải trả

cho người sở hữu chứng khoán và việc tăng giá chứng khoán trên thị trường. Khả

năng sinh lời bao giờ cũng quan hệ chặt chẽ với rủi ro của tài sản, thể hiện trong

nguyên lý mức độ chấp nhận rủi ro càng cao thì lợi nhuận kỳ vọng càng lớn.

1.1.1.3 Vai trò

Chứng khoán là công cụ rất hữu hiệu trong nền kinh tế thị trường trong việc tạo

nên một lượng vốn tiền tệ khổng lồ tài trợ dài hạn cho các mục đích mở rộng sản

xuất kinh doanh của các doanh nghiệp hay các dự án đầu tư của Nhà nước và tư

nhân. Chứng khoán là các loại giấy tờ có giá trị kinh tế hay nói cách khác đó là

công cụ tài chính có giá trị tương ứng như tiền mặt và được mua bán hoặc chuyển

nhượng. Chứng khoán là một loại hàng hoá rất tiêu biểu trong cơ chế kinh tế thị

trường tự do.

1.1.2 Cổ phiếu

1.1.2.1 Khái niệm

Cổ phiếu là loại chứng khoán xác nhận quyền và lợi ích hợp pháp của người sở

hữu đối với một phần vốn cổ phần của tổ chức phát hành.

1.1.2.2 Đặc điểm

Tính thanh khoản: Cổ phiếu có khả năng chuyển hóa thành tiền mặt một cách

dễ dàng. Tuy nhiên, tính thanh khoản của cổ phiếu còn phụ thuộc vào nhiều yếu tố.

Đầu tiên là kết quả kinh doanh của tổ chức phát hành: thông thường, nếu tổ chức

phát hành hoạt động kinh doanh có hiệu quả, trả cổ tức cao, cổ phiếu của công ty sẽ

thu hút nhà đầu tư và dễ dàng mua bán trên thị trường. Thứ hai là mối quan hệ cung

cầu: giá cổ phiếu phụ thuộc rất lớn vào nhu cầu của nhà đầu tư trên thị trường.

Ngoài ra, các nhân tố khác như đầu cơ, móc ngoặc, lũng đoạn chứng khoán của cá

nhân, tổ chức nhằm tạo ra cung cầu chứng khoán giả tạo cũng làm tính thanh khoản

của cổ phiếu bị méo mó.

Tính lưu thông: Tính lưu thông khiến cổ phiếu có giá trị như một loại tài sản

thực sự, giúp chủ sở hữu cổ phiếu thực hiện được những hoạt động như thừa kế,

tặng, cho… để thực hiện nghĩa vụ tài sản của mình.

Tính tư bản giả: Cổ phiếu có tính tư bản giả, tức là cổ phiếu có giá trị như tiền.

Tuy nhiên, cổ phiếu không phải là tiền và nó chỉ có giá trị khi được đảm bảo bằng

tiền. Mệnh giá của cổ phiếu cũng không phản ánh đúng giá trị của cổ phiếu. Với cổ

phiếu phổ thông thì mệnh giá chủ yếu mang tính chất danh nghĩa do giá trị của cổ

phiếu được quyết định bởi thị trường, nhưng với cổ phiếu ưu đãi thì mệnh giá gần

với giá trị thực tế hơn, vì cổ tức được tính toán theo một số phần trăm nhất định của

mệnh giá.

Tính rủi ro cao: Về lý thuyết, khi đã phát hành, cổ phiếu không đem lại rủi ro

cho tổ chức phát hành, mà rủi ro lúc này thuộc về chủ sở hữu cổ phiếu. Nguyên

nhân là giá trị của cổ phiếu do các nguyên nhân khách quan quyết định, như kết quả

kinh doanh của tổ chức phát hành, tình hình chính trị, kinh tế, xã hội của quốc gia

và toàn thế giới… Hơn nữa, giá trị cổ phiếu còn bị ảnh hưởng bởi tâm lý của số

đông nhà đầu tư khi nắm bắt các thông tin không chính xác hay chính sự thiếu hiểu

biết của nhà đầu tư cũng khiến cổ phiếu rủi ro hơn. Tất nhiên, rủi ro cao thường đi

kèm với kỳ vọng lợi nhuận lớn và điều này tạo nên sự hấp dẫn của cổ phiếu đối với

các nhà đầu tư.

1.1.2.3 Phân loại cổ phiếu:

- Căn cứ vào quyền lợi cổ đông: cổ phiếu bao gồm cổ phiếu phổ thông hay còn

gọi là cổ phiếu thường(common/ordinary stocks) và cổ phiếu ưu đãi (preferred

stocks).

- Căn cứ vào khả năng chuyển nhượng: cổ phiếu ghi danh (name stocks), cổ

phiếu vô danh (bearer stocks).

- Căn cứ vào khả năng thu nhập và trạng thái doanh nghiệp phát hành: cổ phiếu

thượng hạng (blue-chip), cổ phiếu tăng trưởng (growth stocks), cổ phiếu phòng vệ

(defensive stocks), cổ phiếu thu nhập (income stocks), cổ phiếu chu kì (cyclical

stocks), cổ phiếu thời vụ (seasonal stocks).

- Căn cứ vào quyền tham gia bỏ phiếu: cổ phiếu đơn phiếu, cổ phiếu đa phiếu,

cổ phiếu lưỡng phiếu.

- Căn cứ vào tình trạng phát hành: cổ phiếu được phép phát hành, cổ phiếu đã

phát hành, cổ phiếu quỹ, cổ phiếu đang lưu hành.

1.1.3 Chỉ số giá chứng khoán VN-Index

1.1.3.1 Khái niệm

Theo PGS.TS. Nguyễn Minh Kiều thì chỉ số giá chứng khoán là chỉ báo giá cổ

phiếu phản ánh xu hướng phát triển của thị trường cổ phiếu, thể hiện xu hướng thay

đổi của giá cổ phiếu và tình hình giao dịch trên thị trường. Hay có thể hiểu đơn giản

chỉ số giá chứng khoán là thước đo bình quân giá các chứng khoán giao dịch trên thị

trường.

Mỗi một thị trường chứng khoán có thể công bố một hoặc một vài chỉ số giá

chứng khoán, đó có thể là chỉ số cho tất cả cổ phiếu trên thị trường của một quốc

gia, như chỉ số giá Hangseng của Hồng Kông, chỉ số giá cổ phiếu tổng hợp của Hàn

Quốc (KOSPI); cũng có thể là chỉ số cho từng ngành, nhóm ngành, như chỉ số giá

cổ phiếu ngành công nghiệp của Hoa Kỳ (DJIA) hoặc cho trường quốc tế như chỉ số

Hangseng Châu á (HSAI), chỉ số Dow Joness quốc tế (DJWSI).

Ở Việt Nam, trong giai đoạn đầu chỉ số giá chứng khoán VN-Index là chỉ số

duy nhất đại diện cho các cổ phiếu được niêm yết trên Trung tâm giao dịch

chứng khoán. Hiện nay, VN-Index là chỉ số được xây dựng dựa trên giá trị thị

trường của tất cả các cổ phiếu được niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán

Thành phố Hồ Chí Minh.

1.1.3.2 Ý nghĩa

Chỉ số giá chứng khoán (VN-Index) thể hiện xu hướng biến động giá tại Sở giao

dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh, có khả năng đại diện tốt, được coi là

phong vũ biểu thể hiện tình hình hoạt động của thị trường chứng khoán Việt Nam.

Chỉ số giá chứng khoán luôn được theo dõi chặt chẽ và nhận được sự quan tâm

từ các nhà kinh tế học vì nó có liên quan chặt chẽ đến tình hình kinh tế, chính trị, xã

hội của mỗi quốc gia và toàn thế giới.

1.1.3.3 Phương pháp tính:

Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam (VN-Index) được tính theo phương pháp

bình quân gia quyền giá trị với quyền số là số lượng chứng khoán niêm yết tại thời

kỳ tính toán. Người ta thường dùng công thức Passcher để tính :

∑

VN-Index= x100

Trong đó:

P1i, Q1i : Lần lượt là giá và số lượng cổ phiếu i tại thời điểm báo cáo.

P0i, Q0i : Lần lượt là giá và số lượng cổ phiếu i tại thời điểm gốc được chọn là ngày

28/07/2000.

N : Số lượng cổ phiếu đưa vào tính chỉ số.

Trong quá trình tính toán chỉ số, bên cạnh sự biến động về giá cổ phiếu làm

thay đổi giá trị chỉ số, còn có một số nhân tố khác làm thay đổi như cơ cấu số cổ

phiếu niêm yết (thêm, bớt, tách, gộp cổ phiếu). Trong trường hợp này sẽ ảnh hưởng

đến tính không liên tục của chỉ số, nghĩa là chỉ số ngày báo cáo không đồng nhất

với chỉ số ngày trước đó. Do đó, cần phải thêm vào sự điều chỉnh này bằng hệ số

chia của công thức trên.

- Trường hợp có các cổ phiếu mới đưa vào niêm yết, hay tổ chức niêm yết tiến

ổ

á ị ủ á

ị ườ ê ế ớ

ệ ố

ớ

ệ ố

ũ ×

ị ườ á

ị ị ườ á ê ế ũ ị

ê ế ũ ổ - Trường hợp một số loại cổ phiếu niêm yết hay tổ chức niêm yết tiến hành

hành nâng vốn, hệ số chia mới được tính như sau:

ổ

giảm vốn, hệ số chia mới được tính như sau:

ị ườ ị á ỏ ủ ủ á

−

ệ ố

ớ

ệ ố

ũ ×

ị ị ườ á ê ế ũ ị

ổ

ị ườ á

ê ế ũ

Lúc đó:

ổ

ị

ị ườ ủ

đổ

ệ ố

ớ

VN-Index= x100

1.1.4 Khối lượng cổ phiếu giao dịch

1.1.4.1 Khái niệm

Khối lượng giao dịch là số lượng đơn vị được giao dịch trong khoảng thời gian

nhất định, thông thường là trong một ngày. Đó là khối lượng của cổ phiếu phổ

thông được giao dịch mỗi ngày trên thị trường chứng khoán.

Các yếu tố ảnh hưởng đến khối lượng cổ phiếu giao dịch trên thị trường:

- Giá chứng khoán: đây là nhân tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến khối lượng

cổ phiếu giao dịch, thông thường đây là ảnh hưởng tích cực, làm tăng khối lượng cổ

phiếu giao dịch.

- Khối lượng giao dịch của chính công ty phát hành: Hiện tượng mua lại cổ

phiếu của chính các công ty phát hành có ảnh hưởng tích cực, làm tăng khối lượng

cổ phiếu giao dịch.

- Công ty phát hành thêm cổ phiếu: Thường có ảnh hưởng tiêu cực, làm giảm

khối lượng cổ phiếu giao dịch, khiến cho cổ phiếu bị “pha loãng” và giá cổ phiếu

lúc này sẽ giảm (theo một tỷ lệ nhất định phụ thuộc vào số lượng phát hành thêm).

- Hiện tượng mua bán trong nội bộ công ty: Nếu mua cổ phiếu hứa hẹn tiềm

năng phát triển trong tương lai, ảnh hưởng tích cực đến khối lượng giao dịch.

1.1.4.2 Ý nghĩa

Việc phân tích khối lượng giao dịch là một công việc cần thiết nhằm khẳng định

các tín hiệu về giá cả. Việc dự đoán giá cổ phiếu trong tương lai không chỉ đơn

thuần dựa vào sự biến động giá mà còn phụ thuộc vào nhiều yếu tố khác nhau, trong

đó không thể thiếu được khối lượng giao dịch.

Trong một xu hướng giá tăng (uptrend), thông thường khối lượng sẽ gia tăng

một cách từ từ cùng với giá, điều này là sự hỗ trợ cho đà tăng trưởng, tiếp tục đẩy

mức giá lên cao. Tuy nhiên, nếu có sự gia tăng một cách đột biến (thường là trên

150% so với khối lượng trung bình 20 phiên) thì có khả năng đó là sự chốt lời đồng

loạt của nhà đầu tư trên thị trường.

Khi giá đang trong một xu hướng xuống (downtrend) thông thường khối lượng

sẽ giảm, các giao dịch có phần ảm đạm hơn khiến cho các cổ phiếu tiếp tục đà giảm

giá. Tuy nhiên, nếu khối lượng tăng trưởng trở lại sẽ là dấu hiệu cho thấy đà giảm

giá có thể sẽ được hãm lại nhờ vào lực cầu bắt đáy (bottom-fishing). Thông thường,

trong trường hợp này sẽ có một độ trễ nhất định giữa sự phục hồi khối lượng và

phục hồi của giá.

Tóm lại, khối lượng cổ phiếu giao dịch cung cấp sự xác nhận thứ cấp quan

trọng cho diễn biến về giá trên đồ thị, đồng thời gia tăng thêm những cảnh báo cho

sự thay đổi sắp xảy đến trong xu hướng hiện tại. Khi được kết hợp với diễn biến giá,

khối lượng giao dịch thể hiện xu hướng tăng/giảm của giá là đang mạnh hay yếu,

bên cạnh đó còn giúp đo lường áp lực mua bán ẩn dấu đằng sau sự di chuyển của

giá, đồng thời còn cho phép nhà đầu tư có thể dự đoán được xu hướng thị trường

chứng khoán hiện tại.

Tuy nhiên đây mới chỉ là những kết luận mang tính chất định tính. Vậy, về mặt

định lượng, liệu có mối quan hệ nào giữa sự thay đổi giá và biến động khối lượng

giao dịch trên thị trường chứng khoán Việt Nam hay không? Đây là vấn đề đang

nhận được sự quan tâm của các nhà kinh tế tài chính trong nước nói riêng và trên

thế giới nói chung trong nhiều năm gần đây. Phần tiếp theo sẽ tìm hiểu về các

nghiên cứu về mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng giao dịch đã

được thực hiện ở cả các thị trường chứng khoán phát triển và thị trường mới nổi.

1.1.5 Mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch

Phần này đưa ra cái nhìn tổng quan về một số nghiên cứu đầu tiên đặt nền tảng

lý thuyết cơ bản cho mối quan hệ giữa sự thay đổi chỉ số giá chứng khoán và khối

lượng giao dịch.

Karpoff (1987) đã đưa ra 4 lý do tại sao mối quan hệ giữa sự thay đổi giá và

khối lượng giao dịch lại nhận được rất nhiều mối quan tâm đặc biệt của các nhà

kinh tế tài chính trên toàn thế giới. Đầu tiên, mối quan hệ giữa sự thay đổi giá và

khối lượng giao dịch cung cấp cái nhìn sâu sắc về cấu trúc thị trường tài chính như:

mức độ tác động của thông tin tới thị trường chứng khoán, các thông tin được phổ

biến như thế nào, mức độ giá cả truyền tải thông tin và những hạn chế của bán

khống. Thứ hai, mối quan hệ này được dùng để kiểm tra tính hữu ích của những

phân tích kỹ thuật dùng dữ liệu quá khứ về giá và khối lượng để đưa ra suy luận về

xu hướng thị trường. Hơn nữa, nó còn được sử dụng để kiểm tra vai trò của đầu cơ

đối với sự biến động giá, do đầu cơ có quan hệ chặt chẽ với khối lượng giao dịch.

Cuối cùng, mối quan hệ giữa sự thay đổi giá và khối lượng giao dịch có ảnh hưởng

đến hợp đồng tương lai, chứa đựng những hàm ý quan trọng ảnh hưởng đến các

nghiên cứu trong các thị trường giao sau.

Trong suốt hơn hai thập kỉ qua, nghiên cứu về mối quan hệ giữa sự thay đổi giá

chứng khoán và khối lượng giao dịch trên thị trường chứng khoán đã nhận được rất

nhiều sự quan tâm từ các nhà kinh tế học. Trong đó, phải kể đến hai mô hình đầu

tiên đặt nền tảng lý thuyết giải thích cho mối quan hệ giữa sự thay đổi giá chứng

khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch: mô hình hỗn hợp của phân phối (The

mixture of distribution models) và mô hình thông tin truyền tải một cách tuần tự

(The sequential arrival information models)

Mô hình hỗn hợp của phân phối (The mixture of distribution models) được

phát triển từ giả thuyết hỗn hợp của phân phối (Mixture of Distribution Hypothesis

_ MDH) trong các nghiên cứu của Clark (1973), Epps và Epps (1976), và Harris

(1986) cho rằng biến động giá và khối lượng giao dịch có mối quan hệ nhân quả do

những dòng chảy thông tin tiềm ẩn và giá cố phiếu có những thay đổi lớn bởi những

thông tin được truyền tải ra thị trường. Nghiên cứu trên sử dụng biến khối lượng

giao dịch như là một đại lượng cho sự biến động được gây ra bởi thông tin mới đến.

Các tác giả cho rằng giá trị của sự thay đổi giá và khối lượng giao dịch phân phối

độc lập với nhau và số lượng thông tin đến trong mỗi thời điểm là khác nhau. Mô

hình chỉ ra rằng giá và khối lượng có quan hệ tương quan thuận chiều do phương sai

sự thay đổi giá trong mỗi giao dịch phụ thuộc vào khối lượng của giao dịch đó. Các

tác giả cho rằng sự thay đổi giá và khối lượng là cùng phụ thuộc vào thông tin do

yếu tố phân phối chung của chúng, nghĩa là việc tồn tại mối quan hệ giữa sự thay

đổi giá và khối lượng là do sự phụ thuộc giữa giá và khối lượng vào tốc độ dòng

chảy thông tin vào thị trường. Điều này hàm ý rằng giá và khối lượng phản ứng

cùng một lúc với sự xuất hiện của thông tin mới.

Theo mô hình thông tin truyền tải một cách tuần tự (The sequential arrival

information models_SAI) được đưa ra bởi Copeland (1976) và phát triển sau này

bởi Jennings et al. (1981), tồn tại mối quan hệ nhân quả hai chiều tích cực giữa

thay đổi tuyệt đối của giá và khối lượng. Copeland (1976) chỉ ra rằng khi có thông

tin mới được đưa ra thì nó sẽ không được phổ biến ngay với tất cả các nhà đầu tư

trên thị trường một cách đồng thời mà chỉ có một số ít các nhà đầu tư nắm được

thông tin này. Sau đó thông tin sẽ được truyền tải tuần tự dần dần đến tất cả các nhà

đầu tư, hay nói cách khác, thông tin là bất cân xứng. Sự cân bằng thông tin cuối

cùng chỉ được hình thành sau một chuỗi trung gian hoặc cân bằng chuyển tiếp đã

xảy ra. Điều này gây ra những thay đổi trong giá cổ phiếu, tạo nên những cân bằng

giá liên tiếp đi kèm với khối lượng giao dịch cao. Do đó, kết luận quan trong được

rút ra từ mô hình này là tỷ suất sinh lợi quá khứ có khả năng dự đoán khối lượng

giao dịch hiện tại và ngược lại.

Ngoài 2 mô hình trên, mô hình về nhà đầu tư “bất hợp lý” (The noise-trader

models) của Delong et al. (1990) cũng cung cấp một sự giải thích cho mối quan hệ

nhân quả giữa sự thay đổi giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch. Theo

mô hình này, hoạt động của những nhà đầu tư “bất hợp lý” (noise-traders), là các

nhà đầu tư thường ra quyết định mua hoặc bán không dựa trên cơ sở, phân tích kinh

tế mà thường đầu tư theo cảm tính và xu hướng, đồng thời có những phản ứng thái

quá với những thông tin tốt hoặc xấu sẽ gây ra sự định giá không đúng cổ phiếu

trong ngắn hạn. Trong mô hình này, mối quan hệ nhân quả giữa sự thay đổi giá và

biến động khối lượng giao dịch được giải thích là do hành vi của các nhà đầu tư

“bất hợp lý”, hay cụ thể là do chiến lược đầu tư theo xu hướng thị trường của các

nhà đầu tư này. Do thường ra quyết định dựa trên biến động giá và khối lượng giao

dịch trong quá khứ nên khi giá tăng thì các nhà đầu tư này sẽ mua nhiều hơn, dẫn

đến khối lượng giao dịch tăng và ngược lại, khi khối lượng giao dịch tăng, hành vi

tiếp tục mua vào theo xu thế thị trường của các nhà đầu tư này sẽ đẩy giá tăng.

Khung lý thuyết phát triển bởi các mô hình này được chuẩn hóa và phát triển

trong các nghiên cứu tiếp theo, tạo nên nền tảng lý thuyết cơ bản cho mối quan hệ

giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch.

1.2 Các bằng chứng thực nghiệm trên thế giới về mối quan hệ giữa chỉ số giá

chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch

1.2.1 Nghiên cứu tại các thị trường chứng khoán phát triển

Đề tài nghiên cứu về mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng

giao dịch đã nhận được rất nhiều sự quan tâm trong hơn hai thập kỷ qua. Mở đầu

cho đề tài này không thể nào không nhắc đến nghiên cứu của Karpoff (1987) “The

relation between price changes and trading volume: a survey”. Bài nghiên cứu của

tác giả đóng vai trò quan trọng. Tác giả phân thành 2 nhóm nghiên cứu nhỏ: đầu

tiên, tác giả kiểm tra mối quan hệ giữa sự thay đổi giá tuyệt đối và khối lượng giao

dịch; thứ hai là tác giả kiểm tra mối quan hệ giữa sự thay đổi giá trên một cổ phần

và khối lượng giao dịch. Qua nghiên cứu này, Karpoff đã tìm ra các bằng chứng về

mối quan hệ tích cực giữa sự thay đổi giá và khối lượng giao dịch, kể cả thay đổi

tuyệt đối và thay đổi trên mỗi cổ phần.

Tiếp nối Karpoff, Gallant, Rossi và Tauchen (1992) trong nghiên cứu “Stock

prices and volume” đã thu thập dữ liệu về giá và khối lượng hàng ngày trên sàn

chứng khoán Newyork, trong giai đoạn từ năm 1928 đến năm 1987. Sau khi điều

chỉnh dữ liệu để tránh hiện tượng “tháng giêng” và xu hướng dài hạn, các tác giả đã

sử dụng phương pháp ước lượng một nửa phi tham số của mật độ có điều kiện phụ

thuộc (SNP estimators). Các tác giả cũng đã tìm ra mối tương quan dương giữa biến

động giá có điều kiện và khối lượng giao dịch. Kết quả này một lần nữa đã ủng hộ

cho kết quả của Karpoff.

Một năm sau, Campbell, Grossman và Wang (1993) đã tiếp tục xem xét mối

quan hệ giữa khối lượng giao dịch và tương quan chuỗi trong lợi nhuận trên sàn

chứng khoán Newyork và sàn chứng khoán Mỹ trong nghiên cứu “Trading volume

and serial correlation in stock returns”. Bằng cách thu thập chuỗi lợi nhuận hàng

ngày của chỉ số bình quân giá trị trong giai đoạn từ 3/7/1962 đến 30/12/1988. Tác

giả đã cho thấy tồn tại mối quan hệ giữa lợi nhuận và khối lượng giao dịch.

Một nghiên cứu khác được thực hiện bởi Martikainen, Puttonen, Luoma và

Rothovius (1994) “The linear and non-linear dependence of stock returns and

trading volume in the Finnish stock market” trên Sở giao dịch chứng khoán

Helsinki cũng đã chỉ ra rằng có sự tác động qua lại giữa giá cổ phiếu và khối lượng

giao dịch trong giai đoạn 1983-1988 ở Phần Lan.

Trọng tâm của các nghiên cứu sau đó đã bắt đầu tập trung vào mối tương quan năng

động giữa sự thay đổi giá và khối lượng giao dịch. Đặc biệt, các mô hình VAR và

kiểm định nhân quả Granger được sử dụng trong hầu hết các nghiên cứu về mối

quan hệ năng động giữa giá và khối lượng. Năm 2002, trong nghiên cứu “The

dynamic relation between stock returns, trading volume: Domestic and cross-

country evidence”, Lee và Rui (2002) đã tiến hành kiểm tra mối quan hệ năng động

giữa thay đổi giá và biến động khối lượng giao dịch cho 3 thị trường chứng khoán

lớn nhất thế giới: Newyork, London, Tokyo. Bằng dữ liệu hằng ngày của chỉ số giá

thị trường và khối lượng hàng ngày với thời kỳ lấy mẫu bắt đầu khác nhau nhưng

kết thúc vào ngày 01/12/1999, do tính sẵn có của dữ liệu, thông qua mô hình VAR

và kiểm định nhân quả Granger, tác giả đã đưa ra kết luận tại mức ý nghĩa 5%, khối

lượng giao dịch và giá chứng khoán không có mối quan hệ nhân quả trong cả 3 thị

trường, điều này có nghĩa là mặc dù có sự tương quan tích cực giữa khối lượng và

giá nhưng sự biến động khối lượng không phải là nhân tố trực tiếp để dự đoán sự

thay đổi giá. Tuy nhiên, tác giả tìm thấy bằng chứng cho rằng có thông tin phản hồi

qua lại giữa khối lượng giao dịch và giá, nghĩa là khối lượng giao dịch có ảnh

hưởng đến giá, nhưng bằng hình thức gián tiếp.

Trong nghiên cứu “Time and dynamic volume–volatility relation”, Eleanor,

Chen và Wu (2006) đã sử dụng mô hình vector tự hồi quy (VAR) để kiểm tra mối

quan hệ năng động giữa biến động giá chứng khoán và khối lượng giao dịch. Sử

dụng các dữ liệu giao dịch của các chứng khoán Dow Jone 30 của sàn giao dịch

chứng khoán New York trong giai đoạn từ ngày 1/4 đến ngày 30/6/1995, các tác giả

đã tìm thấy bằng chứng rằng biến động giá và khối lượng có mối quan hệ bền vững

và tương quan chặt chẽ với các với sự biến động và khối lượng trong quá khứ.

Hai năm sau đó, đề tài nghiên cứu “Volume and Skewness in International Equity

Markets” của Hutson, Kearney và Lynch (2008) cũng tiến hành kiểm tra mối quan

hệ giữa khối lượng giao dịch và độ bất đối xứng của biến động giá trong 11 thị trường

chứng khoán quốc tế - Úc, Bỉ, Anh, Canada, Pháp, Ý, Nhật Bản, Hà Lan, Tây Ban

Nha, Thụy Điển và Hoa Kỳ, bằng cách sử dụng dữ liệu ngày và tháng trong giai đoạn

từ tháng 1/1980 đến tháng 8/2004. Các tác giả đã xây dựng phương trình đơn và mô

hình VAR cho mối quan hệ giữa 3 moment đầu tiên của chỉ số giá chứng khoán và

khối lượng giao dịch và tìm ra được các bằng chứng mạnh mẽ về mối quan hệ giữa

biến động chỉ số giá và khối lượng giao dịch trong cả 11 thị trường.

Chuang, Kuan và Lin (2009) trong quá trình nghiên cứu đề tài “Causality in

quantiles and dynamic stock return-volume relations” đã sử dụng dữ liệu về 3 chỉ

số của thị trường chứng khoán: NYSE, S&P500, FTSE 100. Dữ liệu được thu thập

theo ngày bắt đầu từ đầu năm 1990 (ngày 2/1 hoặc ngày 4/1) đến ngày 30/6/2006

được lấy từ cơ sở dữ liệu Datastream. Các tác giả đã tiến hành kiểm tra mối quan hệ

nhân quả giữa khối lượng và chỉ số giá chứng khoán dựa trên hồi quy phân vị. Đầu

tiên, các tác giả xác định rõ mối quan hệ phi nhân quả Granger trong tất cả các phân

vị và đề nghị kiểm tra quan hệ phi nhân quả bằng kiểm định sup-Wald. Bằng cách

đó, các tác giả đã tìm thấy ảnh hưởng nhân quả của khối lượng lên lợi nhuận là

thường không đồng nhất qua các phân vị và ảnh hưởng của lợi nhuận lên khối lượng

thì bền vững hơn.

1.2.2 Nghiên cứu tại các thị trường chứng khoán mới nổi

Sự quan tâm về mối quan hệ giá chứng khoán và khối lượng giao dịch trên thị

trường chứng khoán dường như có sự chuyển hướng từ việc xem xét trên các thị

trường phát triển sang các thị trường mới nổi trong những năm gần đây.

Tại khu vực châu Mỹ Latinh, Saatcioglu và Starks (1998) đã nghiên cứu đề tài

“The stock price-volume relationship in emerging stock markets” kiểm tra mối

quan hệ giữa giá chứng khoán và khối lượng hàng tháng ở 6 thị trường chứng khoán

mới nổi của Mỹ Latinh: Argentina, Brazil, Chile, Colombia, Mexico, và Venezuela

trong giai đoạn từ tháng 01/1986 đến tháng 04/1995. Sử dụng dữ liệu được thu thập

hằng tháng với mô hình vector tự hồi quy (VAR), kiểm định quan hệ nhân quả

Granger, nghiên cứu này đã cung cấp bằng chứng về mối quan hệ nhân quả giữa sự

thay đổi giá chứng khoán và khối lượng giao dịch ở thị trường chứng khoán

Colombia và Venezuela. Ngoài ra, nghiên cứu này còn chỉ ra rằng sự thay đổi giá

chứng khoán dẫn đến sự thay đổi khối lượng giao dịch trên thị trường chứng khoán

Chile, và sự thay đổi khối lượng giao dịch dẫn đến sự thay đổi giá ở thị trường

chứng khoán Brazil và Mexico.

Liên quan đến các thị trường mới nổi ở khu vực Châu Âu, trong nghiên cứu

“Stock price and volume relation in emerging markets”, Gunduz và Hatemi-J

(2005) đã sử dụng kiểm định quan hệ nhân quả Granger ghi nhận có sự tác động

qua lại giữa giá và khối lượng giao dịch ở thị trường chứng khoán Hungary và

Balan. Tác giả cũng đã chỉ ra sự thay đổi giá của chứng khoán tạo ra sự thay đổi

khối lượng giao dịch ở thị trường chứng khoán Nga và Thổ Nhĩ Kỳ.

Tại khu vực Châu Á, trong nghiên cứu “Testing the price-volume relation in

emerging Asian stock markets” Moosa và Al-Loughani (1996) đã sử dụng dữ liệu

hàng tháng của giá và khối lượng giao dịch để chỉ ra rằng có mối quan hệ tác động

qua lại giữa giá và khối lượng giao dịch ở thị trường chứng khoán Singapore và

Thái Lan, và mối quan hệ một chiều từ khối lượng giao dịch đến giá ở thị trường

chứng khoán Malaysia. Tuy nhiên, không có bất kỳ mối quan hệ nào giữa giá và

khối lượng ở thị trường chứng khoán Philipines do quy mô nhỏ của thị trường này.

Sử dụng dữ liệu hàng tháng tại các thị trường mới nổi, Assogbavi và Osagie

(2006) trong nghiên cứu “Equity Valuation Process And Price-Volume Relationship

On Emerging Stock Markets” đã tìm thấy bằng chứng mạnh mẽ về sự biến động giá

tác động đến khối lượng giao dịch. Tuy nhiên, nghiên cứu tại chưa thể tìm ra được

bằng chứng về sự tác động của khối lượng giao dịch đến giá chứng khoán. Điều này

cho thấy sự khác nhau về thê chế, luồng thông tin tại các thị trường mới nổi là quan

trọng và ảnh hưởng đến giá trị công ty. Nguyên nhân được tác giả giải thích là mối

quan hệ giữa giá chứng khoán và khối lượng giao dịch phụ thuộc vào cách thông tin

được phổ biến trên thị trường và tại các thị trường mới nổi thì các nhà đầu tư

thường tiếp cận thông tin có độ trễ nhất định, đặc biệt các nhà đầu tư nhỏ lẻ, do đó

điều này dẫn đến mối tương quan giữa giá chứng khoán và khối lượng giao dịch ở

các thị trường này là còn yếu và chưa rõ ràng.

Tiến hành nghiên cứu mối quan hệ giữa giá và khối lượng tại thị trường chứng

khoán Ấn Độ thông qua dữ liệu của 50 cổ phiếu thuộc 21 lĩnh vực trong giai đoạn

từ 01/01/2000 đến 31/12/2008, Brajesh Kumar, Priyanka Singh và Ajay Pandey

(2009) trong “The Dynamic Relationship between Price and Trading Volume:

Evidence from Indian Stock Market” đã sử dụng mô hình VAR, kiểm định Granger,

hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương sai để tìm ra bằng chứng về mối quan hệ

tích cực 2 chiều giữa giá và khối lượng giao dịch, tuy nhiên, mối quan hệ này là yếu.

Hai năm sau, tiếp tục đề tài này cũng tại thị trường chứng khoán Ấn Độ,

Tripathy (2011) đã tiến hành thu thập dữ liệu hằng ngày trong giai đoạn từ

01/01/2005 đến 01/01/2010 để nghiên cứu “The Relation between Price Changes

and Trading Volume: A Study in Indian Stock Market”. Bằng việc sử dụng hồi quy

2 biến, mô hình VECM, VAR, IRF, phân rã phương sai và kiểm định Johansen, tác

giả rút ra kết luận có sự tác động 2 chiều giữa biến động giá và thay đổi khổi lượng

giao dịch và tác giả cho rằng thông tin mới diễn biến hằng ngày trên thị trường ảnh

hưởng tức thời đến sự biến động giá, và đặc biệt khi có tin xấu xảy ra sẽ tác động

rất nhiều đến sự biến động giá và khối lượng giao dịch. Điều này được giải thích là

do các nhà đầu tư thường ác cảm trong xu hướng thị trường giảm vì vậy họ thường

có hành động nhanh hơn khi có tin xấu. Bằng việc sử dụng hàm phản ứng đẩy IRF

và phân rã phương sai, tác giả cũng cho thấy rằng mức độ tác động của khối lượng

giao dịch mạnh hơn biến động giá, vì vậy các thông tin quá khứ của khối lượng giao

dịch rất hữu ích để cải thiện dự báo biến động giá.

Vào năm 2012, trong nghiên cứu “The bivariate GARCH approach to

investigating the relation between stock returns, trading volume, and return

volatility”, Chuang, Liu và Susmel (2012) đã mở rộng mẫu quan sát, tiến hành thu

thập dữ liệu trên 10 thị trường chứng khoán Châu Á: Hong Kong, Nhật Bản, Hàn

Quốc, Singapore, Đài Loan, Trung Quốc, Indonesia, Malaysia, Philippines và Thái

Lan trong giai đoạn từ ngày 01/01/1998 đến ngày 31/12/2007. Các tác giả đã sử

dụng mô hình GIR-GARCH 2 biến để điều tra mối quan hệ tại một thời điểm và

mối quan hệ nhân quả giữa khối lượng giao dịch và lợi nhuận chứng khoán. Bằng

chứng cho thấy mối quan hệ tại một thời điểm và mối quan hệ nhân quả giữa lợi

nhuận và khối lượng giao dịch được tìm thấy ở tất cả các mẫu thị trường. Bằng

chứng này đã giúp củng cố hơn nữa về việc tồn tại mối quan hệ giữa lợi nhuận và

khối lượng trên thị trường chứng khoán Châu Á nói riêng và thế giới nói chung.

Kế thừa các nghiên cứu trên, tại thị trường chứng khoán Amman(ASE) của

Jordan, trong nghiên cứu “An Empirical Investigation of the Relationship between

Stock Return and Trading Volume: Evidence from the Jordanian Banking Sector”,

Al-Jafari và Ahmad Tliti (2013) đã nghiên cứu mối quan hệ thực nghiệm giữa sự

thay đổi giá và biến động khối lượng giao dịch trong lĩnh vực ngân hàng với dữ liệu

hằng ngày trong giai đoạn từ 7/2006 đến 12/2011. Bằng việc sử dụng mô hình hồi

quy 2 biến, mô hình VECM, kiểm định Granger, IRF, phân rã phương sai và kiểm

định Johansen, tác giả chỉ ra rằng có sự tác động 2 chiều giữa thay đổi giá và khối

lượng. Hơn nữa kiểm định Johansen cho thấy có mối quan hệ đồng liên kết, điều đó

cho thấy có mối quan hệ dài hạn giữa sự biến động giá và thay đổi khối lượng giao

dịch. Ngoài ra, kiểm định Granger còn cho thấy thông tin quá khứ của sự thay đổi

giá rất hữu ích để cải thiện dự báo biến động khối lượng giao dịch.

Tại thị trường chứng khoán Karachi thuộc Pakistan, Attari, Rafiq và Awan

(2013) tiến hành nghiên cứu mối quan hệ giữa thay đổi giá và biến động khối lượng

giao dịch trong “The Dynamic Relationship between Stock Volatility and Trading

Volume” . Với dữ liệu được thu thập từ 01/2000 đến 03/2013, bằng việc sử dụng

mô hình GARCH, các tác giả cho rằng có mối quan hệ tích cực giữa thay đổi giá và

biến động khối lượng giao dịch. Các tác giả cho rằng mối quan hệ này là rất quan

trọng với các nhà đầu tư cũng như nhà hoạch định chính sách do khối lượng phản

ánh thông tin kỳ vọng về thị trường và mối quan hệ này có ý nghĩa quan trọng đối

với hoạt động giao dịch, đầu cơ, giúp dự báo và phòng ngừa rủi ro.

Mặc dù mối quan hệ giữa giá và khối lượng giao dịch đã được nghiên cứu rộng

rãi ở nhiều nước trong nhiều năm gần đây. Nhưng cho đến nay thì ở Việt Nam chỉ

có vài nghiên cứu về mối quan hệ trên. Trong đó, có lẽ phải nói đến nghiên cứu của

Trương Đồng Lộc và Trương Văn Vũ (2012) “Mối quan hệ giữa chỉ số giá thị

trường và khối lượng cổ phiếu giao dịch trên Sở giao dịch chứng khoán Thành phố

Hồ Chí Minh”, với số liệu sử dụng bao gồm chuỗi chỉ số VN-Index và khối lượng

cổ phiếu giao dịch theo thời gian với tần suất tuần được thu thập trong khoảng thời

gian từ 27/08/2000 - 12/05/2010. Sử dụng kiểm định Granger, kết quả nghiên cứu

cho thấy rằng sự thay đổi của khối lượng giao dịch không có ảnh hưởng đến sự thay

đổi của chỉ số VN-Index. Tuy nhiên, ở chiều ngược lại sự thay đổi của chỉ số VN-

Index lại có ảnh hưởng đến sự thay đổi của khối lượng giao dịch. Trên cơ sở những

kết quả nghiên cứu đó, các tác giả kết luận rằng mối quan hệ giữa chỉ số VN-Index

và khối lượng giao dịch chỉ xảy ra một chiều là từ chỉ số VN-Index đến khối lượng

giao dịch.

Đề tài nghiên cứu của tác giả Huỳnh Thanh Siêng (2010) “Mối quan hệ nhân

quả giữa giá cổ phiếu và khối lượng giao dịch trên thị trường chứng khoán Việt

Nam” với số liệu bao gồm chuỗi giá cổ phiếu và khối lượng giao dịch của 5 cổ

phiếu thuộc 5 ngành kinh tế khác nhau được niêm yết trên Sở giao dịch chứng

khoán Thành phố Hồ Chí Minh bao gồm AGF, GIL, DHG, REE, STB (lần lượt là

CTCP xuất nhập khẩu thủy sản An Giang, CTCP sản xuất kinh doanh xuất nhập

khẩu Bình Thạnh, CTCP dược phẩm Imexpharm, CTCP cơ điện lạnh, NHTMCP

Sài Gòn Thương Tín) được thu thập theo tuần từ khi bắt đầu giao dịch đến ngày

31/12/2009. Sử dụng kiểm định Granger, kết quả của nghiên cứu cho thấy mối quan

hệ nhân quả giữa giá cổ phiếu và khối lượng giao dịch không tồn tại ở cổ phiếu

AGF, REE, STB, tuy nhiên lại tồn tại mối quan hệ giữa giá cổ phiếu và khối lượng

giao dịch ở hai cổ phiếu GIL và DHG, cụ thể đối với cổ phiếu GIL tồn tại mối quan

hệ một chiều từ giá cổ phiếu đến khối lượng giao dịch,còn đối với cổ phiếu DHG

thì lại có mối quan hệ một chiều từ khối lượng giao dịch đến giá cổ phiếu.

1.2.3 Nhận xét chung về kết quả các nghiên cứu đi trước

Về phương pháp nghiên cứu: Các tác giả đã sử dụng rất nhiều các phương

pháp từ định lượng cho đến định tính để tìm ra các bằng chứng về mối quan hệ nhân

quả giữa thay đổi giá cổ phiếu và biến động khối lượng giao dịch từ phương pháp

ước lượng một nửa phi tham số của mật độ có điều kiện phụ thuộc (SNP

estimators), kiểm định sup-Wald, mô hình chuyển đổi trơn logistic, mô hình hồi quy

2 biến cho đến mô hình GIR-GARCH 2 biến, mô hình GARCH, mô hình VECM,

hàm phản ứng IRF, phân rã phương sai và kiểm định Johansen. Mỗi phương pháp

sử dụng lại có những ưu nhược điểm riêng, tuy nhiên mô hình VAR và kiểm định

Granger lại được sử dụng trong hầu hết các nghiên cứu về mối quan hệ nhân quả

giữa giá và khối lượng do các ưu điểm của nó, bên cạnh đó, với các nghiên cứu tại

thị trường mới nổi, do đặc tính chưa hoàn thiện của thị trường nên hàm phản ứng

IRF, phân rã phương sai được đa số tác giả sử dụng để đo lường mức độ tác động

qua lại của các biến, qua đó làm tăng tính tin cậy của kết quả nghiên cứu. Kế thừa

các nghiên cứu trên, đề tài tiếp tục sử dụng mô hình VAR, kiểm định nhân quả

Granger, hàm phản ứng IRF và phân rã phương sai để tiến hành nghiên cứu mối

quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch trên Thị

trường chứng khoán Việt Nam.

Về thời gian nghiên cứu: Hầu hết các tác giả đều chọn giai đoạn nghiên cứu với

dữ liệu được thu thập theo tần suất ngày phụ thuộc vào tính sẵn có của dữ liệu. Đồng

thời, do sự kế thừa các đề tài đi trước nghiên cứu về mối quan hệ nhân quả giữa biến

động giá cổ phiếu và khối lượng giao dịch ở thị trường chứng khoán Việt Nam sử

dụng dữ liệu với tần suất tuần chỉ tìm ra mối quan hệ một chiều (uni-directional

causality) là từ chỉ số giá đến khối lượng giao dịch nên nghiên cứu này sử dụng dữ

liệu được thu thập với tần suất ngày với hi vọng tìm ra được kết quả khả quan hơn,

phù hợp với các lý thuyết cũng như kết quả của các đề tài đi trước nêu trên.

Về kết quả nghiên cứu: Mặc dù đã có nhiều nghiên cứu cố gắng tìm ra mối

quan hệ nhân quả giữa giá chứng khoán và khối lượng giao dịch, tuy nhiên, kết quả

của các nghiên cứu đi trước vẫn chưa thể đạt được một sự đồng thuận ở tất cả các

thị trường chứng khoán trên thế giới.

Đối với các nghiên cứu tại thị trường phát triển, nơi mà các chỉ số và dữ liệu

trên thị trường chứng khoán đã khá hoàn thiện và thể hiện rõ hơn các quy luật vốn

có của nó, hầu hết các nghiên cứu đều tìm thấy các bằng chứng định lượng về kết

luận khối lượng giao dịch chứa đựng những thông tin quan trọng đối với sự biến

động giá xảy ra trong tương lai, khi sự thay đổi khối lượng giao dịch cao thì dẫn đến

biến động giá tích cực và ngược lại. Tùy vào tình hình mẫu thị trường được chọn,

giai đoạn nghiên cứu và phương pháp nghiên cứu từng tác giả sử dụng mà mối quan

hệ được tìm ra này là đáng kể hay yếu. Tuy nhiên, phần lớn nghiên cứu tại các thị

trường phát triển đều đã tìm ra bằng chứng về mối quan hệ tác động qua lại giữa chỉ

số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch.

Đối với các nghiên cứu tại thị trường chứng khoán mới nổi, việc tìm ra mối

quan hệ nhân quả giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng giao dịch lại khó khăn

hơn do sự kém hiệu quả của thị trường, thể hiện qua thể chế tài chính yếu kém, thị

trường thường không phản ánh đầy đủ các thông tin và dễ bị ảnh hưởng bởi các tác

nhân bên ngoài quốc gia. Dù vậy, nhìn chung thông qua các kiểm định và mô hình

nghiên cứu các tác giả vẫn tìm ra bằng chứng về mối quan hệ giữa sự thay đổi giá

cổ phiếu và khối lượng giao dịch ở phần lớn các thị trường mới nổi được chọn đưa

vào mẫu nghiên cứu. Bằng chứng này đã giúp củng cố hơn nữa về việc tồn tại mối

quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng giao dịch ở các thị trường chứng

khoán mới nổi nói riêng và thị trường chứng khoán trên thế giới nói chung.

Tóm lại, do các công trình nghiên cứu này được thực hiện tại nhiều quốc gia

khác nhau, trong các giai đoạn phát triển khác nhau của nhân loại với các điều kiện

khác nhau về đặc trưng của nền kinh tế, tình hình thị trường chứng khoán, sự khác

biệt về tâm lý của các nhà đầu tư, đặc trưng khác nhau của thể chế chính trị và mức

độ phát triển kinh tế v.v… do đó khó có thể hình thành một sự thống nhất hoàn toàn

giữa các công trình nghiên cứu này. Tuy nhiên, kết quả của các nghiên cứu nhìn

chung vẫn giúp cũng cố bằng chứng về việc tồn tại mối quan hệ giữa chỉ số giá

chứng khoán và khối lượng giao dịch trên các thị trường chứng khoán, đồng thời

cũng đóng góp một vai trò rất lớn trong việc làm phong phú thêm kho tàng lý luận

về thị trường chứng khoán thế giới, làm nền tảng cho các nghiên cứu sau này.

Tại Việt Nam, tuy Thị trường chứng khoán mới chỉ được Standard & Poor's

Dow Jones (S&P DJ) khuyến nghị nằm trong danh sách nâng hạng lên thị trường

mới nổi nhưng xét riêng về tiêu chí, Việt Nam hiện đang nằm trong nhóm các thị

trường cận biên và tiến sát tới các thị trường mới nổi. Và trong giai đoạn nghiên cứu

của đề tài (từ 01/01/2009 – 31/12/2014), thị trường chứng khoán Việt Nam bắt đầu

tăng trưởng trở lại với các chỉ số chứng khoán cũng như các yếu tố khác của thị

trường như nhóm tiêu chí quy mô, thanh khoản và khả năng tiếp cận thị trường bắt

đầu hoàn thiện và trở về với các quy luật vốn có. Với những yếu tố khá khả quan

như vậy nhưng cho đến nay thì ở Việt Nam chỉ có vài nghiên cứu về mối quan hệ

nhân quả giữa giá chứng khoán và khối lượng giao dịch trong đó kết quả của các

nghiên cứu này mới chỉ dừng lại ở việc tìm ra mối quan hệ một chiều giữa giá

chứng khoán và khối lượng giao dịch. Bài nghiên cứu hi vọng sẽ tìm ra bằng chứng

định lượng về mối quan hệ tác động qua lại giữa chỉ số giá chứng khoán và khối

lượng cổ phiếu giao dịch, qua đó mong muốn sẽ đóng góp vào kho tàng các đề tài

nghiên cứu trong lĩnh vực kinh tế tài chính cũng như sự phát triển của thị trường

chứng khoán Việt Nam nói riêng và thị trường chứng khoán thế giới nói chung.

1.3 Tổng quan về phương pháp và mô hình nghiên cứu

Để nghiên cứu mối quan hệ tác động qua lại giữa chỉ số giá chứng khoán và khối

lượng cổ phiếu giao dịch, qua việc tham khảo và kế thừa phương pháp nghiên cứu

của các tác giả Gunduz và Hatemi-J (2005), Brajesh Kumar, Priyanka Singh và

Ajay Pandey (2009), Tripathy (2011), Al-Jafari và Ahmad Tliti (2013)…đề tài

nghiên cứu được tiến hành theo các bước cơ bản như sau:

Bước 1: Tiến hành thống kê mô tả dữ liệu thu thập được.

Bước 2: Kiểm định nghiệm đơn vị - tính dừng.

Bước 3: Mô hình VAR và kiểm định quan hệ nhân quả Granger.

Bước 4: Hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương sai.

1.3.1 Tính dừng

1.3.1.1 Chuỗi thời gian

Chuỗi thời gian là một tập hợp gồm các số liệu có cùng khái niệm và phạm vi

được thu thập liên tục thường kỳ (ngày, tuần, tháng, quý, năm) trong một khoảng

thời gian dài và được sắp xếp theo thứ tự thời gian.

1.3.1.2 Khái niệm tính dừng

Theo Gujarati (2003) một quá trình ngẫu nhiên Yt được gọi là dừng nếu kỳ

vọng và phương sai không đổi theo thời gian, đồng thời hiệp phương sai giữa hai

giai đoạn quan sát (trong chuỗi đang xét) chỉ phụ thuộc vào khoảng cách và độ trễ

về thời gian giữa hai giai đoạn này chứ không phụ thuộc vào thời điểm thực tế mà

đồng phương sai được tính.

Về mặt toán học, một chuỗi Yt được gọi là dừng nếu thỏa mãn cả 3 điều kiện sau:

( t) - Trung bình không đổi theo thời gian: E (Yt) = µ = const,

∀ ( t) - Phương sai không đổi theo thời gian: Var(Yt) = E(Yt - µ)2 = σ2 = const,

∀ - Hiệp phương sai giữa Yt và Yt+k chỉ phụ thuộc vào và độ trễ về thời gian (k)

giữa hai giai đoạn này chứ không phụ thuộc vào thời điểm t :

( t) Cov(Yt, Yt+k) = E[(Yt - μ)(Yt+k - μ)] = γk = const,

∀ Quá trình ngẫu nhiên Yt được coi là không dừng nếu vi phạm ít nhất một trong

ba điều kiện trên.

1.3.1.3 Tầm quan trọng của một chuỗi dừng

Chuỗi dừng giúp hồi quy hiệu quả: Các biến trong bài nghiên cứu đều là các

chuỗi thời gian với một khoảng thời gian nhất định, và để các tính toán cho miền

giá trị này là phù hợp cho toàn bộ chuỗi thời gian thì biến đó phải dừng. Điều này

còn giúp tránh được hồi quy giả mạo (nonsense regression). Cụ thể, ta có thể thu được hệ số R2 rất cao cùng với những hệ số hồi quy β1, β2, β3…đều có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, R2 cao có thể là do hai biến này có cùng xu thế chứ không phải

do chúng tương quan chặt chẽ với nhau, do đó, những giá trị có được trong trường

hợp này đều không đáng tin cậy.

Chuỗi dừng giúp dự báo hiệu quả: Một chuỗi dừng thì dữ liệu của nó sẽ có xu

hướng trở về mức trung bình và những dao động xung quanh mức trung bình là như

nhau. Một chuỗi không dừng hàm ý trong tương lai, chuỗi dữ liệu có thể không còn

lưu giữ những đặc điểm cũ. Nghĩa là ta chỉ biết được đặc điểm của chuỗi này trong

giai đoạn được nghiên cứu nhưng không thể khái quát những đặc điểm này cho giai

đoạn sau đó để phục vụ cho công tác dự báo. Trong khi đó, bản chất của dự báo

kinh tế lượng giả định rằng những gì đã xảy ra trong quá khứ sẽ tiếp tục được duy

trì trong tương lai. Vì vậy, ta sẽ không thể dự báo hiệu quả nếu bản thân chuỗi dữ

liệu luôn luôn thay đổi.

1.3.1.4 Cách kiểm định tính dừng của chuỗi thời gian

Có nhiều phương pháp kiểm tra tính dừng của chuỗi thời gian như dựa trên đồ thị

chuỗi thời gian, dựa trên lược đồ tự tương quan, kiểm định nghiệm đơn vị… tuy nhiên

trong phạm vi nghiên cứu nghiên cứu đề tài này, phương pháp khá phổ biến là kiểm

định nghiệm đơn vị (Unit root test) cụ thể là kiểm định ADF (Augmented Dicky and

Fuller) và kiểm định PP (Phillip-Perron) được sử dụng để kiểm định tính dừng của

chuỗi thay đổi chỉ số giá chứng khoán và biến động khối lượng cổ phiếu giao dịch.

Kiểm định ADF (Augmented Dicky and Fuller)

Kiểm định ADF là một hình thức mở rộng của kiểm định Dickey – Fuller (DF)

- Phương pháp này được Dickey – Fuller phát hiện năm 1979 nhằm xác định xem

chuỗi thời gian có phải là Bước ngẫu nhiên (nghĩa là Yt = α0 + 1 x Yt-1 + Ut ) hay

không. Kiểm định ADF được phát triển từ kiểm định DF bằng cách bổ sung thêm

một số thành phần trong mô hình hồi quy.

Phương trình của kiểm định ADF có dạng như sau:

∆Rt = α0 +δt + βRt-1 + Ut

∆Vt = α0 +δt + βVt-1+ Ut

Với δt là biến xu hướng về thời gian.

Kiểm định giả thiết:

Ho: β = 0 (Rt, Vt là chuỗi không có tính dừng).

H1: β # 0 (Rt, Vt là chuỗi có tính dừng).

Giả thuyết H0 sẽ bị bác bỏ nếu giá trị kiểm định ADF lớn hơn giá trị tới hạn của

nó. Trong kiểm định ADF, giá trị kiểm định ADF không theo phân phối chuẩn, vì

vậy giá trị tới hạn được dựa trên bảng giá trị tính sẵn của Mackinnon (1991). So

sánh giá trị kiểm định ADF với giá trị tới hạn của Mackinnon chúng ta sẽ có được

kết luận về tính dừng cho các chuỗi quan sát.

Kiểm định PP (Philip-Perron)

Bởi vì kiểm định ADF dựa trên giả định sai số ngẫu nhiên nên khi sử dụng

phương pháp ADF phải chắc chắn rằng khoảng mục sai số là không có tương quan

với nhau và có sự biến đổi cố định. Do đó trong nghiên cứu thực nghiệm, phương

pháp ADF thường được dùng kèm theo kiểm định Philip-Perron (PP) để đảm bảo

thêm sự chính xác trong kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi thời gian.

Phương trình cho kiểm định PP có dạng:

∆Rt = αRt-1 + βVt + εt

∆Vt = αVt-1 + βRt + εt

Giả thiết vẫn là

Ho: β = 0 (Rt, Vt là chuỗi không có tính dừng).

H1: β # 0 (Rt, Vt là chuỗi có tính dừng).

1.3.2 Mô hình VAR

VAR là một trong những mô hình phổ biến nhất trong nghiên cứu định lượng.

Bởi lẽ mối quan hệ giữa các biến số kinh tế không đơn thuần chỉ theo một chiều,

biến độc lập ảnh hưởng lên biến phụ thuộc mà trong nhiều trường hợp nó còn có

ảnh hưởng ngược lại. Vì thế cần thiết phải xem xét ảnh hưởng qua lại giữa các biến

cùng một lúc, do đó sự ra đời của mô hình VAR đã giải quyết vấn đề này.

Để kiểm định mối quan hệ tác động qua lại giữa chỉ số giá chứng khoán và

khối lượng cổ phiếu giao dịch, đề tài sử dụng mô hình tự hồi quy vector VAR 2

biến như sau:

+ Rt = α0 + +u1t

∑ ∑ + Vt = α1 + +u2t

∑ ∑ Phương pháp ước lượng mô hình Var:

- Xét tính dừng của các biến trong mô hình.

- Lựa chọn độ trễ (k) tối ưu.

- Chạy mô hình với độ trễ phù hợp.

1.3.3 Kiểm định quan hệ nhân quả Granger (Granger Causality)

Kiểm định quan hệ nhân quả Granger (Granger, 1969) được sử dụng phổ biến

trong nghiên cứu để trả lời cho câu hỏi đơn giản là có hay không sự thay đổi của X

gây ra sự thay đổi của Y và ngược lại (X và Y phải có sự tương quan). Do đó để xác

định mối quan hệ tác động qua lại giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ

phiếu giao dịch, đề tài sử dụng kiểm định quan hệ nhân quả Granger.

Phương trình hồi quy trong kiểm định Granger có dạng:

+ Rt = α0 + +u1t

∑ ∑ + Vt = α1 + +u2t

∑ ∑ - Nếu δi khác không và có ý nghĩa thống kê, nhưng ρi không có ý nghĩa thì

chúng ta có thể kết luận rằng sự biến động của khối lượng giao dịch là nguyên nhân

gây ra sự biến động của chỉ số giá chứng khoán.

- Nếu δi không có ý nghĩa thống kê, nhưng ρi khác không và có ý nghĩa thống

kê, thì chúng ta có thể kết luận rằng sự biến động của chỉ số giá chứng khoán là

nguyên nhân gây ra sự biến động của khối lượng giao dịch.

- Nếu cả δi và ρi đều khác không và có ý nghĩa thống kê, thì có thể kết luận rằng

chỉ số giá chứng khoán và khối lượng giao dịch tác động qua lại lẫn nhau.

- Nếu cả δi và ρi đều không có ý nghĩa thống kê, thì chúng ta có thể kết luận

rằng chỉ số giá chứng khoán và khối lượng giao dịch độc lập với nhau.

1.3.4 Hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương sai

1.3.4.1 Hàm phản ứng đẩy (IRF)

Một trong những phương pháp dùng để phân tích mô hình vector tự hồi quy

(VAR) là dùng hàm phản ứng đẩy (IRF), nó mô phỏng những ảnh hưởng của một cú

sốc đối với một biến trong hệ thống dựa trên dự báo điều kiện của biến khác. Hàm

phản ứng đẩy (IRF) giải thích tác động của một cú sốc ngoại sinh của một biến lên

một biến khác trong mô hình, cho phép xác định hiệu ứng theo thời gian của cú sốc

của một biến nội sinh nào đó đối với các biến khác trong mô hình. Vì vậy, hàm phản

ứng đẩy thường được sử dụng để phát hiện các mối quan hệ động theo thời gian.

Ban đầu, nhìn vào việc điều chỉnh các biến nội sinh theo thời gian sau một cú

sốc giả định trong thời gian t, việc điều chỉnh này được so sánh với một quá trình

thực tế, tức là quá trình chuỗi thời gian không có một cú sốc. Các chuỗi phản ứng

đẩy chính là khác biệt cốt yếu giữa hai chuỗi thời gian này. Nếu các hệ số trong một

phương trình nhỏ hơn một, các hiệu ứng sẽ giảm theo thời gian và sẽ trở lại gần giá

trị cân bằng sau một thời gian nhất định.

Do đó, bài nghiên cứu sử dụng hàm phản ứng đẩy (IRF) để phân tích tác động

của sự thay đổi chỉ số giá chứng khoán đối với biến động khối lượng giao dịch và

ngược lại.

1.3.4.2 Phân rã phương sai

Cùng với hàm phản ứng đẩy (IRF) phân rã phương sai cũng được dùng để kiểm

tra tác động của một cú sốc đối với các biến phụ thuộc. Nhiệm vụ của phân rã

phương sai là để đạt được sự thông gọn về khả năng dự báo. Ý tưởng là, ngay cả

một mô hình hoàn hảo thì vẫn liên quan đến sự mơ hồ về việc ước lượng các biến

Yt do các sai số có liên quan là không chắc chắn.

Kỹ thuật này xác định dự báo có bao nhiêu phương sai lỗi đối với bất kỳ các

biến trong mô hình với một loạt thời kỳ. Thường những cú sốc giải thích cho hầu

hết các phương sai lỗi, mặc dù những cú sốc này sẽ ảnh hưởng đến các biến khác

trong mô hình. Phân rã phương sai xem xét rất quan trọng đối với thứ tự các biến

khi đưa vào kiểm định, vì vậy kết quả của phân rã phương sai phụ thuộc rất nhiều

vào sự sắp xếp các biến.

Với những phân tích trễ, qua việc tham khảo các nghiên cứu đi trước, đề tài sử

dụng hàm phản ứng đẩy (IRF) và phân rã phương sai theo phương pháp Cholesky

để đánh giá mức độ tác động qua lại giữa sự thay đổi chỉ số giá chứng khoán và

biến động khối lượng giao dịch.

Chương II:

PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ GIỮA CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG

KHOÁN VÀ KHỐI LƯỢNG CỔ PHIẾU GIAO DỊCH TRÊN

THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

2.1 Tổng quan về tình hình thị trường chứng khoán Việt Nam

2.1.1 Quá trình hình thành thị trường chứng khoán Việt Nam

Từ đầu những năm 1990, Chính phủ đã có những định hướng để xây dựng thị

trường chứng khoán, xem đây là một kênh huy động vốn hiệu quả nhất. Lúc này,

một công việc cấp bách cần thực hiện ngay là nghiên cứu, xây dựng đề án thành lập

thị trường chứng khoán. Ngày 6/11/1993, Ban nghiên cứu xây dựng và phát triển thị

trường vốn được thành lập theo quyết định số 207/QĐ-tccb với nhiệm vụ chủ yếu là

xây dựng các đề án và chuẩn bị các điều kiện thành lập thị trường chứng khoán theo

những bước đi thích hợp.

Ngày 28/11/1996 Uỷ Ban Chứng khoán Việt Nam ra đời bằng Nghị định 75/CP

của Chính Phủ, thực hiện các chức năng tổ chức và quản lý nhà nước về chứng

khoán và thị trường chứng khoán. Ngày 11/7/1998 Chính phủ đã ký Nghị định số

48/CP ban hành về chứng khoán và thị trường chứng khoán, chính thức cho ra đời

Thị trường chứng khoán Việt Nam.

Trung tâm Giao dịch Chứng khoán TP.HCM được thành lập theo Quyết định số

127/1998/QĐ-TTg ngày 11/7/1998 và đến ngày 8/8/2007 Trung tâm Giao dịch

Chứng khoán TP.HCM được đổi thành Sở giao dịch chứng khoán TP. HCM. Trung

tâm Giao dịch Chứng khoán Hà Nội đã chính thức chào đời vào ngày 8/3/2005.

Khác với Trung tâm Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (vốn là nơi niêm yết và giao

dịch chứng khoán của các công ty lớn), Trung tâm Giao dịch Chứng khoán Hà Nội

lại là “sân chơi” cho các doanh nghiệp vừa và nhỏ (với vốn điều lệ từ 5 đến 30 tỷ

đồng). Bên cạnh 2 thị trường tập trung trên, Thị trường chứng khoán Việt Nam còn

một thị trường nữa là thị trường phi tập trung (OTC).

2.1.2 Tình hình Thị trường Chứng Khoán Việt Nam giai đoạn nghiên cứu:

01/01/2009 – 31/12/2014

Năm 2009

Hình 2.1: Diễn biến chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch Năm 2009

(Nguồn: https://www.vndirect.com.vn)

Năm 2009, dù kinh tế vẫn gặp nhiều khó khăn do ảnh hưởng của cuộc khủng

hoảng tài chính thế giới nhưng là một năm đánh dấu bước tăng trưởng mạnh mẽ trở

lại của Thị trường chứng khoán Việt Nam. Số lượng công ty mới niêm yết tăng vọt,

trong đó nhiều doanh nghiệp lớn được niêm yết trên sàn. Trung tâm giao dịch

chứng khoán Hà Nội chuyển đổi thành sở giao dịch chứng khoán Hà Nội. Đồng

thời, thành lập thêm sàn UPCOM cho những công ty đại chúng đăng ký giao dịch.

Diễn biến chỉ số giá chứng khoán VN-Index và khối lượng giao dịch:

Chỉ số VN-Index đã phục hồi tăng trưởng mạnh trở lại trong năm 2009. Nếu

tính từ mức 315.62 điểm vào ngày 31/12/2008 thì đến 31/12/2009, VN-Index đã

tăng thêm 179.15 điểm từ lên đến 494.77 điểm tương đương với mức tăng là 57%.

Nếu tính từ đáy thấp nhất trong năm khi VN-Index ở mốc 234.66 điểm vào ngày

24/02/2009 và đỉnh cao nhất là 633.21 điểm vào ngày 23/10/2009 thì VN-Index đã

tăng 2.7 lần. Tương tự ở sàn HNX mức tăng trưởng trong năm 2009 của HNX-

Index là 60.9%; và nếu so từ đáy thấp nhất 78.06 điểm lên đỉnh cao nhất trong năm

218.38 điểm thì HNX-Index đã tăng 2.8 lần.

Khối lượng giao dịch cũng tăng trưởng đáng kể, cùng với đà tăng của Chỉ số

VN-Index nói riêng và Thị trường chứng khoán Việt Nam nói chung. Số lượng

chứng khoán được chuyển nhượng trên cả hai sàn là 16.848 triệu cổ phiếu với giá trị

giao dịch lên đến 603 nghìn tỷ đồng. Đặc biệt, ngày 10/06/2009 đã xác lập phiên

giao dịch đạt kỉ lục với hơn 100 triệu cổ phiếu được khớp lệnh.

Năm 2010

Hình 2.2: Diễn biến chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch Năm 2010

(Nguồn: https://www.vndirect.com.vn)

Thị trường chứng khoán năm 2010 đã gặp nhiều khó khăn và khiến giới đầu tư

thất vọng khi sụt giảm so với năm 2009. Mặc dù thị trường có đợt hồi phục mạnh

gây bất ngờ từ cuối tháng 11/2010, VN-Index vẫn đóng cửa giảm 2% so với cuối

năm trước khi chốt phiên 31/12/2010 tại 484.66 điểm, HNX-Index gây thất vọng

nhiều hơn khi đóng cửa năm 2010 tại 114.24 giảm tới 32% so với cuối năm 2009.

Trên sàn HOSE, mặc dù khối lượng giao dịch trung bình đạt 47.396 triệu cổ

phiếu, tăng 7.3% so với năm 2009 nhưng giá trị giao dịch lại giảm hơn 11% thể

hiện rõ một năm không mấy sôi động khi thị trường phải đối mặt với áp lực cung

hàng lớn trong khi dòng tiền suy yếu.

Diễn biến chỉ số giá chứng khoán VN-Index và khối lượng giao dịch:

Nửa đầu năm 2010, thị trường dao động với biên độ hẹp, 480 - 550 điểm với

thanh khoản ở mức trung bình, nguyên nhân chủ yếu là do tâm lý thận trọng của nhà

đầu tư và sự khan hiếm của dòng tiền. Tuy nhiên, đây lại là giai đoạn thị trường đạt

mức cao nhất trong năm, VN-Index đạt 549.51 điểm vào ngày 06/05/2010, mức cao

nhất trong năm 2010. Khối lượng giao dịch giai đoạn này cũng đạt mức cao so với

bình quân cả năm, có ngày đạt 105 triệu cổ phiếu.

Thời gian từ tháng 7 đến tháng 11 là thời kỳ khó khăn nhất của thị trường. Sau

giai đoạn tăng nóng, VN-Index điều chỉnh 22.9% xuống 423.89 điểm, mức thấp

nhất trong năm 2010. Ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng nợ công châu Âu, áp lực từ

Thông tư 13 của Ngân hàng Nhà Nước là những nguyên nhân chính khiến thị

trường điều chỉnh giảm. Việc sử dụng đòn bẩy tài chính cũng khiến cho thị trường

nhanh chóng sụt giảm trước áp lực bán giải chấp. Hòa vào xu thế giảm chung của

thị trường thanh khoản thị trường trong giai đoạn này sụt giảm mạnh với khối lượng

giao dịch ngày 01/11/2010 chỉ đạt 18 triệu cổ phiếu, mức thấp nhất trong năm.

Tuy nhiên từ cuối tháng 11 thị trường chứng khoán bắt đầu hồi phục. Những

động lực của đợt tăng giá này có lẽ xuất phát một phần nhờ giá cổ phiếu đã xuống

thấp về gần sát thời điểm khủng hoảng hấp dẫn hoạt động đầu cơ trở lại, đồng thời

sự xuất hiện khá bất ngờ của dòng tiền mạnh từ các tài khoản lớn trong nước, dòng

vốn chốt lời từ các thị trường vàng/ngoại tệ, dòng vốn nóng từ các thị trường như

Thái Lan, Malaysia…đã quay trở lại từ cuối tháng 11/2010 đã giúp thị trường

chứng khoán Việt Nam thoát khỏi kênh xu hướng giảm trung hạn. Khối lượng giao

dịch giai đoạn này tăng trưởng mạnh trở lại với 122 triệu là khối lượng cổ phiếu

giao dịch ngày 14/12/2010, đạt mức cao nhất trong năm.

Năm 2011

Hình 2.3: Diễn biến chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch Năm 2011

(Nguồn: https://www.vndirect.com.vn)

Năm 2011 là một năm khá khó khăn đối với Thị trường chứng khoán Việt Nam

với xu hướng suy giảm chiếm ưu thế rõ rệt, trong cả năm, thị trường chỉ có hiếm hoi

hai đợt hồi phục ngắn vào cuối tháng 5 và khoảng giữa tháng 8. Chốt phiên ngày

30/12/2011, VN-Index và HNX-Index lần lượt đóng cửa ở 351.55 điểm và 58.74

điểm, so với đầu năm 2011 sàn Hồ Chí Minh đã giảm mạnh 27.46% còn sàn Hà Nội

thì lao dốc đến hơn 48%. Không chỉ chịu áp lực giảm về mặt điểm số, diễn biến

giao dịch trên thị trường càng ngày càng theo hướng trầm lắng và ảm đạm hơn, thể

hiện qua sự khô kiệt của tính thanh khoản với tổng giá trị giao dịch của cả 2 sàn

trong nhiều phiên dưới mức 1000 tỷ đồng. Giá trị và khối lượng giao dịch bình quân

1 phiên trong năm 2011 là 790.72 tỷ đồng và 53.25 triệu cổ phiếu, giảm 65% và

30% so với năm trước.

Diễn biến chỉ số giá chứng khoán VN-Index và khối lượng giao dịch:

Trong hai quý đầu của năm 2011, bất ổn từ phía kinh tế vĩ mô trong nước dần

bộc lộ, đặc biệt là bắt đầu từ lúc tỷ giá điều chỉnh tăng thêm 9.3% và lạm phát tăng

mạnh trong tháng 2, thì cũng là lúc xu hướng giảm điểm chiếm ưu thế trên thị

trường. Cùng với việc chính sách tiền tệ được điều chỉnh theo hướng chặt chẽ hơn

hướng tới mục tiêu đảm bảo ổn định kinh tế vĩ mô thì càng giao dịch, diễn biến và

bầu không khí giao dịch càng trở nên ảm đạm hơn. Chỉ số VN-Index liên tục giảm

điểm, thiết lập mức đáy 386.4 điểm, khối lượng cổ phiếu giao dịch gia đoạn này

không mấy sôi động, có ngày chỉ đạt 14.6 triệu cổ phiếu.

Bước sang quý III, đây là quý có thể xem như khởi sắc nhất của thị trường

chứng khoán trong năm 2011 với một đợt tăng điểm khá dài của thị trường chứng

khoán kéo dài khoảng 1 tháng từ giữa tháng 8 đến giữa tháng 9. Đầu quý III, do thị

trường vẫn chịu tác động mạnh từ các tín hiệu vĩ mô, VN-Index đã thiết lập mức

đáy ngắn hạn, giảm sâu còn 383.9 điểm vào ngày 12/08/2011, tuy nhiên, ngay sau

đó thị trường có sự bức phá mạnh do tâm lý dò đáy tạo nên sức cầu ngắn hạn, đồng

thời thông tin về mức tăng CPI 8 tháng của cả nước chưa đến 1% và việc thị trường

nhận được sự hỗ trợ mạnh mẽ qua khẳng định chắc chắn của Ngân hàng Nhà Nước

về việc hạ mặt bằng lãi suất đã khiến cho VN-Index bắt đầu tăng mạnh cho đến giữa

tháng 9. Niềm tin vào thị trường dần phục hồi, giao dịch sôi động hơn qua từng

phiên, khối lượng giao dịch cũng tăng mạnh và đạt mức cao nhất trong năm 73.3

triệu cổ phiếu vào ngày 14/09/2011.

Mặc dù vậy, từ khoảng giữa tháng 9 trở đi, Thị trường chứng khoán Việt Nam

đã phải chịu tác động tiêu cực từ cả yếu tố trong nước, như những vấn đề nảy sinh

sau khi hạ lãi suất mà đặc biệt là vấn đề tỷ giá, các yếu tố như diễn biến xấu trong

việc giải quyết vấn đề nợ công ở Châu Âu và kéo theo đó là triển vọng yếu kém của

nền kinh tế toàn cầu. Kết quả là từ cuối quý III đến hết quý IV/2011, thị trường

chứng khoán cứ ảm đạm dần qua từng phiên với xu hướng giảm điểm là chủ đạo,

các giao dịch tương đối trầm lắng.

Năm 2012

Hình 2.4: Diễn biến chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch Năm 2012

(Nguồn: https://www.vndirect.com.vn)

Năm 2012, thị trường chứng khoán trải qua hai cung bậc rõ nét: thời kỳ hy vọng

từ đầu năm đến đầu tháng 5 và sau đó là thời kỳ suy giảm kéo dài hơn 7 tháng cho

đến gần cuối năm. Tuy nhiên, đợt tăng điểm trọn vẹn trong tháng 12 đã giúp cho

VN-Index kết thúc năm 2012 ở mức 413.73 điểm, tăng 17.69% so với cuối năm

2011; ngược lại, HNX-Index chốt năm giảm nhẹ 2.81% so với cuối năm 2011, còn

57.09 điểm.

Khối lượng giao dịch trung bình trên hai sàn đều tăng trên 50% so với năm

2011. Mặc dù giao dịch thỏa thuận vẫn đóng góp một phần không nhỏ trong tổng

khối lượng và giá trị giao dịch toàn thị trường nhưng trong năm 2012, đóng góp

nhiều nhất cho sự cải thiện của khối lượng và giá trị giao dịch lại đến từ giao dịch

khớp lệnh với khối lượng khớp lệnh trung bình trên sàn HSX và HNX lần lượt là

46.5 triệu và 44.6 triệu đơn vị, tương ứng tăng 75% và 57% so với năm 2011.

Diễn biến chỉ số giá chứng khoán VN-Index và khối lượng giao dịch:

Trong 5 tháng đầu năm, Thị trường có sự bức phá và tăng trưởng mạnh. Từ

mức đáy 336.73 điểm được VN-Index thiết lập vào ngày 06/01/2012, thị trường đã

đảo chiều tăng trưởng đầy bất ngờ và ấn tượng. Đợt tăng điểm của giai đoạn này

được thúc đẩy bởi niềm tin của giới đầu tư khi lạm phát được đưa về dưới một con

số, trần lãi suất huy động được hạ, và quyết tâm tái cơ cấu nền kinh tế được bộc lộ

mạnh mẽ. Mức đỉnh của thị trường được thiết lập ngày 08/05/2012 với VN-Index

đạt 488.07 điểm, tăng 39.4% so với đầu năm. Khối lượng giao dịch giai đoạn này

tăng mạnh, luôn ở mức cao, bình quân 5 tháng đầu năm đạt 63.5 triệu cổ

phiếu/phiên. Kỷ lục về khối lượng giao dịch trong năm được lập vào ngày

06/03/2012 với 143.3 triệu cổ phiếu được chuyển nhượng thành công.

Sau giai đoạn khởi sắc đầu năm, thị trường bước vào đợt điều chỉnh sâu và kéo

dài. Theo đó, VN-Index đã sụt giảm 22.3% về 375.79 điểm và HNX-Index đã giảm

38.1% về 51 điểm so với mức đỉnh được thiết lập vào ngày 08/05/2012. Khối lượng

giao dịch ảm đạm dần qua các phiên. Nguyên nhân do bởi diễn biến vĩ mô bộc lộ

nhiều điểm đáng lo ngại như tăng trưởng GDP ở mức thấp, vấn đề nợ xấu, các

doanh nghiệp khó khăn, hàng tồn kho ứ đọng lớn trong bối cảnh sức cầu yếu, thêm

vào đó là những thông tin tiêu cực liên quan đến các vụ bắt bớ các lãnh đạo một số

ngân hàng lớn đã gây ra sự hoang mang cực độ vào thời điểm gần cuối tháng 8 cho

các nhà đầu tư. Hoạt động bán tháo diễn ra trên diện rộng khiến các chỉ số tiếp tục

lao dốc và kết thúc giai đoạn này với mức thanh khoản gần như cạn kiệt.

Trong tháng cuối năm 2012, tâm lý nhà đầu tư đã ổn định trở lại và kỳ vọng

mới được hình thành nhờ tín hiệu cải thiện của hoạt động sản xuất, Ngân hàng Nhà

nước tiếp tục giảm thêm 1% điểm lãi suất, đáng chú ý nhất là gói giải pháp tháo gỡ

khó khăn cho sản xuất kinh doanh, hỗ trợ thị trường bất động sản và đẩy nhanh tiến

trình giải quyết nợ xấu. Các chỉ số phục hồi mạnh mẽ, VN-Index tăng 9.5% chỉ

trong 1 tháng. Khối lượng giao dịch trên thị trường sau một thời gian dài ảm đạm

cũng bắt đầu tăng trưởng trở lại.

Năm 2013

Hình 2.5: Diễn biến chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch Năm 2013

(Nguồn: https://www.vndirect.com.vn)

Thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2013 đã có những diễn biến khả quan

nhờ vào những tín hiệu ổn định kinh tế vĩ mô. Thị trường chứng khoán Việt Nam

được đánh giá là một trong trong số 10 nước có mức độ phục hồi mạnh nhất và có

mức tăng cao so với các thị trường trên thế giới. Tính đến ngày 31/12/2013, chỉ số

VN-Index đứng ở 504.63 điểm, tăng 21.97%; HNX-Index đứng ở mức 67.84 điểm,

tăng 15.84% so với cuối năm 2012. Khối lượng giao dịch bình quân 1 phiên của

năm 2013 là 107.63 triệu cổ phiếu. Quy mô giao dịch bình quân mỗi phiên đạt

2.578 nghìn tỷ đồng, tăng 31% so với năm 2012.

Diễn biến chỉ số giá chứng khoán VN-Index và khối lượng giao dịch:

Thời điểm đầu năm 2013, thị trường nhận được các thông tin tích cực, cán cân

vĩ mô dần trở nên cân bằng và có tính ổn định cao, mặt bằng lãi suất cho vay giảm

còn từ 11%-15%. Bên cạnh đó, nhiều chính sách hỗ trợ kinh tế được chính phủ ban

hành, Công ty quản lý tài sản (VAMC) được chính thức thành lập và đi vào hoạt

động đã hỗ trợ đáng kể cho thị trường. Mức đỉnh của thị trường trong năm được

thiết lập ngày 07/6/2013 với VN-Index là 528 điểm, tăng 39.4% so với đầu năm.

Đồng thời, việc kéo dài thời gian giao dịch, áp dụng lệnh thị trường, nới biên độ

giao dịch cũng đã hỗ trợ giúp tăng thanh khoản thị trường. Khối lượng giao dịch

toàn thị trường tăng hơn 30% so với cùng kỳ năm trước, trong đó riêng khối lượng

cổ phiếu, chứng chỉ quỹ tăng 12%.

Sau 2 quý tăng trưởng ấn tượng, thị trường bước vào quý III với sự sụt giảm

đáng kể về thanh khoản. Giao dịch giai đoạn này khá ảm đạm với khối lượng giao

dịch trung bình chỉ đạt mức 44.74 triệu cổ phiếu/phiên. VN-Index trượt khỏi mốc

500 điểm trong một thời gian dài Tuy nhiên, bước sang quý IV, với những thông tin

tích cực từ kinh tế vĩ mô, thị trường chứng khoán đã có nhiều chuyển biến khởi sắc

với nhiều đợt sóng tăng điểm liên tục. Hoat động giao dịch bắt đầu sôi động trở lại

với khối lượng giao dịch trung bình đạt 78.8 triệu cổ phiếu/phiên, tăng 76.1% so với

quý III. Đặc biệt, ngày 21/11/2013 được coi là ngày giao dịch khủng với 274 triệu

đơn vị đã được chuyển nhượng, tương đương 3181,5 tỷ đồng.

Năm 2014

Hình 2.6: Diễn biến chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch Năm 2014

(Nguồn: https://www.vndirect.com.vn)

Thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2014 có diễn biến rất khả quan xét về

các phương diện tốc độ tăng chỉ số, mức độ ổn định, khối lượng giao dịch và phản

ánh khá rõ nét những chuyển biến tích cực trong nền kinh tế.

Đạt đỉnh trong năm với mức tăng 26.9% và 34.7% so với đầu năm, tuy nhiên

VN-Index và HNX-Index chỉ duy trì mức tăng lần lượt là 8.1% và 22.3% vào cuối

năm. Chốt phiên ngày 31/12/2014, VN-Index đóng cửa ở mức 545.6 điểm trong khi

HNX-Index chốt tại 82.98 điểm.

Khối lượng giao dịch cả năm 2014 (HOSE) đạt hơn 30 tỷ cổ phiếu, tăng gần

gấp đôi 2013. Tính bình quân, mỗi ngày có gần 124 triệu chứng khoán được giao

dịch, tương đương 2.154 nghìn tỉ đồng, tăng 91.1% về khối lượng so với năm 2013.

Giá trị giao dịch năm 2014 đạt 536.462 nghìn tỷ đồng, chiếm 103.91% về giá trị so

với bình quân năm 2013. Thanh khoản đạt mức kỷ lục từ trước đến nay, tăng trưởng

mạnh 225% so với năm 2013 và đạt trung bình 2.918 tỷ/ phiên.

Diễn biến chỉ số giá chứng khoán VN-Index và khối lượng giao dịch:

Thị trường có 2 nhịp biến động tăng và giảm điểm mạnh chưa từng có trong

một năm, Giai đoạn từ tháng 01/2014 đến 04/2014 chỉ số VN-Index tăng tốc và đạt

đỉnh ngắn hạn vào 24/3/2014 với mức tăng 20.3% trong 3 tháng đầu năm. Thị

trường tăng điểm mạnh nhờ yếu tố kỳ vọng và hoạt động mua vào dồn dập của các

ETFs. Diễn biến giao dịch rất sôi động, khối lượng giao dịch bình quân lên đến

123.1 triệu cổ phiếu/phiên. Thị trường bước vào điều chỉnh kể từ 25/3 trước áp lực

bán ra của khối ngoại đón đầu FED cắt giảm quy mô QE3 và do thông tin xét xử

Bầu Kiên và sự kiện Biển Đông. Thị trường gần như quay lại vùng giá từ đầu năm

khi VN-Index giảm đến 15.4%. Thanh khoản sụt giảm nhanh chóng, khối ngoại đẩy

mạnh mua vào tạo điều kiện cho thị trường lập đáy đi lên.

Giai đoạn từ tháng 06/2014 đến cuối năm, hoạt động mua vào của khối ngoại

chặn đà lao dốc của các chỉ số, thị trường phục hồi nhanh chóng và tiếp tục duy trì

sau khi Trung Quốc rút giàn khoan về nước vào ngày 15/07, trước dự kiến 1 tháng.

Nhóm cổ phiếu ngành dầu khí trở thành tâm điểm thị trường và đẩy thị trường nên

đạt đỉnh cao nhất trong năm và cũng là mức đỉnh của 5 năm qua với VN-Index đạt

640.8 vào ngày 03/09/2014, tăng 24.6% so với mức đáy trong năm lần lượt 24.6%.

Thị trường lúc này mới bắt đầu giao dịch sôi động trở lại. Liền sau 4 tháng tăng

điểm là 4 tháng giảm điểm với sự lao dốc của nhóm dầu khí do giá dầu lao dốc,

khối ngoại bán ra, và ảnh hưởng của Thông tư 36. Thanh khoản duy trì ở mức khá,

hoạt động giao dịch bắt đáy đẩy mạnh khi chỉ số liên tiếp phá đáy. Kết thúc năm,

các chỉ số đã không giữ được thành quả tăng điểm trong năm, và giảm lần lượt

14.8% và 9.2% so với mức đỉnh trong năm.

Tóm lại, việc tìm hiểu thực tiễn tình hình thị trường chứng khoán, cụ thể là

quan sát tình hình biến động của chỉ số VN-Index và khối lượng cổ phiếu giao dịch

trên Sở giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh đã bước đầu đưa ra cái nhìn

tổng quan về sự biến động có cùng xu hướng giữa chỉ số VN-Index và khối lượng

giao dịch, cung cấp thêm bằng chứng định tính về việc tồn tại mối quan hệ giữa chỉ

số giá chứng khoán và khối lượng giao dịch tại thực tiễn Thị trường chứng khoán

Việt Nam.

Đề tài tiếp tục tiến hành các bước nghiên cứu định lượng cần thiết để có thể đưa

ra lời khẳng định về sự tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa chỉ số giá chứng khoán và

khối lượng giao dịch tại Thị trường chứng khoán Việt Nam.

2.2 Kết quả thực nghiệm

2.2.1 Dữ liệu nghiên cứu

2.2.1.1 Nguồn dữ liệu

Số liệu chính được sử dụng trong nghiên cứu này là chuỗi chỉ số VN-Index và

khối lượng cổ phiếu giao dịch theo thời gian với tần suất ngày được thu thập trong

khoảng thời gian từ ngày 01/01/2009 đến ngày 31/12/2014. Đề tài sử dụng hai biến

chính đó là thay đổi chỉ số giá chứng khoán và biến động khối lượng giao dịch.

Thay đổi chỉ số giá chứng khoán được tính toán như sau:

Rt= Pt - Pt-1

Trong đó:

Rt: Thay đổi chỉ số VN-Index giữa hai thời điểm liền kề.

Pt: Chỉ số VN-Index tại thời điểm đóng cửa vào thời điểm t.

Pt-1: Chỉ số VN-Index tại thời điểm đóng cửa vào thời điểm t-1.

Biến động khối lượng giao dịch được tính toán như sau:

Vt = VOt - VOt-1

Trong đó:

Vt: Biến động khối lượng giao dịch giữa hai thời điểm liền kề.

VOt: Khối lượng giao dịch tại thời điểm đóng cửa vào thời điểm t.

VOt-1: Khối lượng giao dịch tại thời điểm đóng cửa vào thời điểm t-1.

2.2.1.2 Thống kê mô tả

Đầu tiên, bài nghiên cứu phân tích sơ bộ các đặc trưng kỹ thuật của dãy số liệu

thu thập được để có một cái nhìn tổng quát về các đặc tính của các biến thông qua

các đại lượng như trung bình, trung vị, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn

nhất, hệ số bất đối xứng và hệ số nhọn. Kết quả thống kê mô tả của các biến được

trình bày trong bảng sau:

Bảng 2.1: Thống kê mô tả

N

Mean

Median Maximum Minimum

Std. Dev. Skewness Kurtosis

1496

0.153743

0.40000

22.80000

-32.90000

6.570043

-0.360849

4.468247

Rt

1496

61574.39

46495.0

101000000

-138000000

18341691

-0.625357

11.02324

Vt

(Nguồn: Trích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu bằng phần mềm Eview)

Dựa trên kết quả thống kê mô tả, có thể thấy rằng độ lệch chuẩn, hay nói cách

khác là mức độ phân tán giữa giá trị thực tế và giá trị trung bình của chuỗi thay đổi

chỉ số giá chứng khoán là tương đối nhỏ (6.570043) còn của chuỗi biến động khối

lượng giao dịch là khá lớn (18341691).

Với hệ số bất đối xứng (Skewness) bằng -0.360849 và -0.625357 lần lượt cho

chuỗi thay đổi chỉ số giá chứng khoán và biến động khối lượng giao dịch cho thấy

cả hai chuỗi đều lệch trái tuy nhiên, mức độ bất đối xứng so với giá trị trung bình ở

đây là không lớn. Ngoài ra hệ số nhọn (Kurtosis) của hai chuỗi đều lớn hơn 3, với

4.468247 và 11.02324 lần lượt là giá trị hệ số nhọn của chuỗi biến động giá và khối

lượng, điều này cho thấy sự biến động đều tồn tại ở 2 chuỗi nghiên cứu, trong đó

chuỗi biến động khối lượng giao dịch có sự biến động lớn hơn so với chuỗi thay đổi

chỉ số giá chứng khoán tuy nhiên, sự biến động này không quá lớn cho cả 2 chuỗi.

Đồ thị dưới đây giúp quan sát rõ hơn về biến động của các chuỗi dữ liệu cũng

như bước đầu cung cấp cái nhìn tổng quan về tính dừng trong các chuỗi dữ liệu

nghiên cứu:

150,000,000

100,000,000

50,000,000

-10

-50,000,000

-20

-100,000,000

-30

-40

-150,000,000

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

2009

2010

2011

2012

2013

2014

2009

2010

2011

2012

2013

2014

(Nguồn: Tr ích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu bằng phần mềm Eview)

Hình 2.7: Đồ thị thống kê mô tả dữ liệu

2.2.1.3 Kiểm định nghiệm đơn vị - tính dừng

Như đã trình bày từ lúc đầu, do yêu cầu về tính dừng trong phân tích đối với

chuỗi thời gian để đưa ra các kết luận có ý nghĩa, trước khi thực hiện chạy mô hình

VAR và kiểm định Granger, kiểm định nghiệm đơn vị được thực hiện như là một

điều kiện tiên quyết bắt nhằm kiểm tra tính dừng của các chuỗi dữ liệu quan sát. Kết

quả kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) cụ thể là kiểm định ADF (Augmented

Dicky and Fuller) và kiểm định PP (Phillip-Perron) được trình bày trong bảng sau:

Bảng 2.2: Kiểm định nghiệm đơn vị - tính dừng

Kiểm định ADF

Kiểm định PP

0.0000

Prob.

0.0000

0.0001

-32.40709

-32.54665

T-Statistic R

-15.12551

-92.90567

1% level

-3.4345

-3.434517

Test

critical

5% level

-2.8632

-2.863267

values

10% level

-2.5677

-2.567738

(Nguồn: Trích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu bằng phần mềm Eview)

Kiểm định nghiệm đơn vị được kiểm tra với giả thuyết Ho: “Chuỗi dữ liệu có

nghiệm đơn vị hay chuỗi dữ liệu là chuỗi không dừng”. Để bác bỏ giả thuyết này

giá giá trị tới hạn của các kiểm định nghiệm đơn vị ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%

sẽ được so sánh với giá trị thống kê t. Nếu giá trị tuyệt đối của t lớn hơn các giá trị

tới hạn thì sẽ bác bỏ giả thuyết Ho, điều đó có nghĩa là chuỗi đang quan sát là dừng.

Bảng 2.2 cho thấy giá trị tuyệt đối của thống kê t của biến R ở cả 2 kiểm định

ADF và PP (lần lượt là 32.40709 và 32.54665) đều lớn hơn giá trị t ở các mức ý

nghĩa 1%, 5%, 10%, đồng thời hệ số Prob. ở cả 2 kiểm định ADF và PP nhỏ hơn rất

nhiều so với mức ý nghĩa 5%, do đó chuỗi biến động giá là một chuỗi dừng phù hợp

với yêu cầu phân tích.

Đối với chuỗi biến động khối lượng giao dịch, giá trị tuyệt đối của thống kê t ở

cả 2 kiểm định ADF và PP (lần lượt là 15.12551 và 92.90567) đều lớn hơn giá trị t

ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%, đồng thời hệ số Prob. ở cả 2 kiểm định ADF và

PP nhỏ hơn rất nhiều so với mức ý nghĩa 5%, do đó chuỗi biến động khối lượng

giao dịch cũng là một chuỗi dừng.

2.2.2 Phân tích mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ

phiếu giao dịch trên Thị trường chứng khoán Việt Nam

2.2.2.1 Lựa chọn độ trễ tối ưu

Trước khi tiến hành chạy mô hình VAR và thực hiện kiểm định Granger, bên

cạnh việc kiểm tra tính dừng của chuỗi nghiên cứu còn phải xác định được chiều dài

độ trễ (k) thích hợp cho các biến số trong mô hình.

Nghiên cứu sử dụng mô hình VAR để xác định độ trễ tối ưu theo các tiêu chuẩn

FPE (Final Prediction Error), AIC (Akaike Information Criterion), SC (Schwarz

information criterion) và HQ (Hannan-Quinn Information Criterion).

Bảng 2.3: Độ trễ theo các tiêu chuẩn

Độ trễ

FPE

AIC

SC

HQ

1.46e+16

42.89558

42.90271

42.89823

0

1.15e+16

42.65822

42.67961

42.66619

1

1.07e+16

42.58875

42.62440

42.60203

2

1.04e+16

42.56112

42.57972

3 42.61103*

42.61194

4 1.03e+16*

42.54777*

42.57168*

1.03e+16

42.55135

42.62979

42.58058

5

1.03e+16

42.54854

42.64124

42.58309

6

1.04e+16

42.55243

42.65939

42.59229

7

1.04e+16

42.55732

42.67854

42.60249

8

(Nguồn: Trích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu bằng phần mềm Eview)

Độ trễ tối ưu được lựa chọn dựa vào kết quả phù hợp với nhiều tiêu chuẩn nhất.

Dựa vào bảng 2.3, với độ trễ là 4 thì các hệ số FPE, AIC, HQ là bé nhất. Do đó

nghiên cứu lựa chọn độ trễ tối ưu là 4.

2.2.2.2 Ước lượng mô hình VAR

Sau khi xác định được độ trễ tối ưu, nghiên cứu tiếp tục chạy mô hình VAR với độ

trễ k=4, thu được kết quả như sau:

Bảng 2.4: Mô hình VAR với độ trễ tối ưu là 4

V

Biến số

R

R(-1)

617743.6 [ 9.76271]*

0.184773 [ 7.07284]*

R(-2)

227972.8 [ 3.42229]*

-0.026724 [-0.97169]

R(-3)

105614.6 [ 1.57969]

0.002480 [ 0.08986]

R(-4)

128506.4 [ 1.96262]**

0.028207 [ 1.04341]

V(-1)

-0.516760 [-19.9353]*

2.48E-08 [ 2.32126]*

V(-2)

-0.375293 [-13.1723]*

-6.38E-09 [-0.54209]

V(-3)

-0.243985 [-8.59250]*

1.18E-08 [ 1.00791]

V(-4)

-0.120139 [-4.81918]*

7.52E-09 [ 0.73024]

C

-35990.37 [-0.08866]

0.121624 [ 0.72565]

2.579

1% level

Test critical values

1.961

5% level

1.645

10% level

(Nguồn: Trích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu bằng phần mềm Eview)

Ghi chú

*: Có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%

**: Có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%

***: Có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%

Kết quả trên cho thấy rằng sự thay đổi của chỉ số VN-Index tại thời điểm hiện

tại có tương quan tỷ lệ thuận với sự thay đổi của chỉ số VN-Index và biến động của

khối lượng cổ phiếu giao dịch tại thời điểm 1 ngày giao dịch trước đó nghĩa là nếu

chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch tăng ở ngày giao dịch trước đó thì chỉ số

VN-Index sẽ tăng ở ngày giao dịch hiện tại. Và các mối quan hệ này có ý nghĩa

thống kê do giá trị tuyệt đối của thống kê t đều lớn hơn giá trị t ở các mức ý nghĩa

1%, 5%, 10%.

Kết quả trên còn cho thấy rằng sự thay đổi của khối lượng cổ phiếu giao dịch tại

thời điểm hiện tại có tương quan tỷ lệ thuận với sự thay đổi của chỉ số VN-Index tại

thời điểm ngày giao dịch 1, 2, 4 trước đó và tương quan tỷ lệ nghịch với sự biến

động của khối lượng cổ phiếu giao dịch tại thời điểm ngày giao dịch 1, 2, 3, 4 trước

đó, nghĩa là nếu chỉ số VN-Index tăng ở ngày giao dịch 1, 2, 4 trước đó, khối lượng

giao dịch giảm ở ngày giao dịch 1, 2, 3, 4 trước đó thì khối lượng cổ phiếu giao dịch

sẽ tăng ở ngày giao dịch hiện tại. Và các mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê do

giá trị tuyệt đối của thống kê t đều lớn hơn giá trị t ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.

2.2.2.3 Kiểm định quan hệ nhân quả Granger

Trên cơ sở các kết quả trên, kiểm định Granger được thực hiện để xác định mối

quan hệ qua lại giữa sự thay đổi giá chứng khoán và biến động khối lượng cổ phiếu

giao dịch. Kết quả kiểm định Granger được trình bày ở bảng sau:

Bảng 2.5: Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger

Biến phụ thuộc: R

Chi-sq

Prob.

Biến

9.947526

0.0413

V

9.947526

0.0413

All

Biến phụ thuộc: V

Chi-sq

Prob.

Biến

137.3707

0.0000

R

137.3707

0.0000

All

(Nguồn: Trích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu bằng phần mềm Eview)

Kết quả kiểm định Granger cho thấy rằng, với hệ số Prob. ở cả 2 trường hợp

đều có ý nghĩa thống kê vì đều nhỏ hơn so với mức ý nghĩa 5%, điều đó chứng tỏ

hai giả thuyết H01: “Sự thay đổi của khối lượng giao dịch không ảnh hưởng đến sự

thay đổi của chỉ số giá chứng khoán” và H02: “Sự thay đổi của chỉ số giá chứng

khoán không ảnh hưởng đến sự thay đổi của khối lượng giao dịch” bị bác bỏ.

Như vậy, có thể kết luận rằng tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa sự thay đổi giá

chứng khoán và sự thay đổi của khối lượng cổ phiếu giao dịch trên Thị trường

chứng khoán Việt Nam.

2.2.2.4 Phân tích hàm phản ứng đẩy IRF

Nghiên cứu tiếp tục sử dụng hàm phản ứng đẩy và phân rã phương sai để đánh

giá mức độ tác động qua lại giữa thay đổi giá chứng khoán và biến động của khối

lượng cổ phiếu giao dịch.

Hàm phản ứng đẩy IRF của biến R (Thay đổi chỉ số giá chứng khoán)

-2

Hình 2.8: Hàm phản ứng đẩy IRF của biến R R es pons e of R to V

(Nguồn: Trích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu bằng phần mềm Eview)

Kết quả hình trên cho thấy rằng:

Nếu có một cú sốc dương đối với sự biến động của khối lượng giao dịch thì sẽ

ảnh hưởng tích cực đến sự thay đổi của chỉ số giá chứng khoán (do đường phản ứng

nằm trên đường 0). Tác động này diễn ra tức thời tại ngày đầu tiên khi sự biến động

của khối lượng giao dịch nhận cú sốc. Tại ngày thứ 2, tác động này là lớn nhất, sau

đó giảm dần. Tác động tích cực này có ý nghĩa thống kê ngay ngày đầu tiên và kéo

dài tới ngày thứ 3 sau khi có cú sốc (do đường biên giới hạn vẫn nằm trên đường 0).

Tuy nhiên, đường phản ứng chỉ dao động nhẹ quanh đường 0 hàm ý rằng phản

ứng của sự thay đổi chỉ số VN-Index đối với một cú sốc trong biến động của khối

lượng giao dịch là không mạnh lắm.

Hàm phản ứng đẩy IRF của biến V (Biến động khối lượng giao dịch)

R es pons e of V to R

20,000,000

15,000,000

10,000,000

5,000,000

-5,000,000

-10,000,000

Hình 2.9: Hàm phản ứng đẩy IRF của biến V

(Nguồn: Trích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu bằng phần mềm Eview)

Kết quả hình trên cho thấy rằng:

Nếu có một cú sốc dương đối với sự thay đổi của chỉ số VN-Index thì ban đầu

sẽ tác động làm giảm nhẹ sự biến động của khối lượng giao dịch sau đó sẽ tác động

tích cực đến sự biến động của khối lượng giao dịch. Tác động này diễn ra tức thời

tại ngày đầu tiên khi chỉ số giá chứng khoán nhận cú sốc. Tại ngày thứ 2, tác động

tích cực này là lớn nhất, sau đó giảm dần. Tác động tích cực này có ý nghĩa thống

kê ngay ngày đầu tiên và kéo dài tới ngày thứ 3 sau khi có cú sốc (do đường biên

giới hạn vẫn nằm trên đường 0).

Tuy nhiên, đường phản ứng chỉ dao động nhẹ quanh đường 0 hàm ý rằng phản

ứng của sự biến động khối lượng cổ phiếu giao dịch đối với một cú sốc trong sự

thay đổi của chỉ số VN-Index là không mạnh lắm.

2.2.2.5 Phân tích phân rã phương sai

Phân rã phương sai của biến R (Thay đổi chỉ số giá chứng khoán)

Bảng 2.6: Phân rã phương sai của biến R

Thời kỳ

R

V

0.000000

100.0000

1

0.345368

99.65463

2

0.464171

99.53583

3

0.513653

99.48635

4

0.522317

99.47768

5

0.525820

99.47418

6

0.525890

99.47411

7

0.526142

99.47386

8

0.526795

99.47320

9

0.526831

99.47317

10 Thứ tự các biến: R V

(Nguồn: Trích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu bằng phần mềm Eview)

Bảng trên cho thấy sự thay đổi của chỉ số VN-Index chủ yếu là do chính biến

động của nó gây nên (chiếm hơn 99.47%) và khoảng 0.53% còn lại là do sự biến

động của khối lượng giao dịch tác động.

Phân rã phương sai của biến V (Biến động của khối lượng giao dịch)

Bảng 2.7: Phân rã phương sai của biến V

Thời kỳ

R

V

1.244513

98.75549

1

8.095676

91.90432

2

8.071651

91.92835

3

8.145338

91.85466

4

8.136972

91.86303

5

8.127839

91.87216

6

8.143069

91.85693

7

8.142006

91.85799

8

8.142318

91.85768

9

8.142052

91.85795

10 Thứ tự các biến: R V

(Nguồn: Trích xuất từ kết quả xử lý dữ liệu bằng phần mềm Eview)

Bảng trên cũng chỉ ra rằng sự biến động của khối lượng giao dịch chủ yếu vẫn

là do chính biến động của nó gây nên (chiếm hơn 91.86%) và khoảng 8.14% còn lại

là do thay đổi chỉ số giá chứng khoán tác động, tuy nhiên mức độ tác động của sự

thay đổi chỉ số giá chứng khoán đến sự biến động của khối lượng giao dịch vẫn khá

mạnh hơn so với mức độ tác động của biến động của khối lượng giao dịch đến thay

đổi chỉ số giá chứng khoán.

Vậy, qua việc phân tích hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương sai, kết quả

cho thấy tuy vẫn tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa sự thay đổi khối lượng giao dịch

và thay đổi chỉ số giá chứng khoán tuy nhiên mức độ tác động qua lại giữa hai yếu

tố này là chưa rõ ràng, trong đó mức độ tác động của thay đổi chỉ số giá chứng

khoán đến sự biến động khối lượng giao dịch là lớn hơn so với chiều ngược lại.

2.3 Đánh giá kết quả nghiên cứu

Đề tài nghiên cứu mối quan hệ giữa thay đổi chỉ số giá chứng khoán và biến động

khối lượng cổ phiếu giao dịch trên Thị trường chứng khoán Việt Nam. Số liệu sử

dụng trong bài nghiên cứu là dữ liệu hằng ngày về khối lượng giao dịch và chỉ số

VN-Index tại thời điểm đóng cửa thị trường được thu thập trong khoảng thời gian từ

ngày 01/01/2009 đến ngày 31/12/2014 với tổng cộng 1496 quan sát. Qua việc sử

dụng mô hình VAR, kiểm định Granger, hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương

sai, nghiên cứu đã tìm ra bằng chứng về sự tồn tại mối quan hệ giữa thay đổi chỉ số

giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch trên Thị trường chứng khoán Việt

Nam. Cụ thể, nghiên cứu đã tìm ra các bằng chứng thực nghiệm có giá trị như sau:

Kết quả kiểm định tính dừng cho thấy chuỗi thay đổi chỉ số giá và biến động

khối lượng giao dịch đều là chuỗi dừng, thỏa mãn điều kiện để tiến hành nghiên

cứu, tăng độ chính xác cũng như độ đáng tin cậy của mô hình phân tích mối quan hệ

giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch .

Kết quả từ mô hình VAR kiểm định Granger đã chỉ ra rằng mối quan hệ giữa

chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch là mối quan hệ 2 chiều,

trong đó sự thay đổi của khối lượng giao dịch có tác động ảnh hưởng tích cực đến

chỉ số giá chứng khoán và đồng thời sự thay đổi chỉ số VN-Index cũng có ảnh

hưởng tích cực đến sự thay đổi của khối lượng cổ phiếu giao dịch. Điều này khác

với kết quả nghiên cứu trước đây trên thị trường chứng khoán Việt Nam, như

nghiên cứu của Trương Đồng Lộc và Trương Văn Vũ (2012), Huỳnh Thanh Siêng

(2010), các tác giả đều chỉ tìm ra được mối quan hệ một chiều (uni-directional

causality) giữa sự thay đổi chỉ số VN-Index và khối lượng giao dịch, đó là từ VN-

Index đến khối lượng giao dịch. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu của đề tài lại phù

hợp với kết quả của hầu hết các nghiên cứu tại các thị trường chứng khoán phát

triển và thị trường mới nổi khi tìm ra được mối tương quan hai chiều tích cực giữa

chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch, như kết quả của tác giả

Hiemstra và Jones (1994), Eleanor (2006), Hutson và các cộng sự (2008), Brajesh

Kumar, Priyanka Singh và Ajay Pandey(2009), Tripathy (2011), Chuang, Liu và

Susmel (2012). Bên cạnh đó, kết quả tìm ra của nghiên cứu phù hợp với nền tảng lý

thuyết được đưa ra ở đầu bài nghiên cứu, đồng thời cũng phù hợp với thực tiễn của

thị trường chứng khoán Việt Nam trong những năm gần đây khi khối lượng giao

dịch đã trở thành một công cụ phân tích định tính quan trọng của các nhà đầu tư

trong lĩnh vực chứng khoán. Đây là một trong những điểm mới và là thành công của

đề tài khi lần đầu tiên tìm ra được mối quan hệ nhân quả giữa chỉ số giá chứng

khoán và khối lượng giao dịch trên Thị trường chứng khoán Việt Nam, đóng góp

vào kho tàng các đề tài nghiên cứu trong lĩnh vực kinh tế tài chính của Việt Nam

nói riêng và thế giới nói chung.

Nguyên nhân sự phù hợp kết quả nghiên cứu của tác giả với thực tiễn tình hình

thị trường chứng khoán Việt Nam và cơ sở lý thuyết nhưng lại khác với nghiên cứu

trước đây của Trương Đồng Lộc và Trương Văn Vũ (2012) được giải thích như sau:

- Đầu tiên là việc chọn giai đoạn nghiên cứu của đề tài (từ 01/01/2009 –

31/12/2014), lúc này, cùng với thị trường tài chính, thị trường chứng khoán Việt

Nam sau một thời gian sóng gió thăng trầm nay dường như đã có những bước đi

vững vàng, ổn định hơn, các chỉ số chứng khoán do đó cũng dần dần hoàn thiện, bắt

đầu đi vào một quỹ đạo hợp lý và thể hiện ngày càng rõ hơn các quy luật vốn có.

Ngoài ra do sự kế thừa các nghiên cứu đi trước khi các nghiên cứu này đều chọn

giai đoạn nghiên cứu từ năm 2000 đến thời điểm thực hiện đề tài nhưng đều chỉ tìm

ra được kết quả là giá chứng khoán ảnh hưởng đến khối lượng, khác hẳn với kết quả

nghiên cứu trên các thị trường thế giới, đồng thời thị trường chứng khoán những

năm 2000 - 2008 do xu thế và bản thân nhà đầu tư trong nước cũng chưa có kinh

nghiệm, cộng với bong bóng về tài chính, nên đã có những giai đoạn phát triển gần

như quá mạnh so với khả năng vốn hóa, trong khi sản phẩm chưa nhiều, hơn nữa

năm 2008 là thời kỳ khủng hoảng tài chính thế giới, tâm lý nhà đầu tư hoảng loạn,

thị trường theo đó cũng sụt giảm mạnh làm cho bất cứ nghiên cứu nào trong giai

đoạn đó cũng mất đi ý nghĩa, do vậy đề tài đã loại bỏ khoảng thời gian 2000-2008

trong giai đoạn nghiên cứu của mình. Kết quả nghiên cứu một lần nữa chứng minh

tính đúng đắn và sự kế thừa trong việc lựa chọn giai đoạn nghiên cứu, thể hiện thị

trường chứng khoán Việt Nam đã bắt đầu có sự tăng trưởng vững vàng và ổn định

với chỉ số chứng khoán cũng như các yếu tố khác của thị trường như nhóm tiêu chí

quy mô, thanh khoản và khả năng tiếp cận thị trường bắt đầu hoàn thiện và thể hiện

rõ quy luật cũng như xu hướng của thị trường.

- Ngoài ra, yếu tố quan trọng nhất làm cho kết quả của đề tài nghiên cứu là tìm

ra mối quan hệ nhân quả hai chiều tích cực giữa sự biến động giá và khối lượng

giao dịch phù hợp với các nền tảng lý thuyết đã được đúc kết bằng các nghiên cứu

đi trước suốt hơn hai thập kỷ qua chính là sự phù hợp với thực tiễn thị trường chứng

khoán Việt Nam. Điều này được thể hiện rõ trong tình hình biến động của chỉ số

VN-Index và khối lượng cổ phiếu giao dịch trên Sở giao dịch Chứng khoán thành

phố Hồ Chí Minh đã được khái quát ở đầu bài, bước đầu đưa ra bằng chứng định

tính về sự biến động có cùng xu hướng giữa chỉ số VN-Index và khối lượng giao

dịch. Đồng thời, đối với các nhà đầu tư hiện nay trên thị trường chứng khoán Việt

Nam hiện nay, việc dự đoán giá cổ phiếu trong tương lai không chỉ đơn thuần dựa

vào sự biến động giá mà còn phụ thuộc vào nhiều yếu tố khác nhau, trong đó không

thể thiếu được khối lượng giao dịch. Phân tích biến động khối lượng cổ phiếu giao

dịch là một yếu tố cần thiết và quan trọng trong đầu tư, cung cấp sự xác nhận thứ

cấp quan trọng cho diễn biến về giá trên đồ thị, đồng thời gia tăng thêm những cảnh

báo cho sự thay đổi sắp xảy đến trong xu hướng hiện tại. Đồng thời, sự thay đổi giá

cổ phiếu trong hiện tại cũng ảnh hưởng, gây ra tác động làm tăng giảm biến động

khối lượng giao dịch trong các ngày giao dịch tiếp theo. Khi kết hợp biến động khối

lượng giao dịch với diễn biến giá trong đồ thị, các nhà đầu tư có thể nhận thấy được

xu hướng của thị trường chứng khoán. Do đã sớm nhận thức được mối quan hệ tác

động qua lại giữa giá và khối lượng giao dịch ở thực tiễn thị trường chứng khoán

Việt Nam nên từ lâu đã tồn tại một khối lượng lớn các nghiên cứu định tính phân

tích về mối quan hệ này. Qua kết quả phân tích định lượng của đề tài nghiên cứu,

một lần nữa mối quan hệ này được khẳng định.

Kết quả của hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương sai lại cho thấy rằng mặc

dù tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ

phiếu giao dịch, tuy nhiên, tại thị trường chứng khoán Việt Nam, mối quan hệ tác

động qua lại này là chưa rõ ràng, trong đó mức độ tác động của sự thay đổi chỉ số

giá chứng khoán đến sự biến động của khối lượng giao dịch vẫn lớn hơn so với mức

độ tác động của biến động của khối lượng giao dịch đến thay đổi chỉ số giá chứng

khoán. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu tại thị trường chứng khoán mới nổi

như nghiên cứu của Brajesh Kumar, Priyanka Singh và Ajay Pandey(2009),

Assogbavi và Osagie(2006).

Nguyên nhân mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng giao dịch

lại chưa rõ ràng khi nghiên cứu ở thị trường chứng khoán Việt Nam.có thể được

giải thích như sau:

- Đầu tiên, theo kết quả các nghiên cứu đi trước và từ cơ sở lý thuyết của mô

hình thông tin truyền tải liên tục SAI và mô hình hỗn hợp của phân phối MDH, mối

quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng giao dịch phụ thuộc vào cách

thông tin được phổ biến trên thị trường và tại các thị trường mới nổi nói chung và

thị trường chứng khoán Việt Nam nói riêng, các nhà đầu tư thường tiếp cận thông

tin có độ trễ nhất định, đặc biệt các nhà đầu tư nhỏ lẻ, do đó điều này dẫn đến mối

quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng giao dịch ở các thị trường này là

chưa rõ ràng. Hay nói cách khác, sự tồn tại hiện tượng bất cân xứng thông tin ở thị

trường chứng khoán Việt Nam, biểu hiện là sự cung cấp thông tin không kịp thời

hay không công bằng của các doanh nghiệp đối với các nhà đầu tư: ưu tiên cung cấp

thông tin cho các nhà đầu tư chiến lược, các nhà đầu tư tổ chức mà không công bố

rộng rãi ra bên ngoài v.v…đã làm cho mối quan hệ này tuy tồn tại nhưng vẫn còn

chưa rõ ràng.

- Nguyên nhân thứ hai được giải thích theo nghiên cứu của Delong et al. (1990)

là do sự tồn tại của các nhà đầu tư bất hợp lý (noise-traders). Trên thị trường chứng

khoán Việt Nam hiện nay, thực tế cho thấy vẫn tồn tại không ít các “noise-traders”.

Có nhiều lý do để giải thích cho vấn đề này như: Hiện nay, hầu hết các tổ chức liên

quan đến vấn đề dạy và cấp chứng chỉ về chứng khoán còn quá ít trên thị trường

đồng thời học phí cho việc đào tạo còn khá cao; bên canh đó, tâm lý ngại sẵn có của

một số nhà đầu tư cho rằng việc học liên quan đến tính toán, định giá…quá phức tạp

và rắc rối, và họ chưa nhận thức được tầm quan trọng của vấn đề này; ngoài ra số

lượng nhà đầu tư chưa có kiến thức “cơ bản” trình độ học vấn còn quá thấp vẫn còn

chiếm tỷ lệ cao. Các nhà đầu tư này thường có ít hiểu biết về thị trường, chủ yếu ra

quyết định mua hoặc bán không dựa trên cơ sở phân tích kinh tế mà thường đầu tư

dựa trên suy tính cá nhân trước các biến động của giá cả, và có khuynh hướng đầu

tư dựa trên tỷ suất sinh mong đợi trước mắt trong ngắn hạn, hay xu hướng đầu tư

theo “thông tin nội bộ”, thông tin gây nhiễu thị trường hơn là đầu tư theo giá trị

thực, giá trị nội tại của tài sản. Hành động chỉ dựa trên dữ liệu về giá trong quá khứ

của các nhà đầu tư này đôi khi làm cho giá cả và khối lượng giao dịch biến động

một cách khó đoán và không liên quan đến dòng thông tin hay một quy luật nào. Đó

cũng là nguyên nhân tại sao mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng

giao dịch lại chưa rõ ràng khi nghiên cứu ở thị trường chứng khoán Việt Nam. Bên

cạnh đó, việc đầu tư theo xu hướng giá của các nhà đầu tư này, điển hình là việc

mua nhiều hơn khi thấy giá cổ phiếu tăng cũng là lý do tại sao mức độ tác động của

sự thay đổi chỉ số giá chứng khoán đến sự biến động của khối lượng giao dịch vẫn

lớn hơn so với chiều ngược lại. Điều này có thể dễ dàng nhận thấy trong đồ thị diễn

biến chỉ số VN-Index và khồi lượng ở những giai đoạn giá tăng đột biến thì kéo

theo khối lượng ngày hôm sau cũng tăng mạnh.

- Cuối cùng, thị trường chứng khoán Việt Nam tuy đã đạt được những thành tựu

nhất định, tuy nhiên, hiện vẫn còn khá đơn điệu so với toàn thế giới và bộc lộ nhiều yếu

kém, bất cập. Thị trường vẫn bị tác động khá nhiều bởi các nhân tố bên ngoài quốc gia,

đồng thời trên thị trường vẫn còn tồn tại hành vi “bầy đàn”, hành động theo tâm lý đám

đông, hiện tượng đầu cơ cổ phiếu, hành vi “làm giá”, thao túng thị trường cũng là một

trong những nguyên nhân gây nên sự bất ổn trong biến động giá chứng khoán và khối

lượng giao dịch, làm cho mối quan hệ giữa hai yếu tố này tuy tồn tại nhưng vẫn chưa

rõ ràng khi tiến hành nghiên cứu tại thị trường chứng khoán Việt Nam.

Chương III

MỘT SỐ GIẢI PHÁP NHẰM NÂNG CAO HIỆU QUẢ HOẠT

ĐỘNG CỦA THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

Trong những phần ở trên, đề tài đã chỉ ra những bất cập còn tồn tại trên Thị

trường chứng khoán Việt Nam đã khiến cho kết quả nghiên cứu vẫn chưa thể

giống hoàn toàn với kết quả của các nghiên cứu trước đây tại các thị trường

chứng khoán phát triển trên thế giới như sự tồn tại của thông tin bất cân xứng,

các nhà đầu tư “bất hợp lý” (noise-traders), hiện tượng đầu cơ cổ phiếu, giao

dịch “nội gián”, hành vi “bầy đàn”, hành vi “làm giá”, thao túng thị trường.

Trong phần này, đề tài sẽ đề suất một số giải pháp nhằm nâng cao hiệu quả hoạt

động của thị trường chứng khoán Việt Nam.

3.1 Tăng tính minh bạch và hoàn thiện quá trình công bố thông tin

Xây dựng chỉ số minh bạch thông tin đối với các công ty niêm yết

Đến nay vẫn chưa có bộ chỉ số minh bạch thông tin chính thức nào được áp dụng

để đo lường mức độ minh bạch thông tin của các công ty niêm yết trên thị trường

chứng khoán Việt Nam như chỉ số T&D của Standard and Poor’s tại Hoa Kỳ, chỉ số

GTI tại Singapore và chỉ số IDTRS ở Đài Loan. Việc xây dựng chỉ số này giúp quá

trình công bố thông tin của các doanh nghiệp ngày càng hoàn thiện hơn.

Thành lập tổ chức định mức tín nhiệm

Tổ chức này sẽ cung cấp cho thị trường và các nhà đầu tư một hệ thống xếp

hạng các công cụ tài chính trên thị trường. Từ đó sẽ giúp nhà đầu tư có thêm nguồn

thông tin, làm cơ sở để so sánh, đối chiếu trước khi đưa ra quyết định đầu tư. Do đó,

thông tin về doanh nghiệp sẽ được thể hiện tích cực hơn, chất lượng thông tin vì thế

cũng sẽ được nâng cao hơn. Đồng thời, thông qua bảng đánh giá, xếp hạng của các

tổ chức định mức tín nhiệm, chủ doanh nghiệp sẽ biết được mức độ tín nhiệm của

thị trường đối với doanh nghiệp mình, từ đó sẽ có những biện pháp khắc phục để

nâng cao vị thế, thị trường vì vậy cũng ngày càng phát triển hơn.

Hoàn thiện quy trình tiếp nhận, xử lý và công bố thông tin

Để đảm bảo thông tin được chuyển tải đến nhà đầu tư đầy đủ, kịp thời, Sở giao

dịch chứng khoán cần phải tiếp tục cải tiến quy trình tiếp nhận, xử lý và công bố

thông tin. Việc sử dụng hệ thống công bố thông tin điện tử là một giải pháp hữu

hiệu. Theo đó, mỗi doanh nghiệp niêm yết sẽ được cấp một mã số để gửi thông tin

cần công bố theo quy định đến Sở Giao dịch qua Internet. Khi đó, Sở giao dịch sẽ

kiểm tra về mặt hình thức rồi gửi cho các Công ty chứng khoán thành viên và đưa

lên website của Sở. Việc áp dụng hệ thống thông tin điện tử sẽ vừa rút ngắn thời

gian công bố thông tin, vừa đảm bảo tính bảo mật, tính pháp lý của thông tin được

công bố, do đó hạn chế được giao dịch “nội gián”.

Hoàn thiện công tác thanh tra và giám sát thị trường

Thực tế cho thấy, không phải lúc nào các đối tượng có nghĩa vụ công bố thông

tin cũng tự nguyện thực hiện đúng và đầy đủ theo quy định. Bên cạnh đó, các hành

vi gian lận về công bố thông tin được thực hiện ngày càng tinh vi. Vì vậy, hoàn

thiện công tác thanh tra và giám sát quá trình công bố thông tin là một yêu cần quan

trọng để duy trì một thị trường hoạt động công bằng, minh bạch từ đó bảo đảm

quyền lợi bình đẳng của các thành viên thị trường, cũng như định hướng xây dựng

công tác quản trị doanh nghiệp ngày càng chuyên nghiệp, đáp ứng các chuẩn mực

quốc tế. Đồng thời, hoàn thiện và nâng cao chất lượng giám sát góp phần bảo đảm

thị trường chứng khoán phát triển bền vững, thực hiện chức năng là một kênh huy

động vốn trung và dài hạn có hiệu quả.

Xây dựng các chế tài xử phạt nghiêm khắc những vi phạm về công bố thông tin

Thực tế cho thấy trên thị trường chứng khoán, các khung xử lý vi phạm tuy vẫn

tồn tại nhưng lại còn khá nhẹ và chưa cương quyết nên không có tác dụng răng đe.

Do đó, các cơ quan chức năng cần xử phạt mạnh tay hơn các hành vi vi phạm, vừa

mang tính cảnh cáo, vừa nâng cao ý thức của công ty niêm yết trong việc công bố

các thông tin.

3.2 Nâng cao năng lực của nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán

Phát triển hệ thống nhà đầu tư tổ chức, ngân hàng, tài chính - chứng khoán,

bảo hiểm, quỹ đầu tư hưu trí và chuyên nghiệp hóa các nhà đầu tư cá nhân

Sự góp mặt của các nhà đầu tư có tổ chức không chỉ góp phần tăng cầu và tính

thanh khoản cho thị trường, mà quan trọng hơn, các tổ chức này sẽ định hướng và

xác lập giá trị thị trường của các cổ phiếu niêm yết một cách chuyên nghiệp, do đó

giúp thị trường vận hành hiệu quả hơn và định hướng cho thị trường phát triển một

cách bền vững. Bên cạnh đó, việc tăng cường hoạt động tuyên truyền và phổ biến

kiến thức về chứng khoán và thị trường chứng khoán cho công chúng, đồng thời mở

rộng về quy mô, chất lượng đào tạo sẽ cung cấp cho các nhà đầu tư, nhất là nhà đầu

tư cá nhân có thêm kiến thức và kỹ năng cần thiết khi tiến hành đầu tư trên thị

trường chứng khoán, từ đó đưa ra các quyết định đầu tư hiệu quả.

Về phía các nhà đầu tư cá nhân

Bản thân mỗi nhà đầu tư cần trang bị những kiến thức cơ bản về thị trường và

kỹ thuật phân tích các thành tố của thị trường chứng khoán như: phân tích môi

trường vĩ mô trong và ngoài nước, phân tích mối liên hệ giữa thị trường chứng

khoán với các thị trường tài chính khác. Bên cạnh đó, nhà đầu tư cần hiểu rõ cách

thức phân tích các công ty niêm yết, làm rõ các khía cạnh như lợi thế cạnh tranh,

năng lực quản trị công ty, tình hình tài chính công ty, chu kỳ ngành để có thể xác

định đúng giá trị nội tại của cổ phiếu và hiểu rõ bản chất sự dao động giá trên thị

trường chứng khoán, đồng thời phân tích và lựa chọn thời điểm mua bán có lợi nhất

để từ đó đưa ra các quyết định đầu tư phù hợp.

3.3 Một số giải pháp khác

Nâng cao chất lượng và đa dạng hóa sản phẩm cho thị trường chứng khoán

Thực tiễn cho thấy thị trường chứng khoán Việt Nam vẫn còn khá đơn điệu so

với toàn thế giới và bộc lộ nhiều yếu kém, bất cập, do đó việc xây dựng pháp lý, hệ

thống công nghệ thông tin và các hệ thống phụ trợ để sớm đưa các sản phẩm phái

sinh vào hoạt động và xây dựng cơ chế phát hành cổ phiếu dưới mệnh giá là rất cần

thiết. Bên cạnh đó cần giám sát xử lý các doanh nghiệp chào bán cổ phiếu ra công

chúng không đưa cổ phiếu vào giao dịch trong vòng một năm, đồng thời xây dựng

cơ chế và lộ trình thực hiện quản trị rủi ro cho các công ty niêm yết để thị trường

hoạt động hiệu quả hơn.

Tái cấu trúc các tổ chức kinh doanh chứng khoán, hiện đại hóa cấu trúc

thị trường

Để nâng cao hiệu quả hoạt động của thị trường, điều tất yếu cần làm là tiếp tục

tiến hành hợp nhất, giải thể, phá sản các công ty chứng khoán yếu kém, thua lỗ dựa

trên nền tảng các chỉ tiêu an toàn tài chính. Bên cạnh đó, hợp nhất các Sở giao dịch

chứng khoán và phát triển, phân định các khu vực thị trường: thị trường cổ phiếu,

thị trường trái phiếu và hình thành thị trường sản phẩm phái sinh, từng bước nâng

cao hiệu quả hoạt động của thị trường.

Phần 3

KẾT LUẬN

Đề tài nghiên cứu tìm hiểu về mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và

khối lượng cổ phiếu giao dịch trên Thị trường chứng khoán Việt Nam.

Với số liệu sử dụng là dữ liệu hằng ngày về khối lượng giao dịch tổng cộng cả

phiên (không tính đến khối lượng giao dịch thỏa thuận do nó không ảnh hưởng tới

chỉ số VN-Index) và chỉ số VN-Index tại thời điểm đóng cửa thị trường được thu

thập trong khoảng thời gian từ ngày 01/01/2009 đến ngày 31/12/2014 với tổng cộng

1496 quan sát, qua việc sử dụng mô hình VAR, kiểm định Granger, hàm phản ứng

đẩy IRF và phân rã phương sai theo phương pháp Cholesky, nghiên cứu đã thành

công trong việc tìm ra bằng chứng về sự tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa chỉ số

giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch tại thị trường chứng khoán Việt

Nam. Kết quả từ mô hình VAR kiểm định Granger đã chỉ ra rằng mối quan hệ giữa

chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch là mối quan hệ 2 chiều và

tác động qua lại giữa các biến là tác động tích cực, phù hợp với cơ sở lý thuyết, kết

quả của những nghiên cứu đi trước tại các thị trường chứng khoán trên thế giới

trước và thực tiễn tình hình thị trường chứng khoán Việt Nam. Tuy nhiên, kết quả

của hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương sai lại cho thấy rằng tại thị trường

chứng khoán Việt Nam, mối quan hệ tác động qua lại này còn chưa rõ ràng. Điều

này đươc giải thích là do mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng

giao dịch phụ thuộc vào cách thông tin được phổ biến trên thị trường tuy nhiên, tại

các thị trường mới nổi nói chung và thị trường chứng khoán Việt Nam nói riêng lại

có sự tồn tại hiện tượng bất cân xứng thông tin; bên cạnh đó sự tồn tại của các nhà

đầu tư bất hợp lý (noise-traders) và các khiếm khuyết còn tồn đọng của thị trường

chứng khoán Việt Nam như hiện tượng đầu cơ cổ phiếu, hành vi “bầy đàn”, hành vi

“làm giá”, thao túng thị trường đã làm cho giá cả và khối lượng giao dịch đôi khi

biến động một cách khó đoán và không theo một quy luật nào. Các nguyên nhân

trên làm cho mối quan hệ nhân quả giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng giao

dịch tuy tồn tại nhưng lại chưa rõ ràng khi nghiên cứu tại thị trường chứng khoán

Việt Nam. Đây sẽ là thông tin hữu ích cho các nhà đầu tư trên thị trường chứng

khoán, mặc dù có thể kết hợp phân tích khối lượng giao dịch và giá chứng khoán để

nhận thấy xu hướng thị trường, tuy nhiên các nhà đầu tư cần cẩn trọng khi ra quyết

định đầu tư, không nên chỉ dựa hoàn toàn vào sự biến động khối lượng giao dịch mà

nên tham khảo thêm các phân tích vĩ mô, phân tích ngành và phân tích cơ bản của

cổ phiếu. Từ kết quả nghiên cứu, đề tài đề suất một số giải pháp nhằm nâng cao

hiệu quả hoạt động của thị trường chứng khoán Việt Nam.

Bên cạnh việc tìm ra bằng chứng về sự tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa chỉ

số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch, đề tài nghiên cứu cũng thực

hiện thành công các mục tiêu nghiên cứu đã đặt ra ban đầu khi khái quát thành công

những nền tảng lý luận và thực tiễn nghiên cứu ở Việt Nam và trên thế giới về mối

quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch. Đồng thời,

nghiên cứu cũng góp phần khái quát, đem lại một cái nhìn tổng quan về quá trình

hình thành, phát triển của thị trường chứng khoán cũng như tình hình biến động chỉ

số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch trong giai đoạn nghiên cứu.

Bên cạnh những thành công đạt được, nghiên cứu còn tồn tại những hạn chế

sau: Đối với mẫu dự liệu, đề tài chỉ tiến hành xem xét mối quan hệ giữa chỉ số giá

chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch trên Sở giao dịch Chứng khoán

Thành phố Hồ Chí Minh chưa xem xét đến Sở giao dịch Chứng khoán Hà Nội,

chính vì vậy, mẫu của tác giả chưa thể đại diện cho toàn bộ thị trường chứng khoán

Việt Nam. Đồng thời, nghiên cứu chỉ quan tâm đến mối quan hệ nhân quả giữa chỉ

số giá chứng khoán và khối lượng giao dịch mà chưa đưa ra dự đoán chính xác khi

biến động khối lượng giao dịch tăng 1% thì thay đổi chỉ số giá tăng bao nhiêu %.

Và đây sẽ là cơ hội cho các nhà nghiên cứu trong tương lai tiếp tục hoàn thiện

đề tài trên - một đề tài đã đang và sẽ luôn nhận được rất nhiều sự quan tâm từ phía

các nhà đầu tư, các nhà kinh tế tài chính. Các nghiên cứu tiếp theo có thể lựa chọn

các chỉ số khác như HNX-Index, hay có thể thực hiện việc nghiên cứu trên các

chứng khoán riêng rẽ của các công ty có giá trị vốn hóa lớn trên thị trường để xem

xét mối quan hệ giữa giá cổ phiếu và khối lượng giao dịch sẽ diễn ra như thế nào.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tiếng Việt

1. Trương Đồng Lộc và Trương Văn Vũ (2012), Mối quan hệ giữa chỉ số giá thị

trường và khối lượng cổ phiếu giao dịch trên Sở giao dịch chứng khoán Thành

phố Hồ Chí Minh, Kỷ yếu khoa học 2012, Trang 133 – 143.

2. Huỳnh Thanh Siêng (2010), Mối quan hệ nhân quả giữa giá cổ phiếu và khối

lượng giao dịch trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Tiếng Anh

3. Al-Jafari1 Mohamed Khaled, Ahmad Tliti (2013), An Empirical Investigation of the

Relationship between Stock Return and Trading Volume: Evidence from the

Jordanian Banking Sector, Journal of Applied Finance & Banking, No. 3, pp 45-64.

4. Brajesh Kumar, Priyanka Singh và Ajay Pandey (2009), The Dynamic

Relationship between Price and Trading Volume:Evidence from Indian Stock

Market, Research and Publications, No. 2009-12-04, pp 1-53.

5. Campbell, J.Y., Grossman, S.J., Wang, J. (1993), Trading volume and serial

correlation in stock returns, Quarterly Journal of Economics 108, pp 905–939.

6. Chuang, C.-C., Kuan, C.-M., Lin, H.-Y. (2009), Causality in quantiles and

dynamic stock return-volume relations, Journal of Banking and Finance, No.

33, pp 1351–1360.

7. Eleanor Xu, X., Chen, P., Wu, C. (2006), Time and dynamic volume–volatility

relation, Journal of Banking and Finance, No. 30, pp 1535–1558.

8. Gallant A. Ronald; Rossi Peter E.; Tauchen George (1992), Stock prices and

volume, The Review of Financial Studies, No. 5, pp 199-242.

9. Gunduz, Lokman and Abdulnasser Hatemi-J (2005), Stock price and volume

relation in emerging markets, Emerging Markets Finance and Trade, No. 41,

pp 29-44.

10. Hiemstra, C., Jones, J.D. (1994), Testing for linear and nonlinear Granger

causality in the stock price-volume relation, Journal of Finance, No. 49, pp

1639–1664.

11. Karpoff, J.M. (1987), The relation between price changes and trading volume:

a survey, Journal of Financial and Quantitative Analysis, No. 22, pp 109–126.

12. Lee, Bong Soo and Oliver M. Rui (2002), The dynamic relation between stock

returns, trading volume: Domestic and cross-country evidence, Journal of

Banking and Finance, No. 26, pp 51-78.

13. Lee, Cheng F. and Oliver M. Rui (2000), Does trading volume contain

information to predict stock returns? Evidence from China’s stock markets,

Review of Quantitative Finance and Accounting, No. 14, pp 341-360.

14. McMillan, D.G. (2007). Non-linear forecasting of stock returns: does volume

help?,International Journal of Forecasting, No. 23, pp 115–126.

15. Moosa, Imad A. and Nabeel E. Al-Loughani (1996), Testing the price-volume

relation in emerging Asian stock markets, Journal of Asian Economics, No. 6,

pp 407-422.

16. Saatcioglu, K., Starks, L.T. (1998), The stock price-volume relationship in

emerging stock markets: the case of Latin America, International Journal of

Forecasting, No. 14, pp 215–225.

17. Shiu-Sheng Chen (2012), Revisiting the empirical linkages between stock

returns and trading volume, Journal of Banking & Finance, No. 36 (2012), pp

1781–1788.

18. Tripathy Naliniprava, The Relation between Price Changes and Trading

Volume: A Study in Indian Stock Market, Interdisciplinary Journal of Research

in Business, No. 1, pp 81-95.

PHỤ LỤC

1.Thống kê mô tả

300

250

S eries : R S am ple 1/02/2009 12/31/2014 O bs ervations 1496

200

150

100

M ean M edian M ax im um M inim um S td. Dev. S k ewnes s K urtos is

0.153743 0.400000 22.80000 -32.90000 6.570043 -0.360849 4.468247

Jarque-B era P robability

166.8412 0.000000

-30

-20

-10

1.1Biến R (thay đổi chỉ số giá chứng khoán)

500

S eries : V S am ple 1/02/2009 12/31/2014 O bs ervations 1496

400

300

200

M ean M edian M ax im um M inim um S td. Dev. S k ewnes s K urtos is

61574.39 46495.00 1.01e+ 08 -1.38e+ 08 18341691 -0.625357 11.02324

100

Jarque-B era P robability

4110.048 0.000000

-1.2e+08

-8.0e+07

-4.0e+07

100.000

4.0e+07

8.0e+07

1.1 Biến V(khối lượng giao dịch)

150,000,000

100,000,000

50,000,000

-10

-50,000,000

-20

-100,000,000

-30

-40

-150,000,000

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

IV I

III

2009

2010

2011

2012

2013

2014

2009

2010

2011

2012

2013

2014

Đồ thị thống kê mô tả dữ liệu

2 Kiểm định tính dừng

2.1 Kiểm định tính dừng cho biến R (thay đổi chỉ số giá chứng khoán)

Null Hypothesis: R has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic - based on AIC, maxlag=23)

t-Statistic

Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic

-32.40709

0.0000

Test critical values:

1% level

-3.434517

5% level

-2.863267

10% level

-2.567738

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(R)

2.1.1 Phương pháp ADF

Method: Least Squares

Date: 04/29/15 Time: 15:31

Sample (adjusted): 1/05/2009 12/31/2014

Included observations: 1495 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

R(-1)

-0.826329

0.025498

-32.40709

0.0000

0.129595

0.167488

0.773757

0.4392

R-squared

0.412949 Mean dependent var

0.006890

Adjusted R-squared

0.412556 S.D. dependent var

8.447161

S.E. of regression

6.474319 Akaike info criterion

6.574901

Sum squared resid

62581.80 Schwarz criterion

6.582004

Log likelihood

-4912.738 Hannan-Quinn criter.

6.577548

F-statistic

1050.220 Durbin-Watson stat

1.997942

Prob(F-statistic)

0.000000

Null Hypothesis: R has a unit root

Exogenous: Constant

Bandwidth: 9 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel

Adj. t-Stat

Prob.*

Phillips-Perron test statistic

-32.54665

0.0000

Test critical values:

1% level

-3.434517

5% level

-2.863267

10% level

-2.567738

2.1.2 Phương pháp PP

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction)

41.86074

HAC corrected variance (Bartlett kernel)

43.83348

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(R)

Method: Least Squares

Date: 04/29/15 Time: 15:32

Sample (adjusted): 1/05/2009 12/31/2014

Included observations: 1495 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

R(-1)

-0.826329

0.025498

-32.40709

0.0000

0.129595

0.167488

0.773757

0.4392

R-squared

0.412949 Mean dependent var

0.006890

Adjusted R-squared

0.412556 S.D. dependent var

8.447161

S.E. of regression

6.474319 Akaike info criterion

6.574901

Sum squared resid

62581.80 Schwarz criterion

6.582004

Log likelihood

-4912.738 Hannan-Quinn criter.

6.577548

F-statistic

1050.220 Durbin-Watson stat

1.997942

Prob(F-statistic)

0.000000

2.2 Kiểm định tính dừng cho biến V(khối lượng giao dịch)

Null Hypothesis: V has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 11 (Automatic - based on AIC, maxlag=23)

t-Statistic

Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic

-15.12551

0.0000

Test critical values:

1% level

-3.434549

5% level

-2.863282

10% level

-2.567746

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(V)

Method: Least Squares

Date: 04/29/15 Time: 15:32

Sample (adjusted): 1/20/2009 12/31/2014

Included observations: 1484 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

V(-1)

-2.966539

0.196128

-15.12551

0.0000

D(V(-1))

1.453977

0.187994

7.734162

0.0000

D(V(-2))

1.085477

0.177236

6.124491

0.0000

D(V(-3))

0.824532

0.165041

4.995936

0.0000

2.2.1 Phương pháp ADF

D(V(-4))

0.666721

0.152089

4.383754

0.0000

D(V(-5))

0.591357

0.138240

4.277757

0.0000

D(V(-6))

0.489328

0.123107

3.974812

0.0001

D(V(-7))

0.437068

0.106921

4.087763

0.0000

D(V(-8))

0.370296

0.088788

4.170576

0.0000

D(V(-9))

0.256087

0.068885

3.717610

0.0002

D(V(-10))

0.154626

0.047904

3.227857

0.0013

D(V(-11))

0.056955

0.026681

2.134645

0.0330

178950.5

423279.1

0.422772

0.6725

R-squared

0.713207 Mean dependent var

19022.43

Adjusted R-squared

0.710867 S.D. dependent var

30312600

S.E. of regression

16299412 Akaike info criterion

36.05988

Sum squared resid

3.91E+17 Schwarz criterion

36.10633

Log likelihood

-26743.43 Hannan-Quinn criter.

36.07719

F-statistic

304.8441 Durbin-Watson stat

2.000701

Prob(F-statistic)

0.000000

Null Hypothesis: V has a unit root

Exogenous: Constant

Bandwidth: 34 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel

Adj. t-Stat

Prob.*

Phillips-Perron test statistic

-92.90567

0.0001

Test critical values:

1% level

-3.434517

5% level

-2.863267

2.2.2 Phương pháp PP

10% level

-2.567738

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction)

2.94E+14

HAC corrected variance (Bartlett kernel)

5.88E+13

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(V)

Method: Least Squares

Date: 04/29/15 Time: 15:33

Sample (adjusted): 1/05/2009 12/31/2014

Included observations: 1495 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

V(-1)

-1.356120

0.024200

-56.03802

0.0000

83280.06

443573.1

0.187748

0.8511

R-squared

0.677765 Mean dependent var

23305.35

Adjusted R-squared

0.677549 S.D. dependent var

30203172

S.E. of regression

17150807 Akaike info criterion

36.15433

Sum squared resid

4.39E+17 Schwarz criterion

36.16143

Log likelihood

-27023.36 Hannan-Quinn criter.

36.15697

F-statistic

3140.259 Durbin-Watson stat

2.166528

Prob(F-statistic)

0.000000

VAR Lag Order Selection Criteria

Endogenous variables: R V

Exogenous variables: C

Date: 04/13/15 Time: 18:20

Sample: 1/02/2009 12/31/2014

Included observations: 1488

Lag

LogL

FPE

AIC

-31912.31

1.46e+16

42.89558

42.90271

42.89823

-31731.72

360.4590

1.15e+16

42.65822

42.67961

42.66619

-31676.03

111.0044

1.07e+16

42.58875

42.62440

42.60203

-31651.47

48.87636

1.04e+16

42.56112

42.61103*

42.57972

-31637.54

27.70025

1.03e+16*

42.54777*

42.61194

42.57168*

-31636.20

2.647765

1.03e+16

42.55135

42.62979

42.58058

-31630.11

12.07791*

1.03e+16

42.54854

42.64124

42.58309

-31629.01

2.187730

1.04e+16

42.55243

42.65939

42.59229

-31628.64

0.719482

1.04e+16

42.55732

42.67854

42.60249

* indicates lag order selected by the criterion

LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)

FPE: Final prediction error

AIC: Akaike information criterion

SC: Schwarz information criterion

HQ: Hannan-Quinn information criterion

3. Xác định độ trễ tối ưu

Vector Autoregression Estimates

Date: 04/13/15 Time: 18:20

Sample (adjusted): 1/08/2009 12/31/2014

Included observations: 1492 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

R(-1)

0.184773

617743.6

(0.02612)

(63275.8)

[ 7.07284]

[ 9.76271]

R(-2)

-0.026724

227972.8

(0.02750)

(66614.2)

[-0.97169]

[ 3.42229]

R(-3)

0.002480

105614.6

(0.02760)

(66857.7)

[ 0.08986]

[ 1.57969]

R(-4)

0.028207

128506.4

(0.02703)

(65477.1)

[ 1.04341]

[ 1.96262]

V(-1)

2.48E-08

-0.516760

(1.1E-08)

(0.02592)

4. Mô hình VAR

[ 2.32126]

[-19.9353]

V(-2)

-6.38E-09

-0.375293

(1.2E-08)

(0.02849)

[-0.54209]

[-13.1723]

V(-3)

1.18E-08

-0.243985

(1.2E-08)

(0.02840)

[ 1.00791]

[-8.59250]

V(-4)

7.52E-09

-0.120139

(1.0E-08)

(0.02493)

[ 0.73024]

[-4.81918]

0.121624

-35990.37

(0.16761)

(405959.)

[ 0.72565]

[-0.08866]

R-squared

0.037707

0.275961

Adj. R-squared

0.032516

0.272055

Sum sq. resids

62058.75

3.64E+17

S.E. equation

6.468907

15668340

F-statistic

7.263828

70.65395

Log likelihood

-4898.117

-26830.73

Akaike AIC

6.577905

35.97820

Schwarz SC

6.609923

36.01021

Mean dependent

0.151475

61708.06

S.D. dependent

6.576715

18364271

Determinant resid covariance (dof adj.)

1.01E+16

Determinant resid covariance

1.00E+16

Log likelihood

-31719.51

Akaike information criterion

42.54358

Schwarz criterion

42.60761

VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests

Date: 04/13/15 Time: 18:21

Sample: 1/02/2009 12/31/2014

Included observations: 1492

Dependent variable: R

Excluded

Chi-sq

Prob.

9.947526

0.0413

All

9.947526

0.0413

Dependent variable: V

Excluded

Chi-sq

Prob.

137.3707

0.0000

5.Kiếm định Granger

All

137.3707

0.0000

R e s p o n s e t o C h o le s k y O n e S . D . In n o va t io n s ± 2 S . E .

Res pons e of R to R

Res pons e of R to V

-2

Res pons e of V to R

Res pons e of V to V

20,000,000

15,000,000

10,000,000

5,000,000

-5,000,000

-10,000,000

6. Hàm phản ứng IRF

Variance

Decomposition of R:

Period

S.E.

6.468907

100.0000

0.000000

6.582033

99.65463

0.345368

6.588238

99.53583

0.464171

7. Phân rã phương sai

0.513653

6.589931

99.48635

0.522317

6.593441

99.47768

0.525820

6.594636

99.47418

0.525890

6.594646

99.47411

0.526142

6.594657

99.47386

0.526795

6.594679

99.47320

0.526831

6.594682

99.47317

Variance

Decomposition of V:

Period

S.E.

98.75549

15668340

1.244513

91.90432

18282301

8.095676

91.92835

18342071

8.071651

91.85466

18349637

8.145338

91.86303

18365867

8.136972

91.87216

18398060

8.127839

91.85693

18412502

8.143069

91.85799

18413791

8.142006

91.85768

18413824

8.142318

91.85795

18414184

8.142052

Cholesky Ordering: R V

Khóa luận tốt nghiệp Tài chính - Ngân hàng: Mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Mục tiêu chung của đề tài nghiên cứu là phân tích mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch trên Thị trường Chứng khoán Việt Nam. Mời các bạn cùng tham khảo nội dung chi tiết.

Chủ đề:

KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP ĐẠI HỌC

MỐI QUAN HỆ GIỮA CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VÀ KHỐI LƯỢNG CỔ PHIẾU GIAO DỊCH TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

Giáo viên hướng dẫn: TS. Phan Khoa Cương

Sinh viên thực hiện: Huỳnh Vũ Thùy Dương Lớp: K45B Tài chính - Ngân hàng Niên khóa: 2011 - 2015

Huế, tháng 05 năm 2015

Lời Cảm Ơn

Huỳnh Vũ Thùy Dương Sinh viên thực hiện

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU VÀ CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC SƠ ĐỒ, ĐỒ THỊ

DANH MỤC CÁC BIỂU BẢNG

TÓM TẮT NGHIÊN CỨU

NỘI DUNG NGHIÊN CỨU

Phần 1

ĐẶT VẤN ĐỀ

Phần 2

NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Chương I

TỔNG QUAN VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA CHỈ SỐ GIÁ

CHỨNG KHOÁN VÀ KHỐI LƯỢNG CỔ PHIẾU GIAO DỊCH

ị ườ ị á ỏ ủ ủ á

Chương II:

PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ GIỮA CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG

KHOÁN VÀ KHỐI LƯỢNG CỔ PHIẾU GIAO DỊCH TRÊN

THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

N

Mean

Median Maximum Minimum

Std. Dev. Skewness Kurtosis

Rt

Vt

Kiểm định ADF

Kiểm định PP

Prob.

T-Statistic R

Test

critical

values

Độ trễ

FPE

AIC

SC

HQ

0

1

2

3

42.61103*

4

1.03e+16*

42.54777*

42.57168*

5

6

7

8

V

Biến số

R

R(-1)

R(-2)

R(-3)

R(-4)

V(-1)

V(-2)

V(-3)

V(-4)

C

Test critical values

Biến phụ thuộc: R

Biến

V

All

Biến phụ thuộc: V

Biến

R

All