Kỷ yếu Khoa học 2012: 133-143 Trường Đại học Cần Thơ 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 Trương Đông Lộc1 Trương Văn Vũ2 ABSTRACT This paper examines the casual relations between the market return and trading volume for the Ho Chi Minh Stock Exchange The data used in this study include weekly series of the market index (VN-Index) and trading volume of the Ho Chi Minh Stock Exchange over the period from July 28th, 2000 to May 12th, 2010 Using the Granger causality test, results derived from the study reveal that weekly market trading volume does not cause the market index However, changes in the market index lead to changes in market trading volume Based on the results, it is conluded that there is the uni-directional causality between the daily market index and trading volume Keywords: Ho Chi Minh Stock Exchange, market index-trading volume relations, Granger causality test Title: The Causal Relation between Market Index and Trading Volume: Evidence from the Ho Chi Minh Stock Exchange TÓM TắT Mục tiêu nghiên cứu xác định mối quan hệ tác động qua lại thay đổi số VN-Index khối lượng cổ phiếu giao dịch Sở Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh Số liệu sử dụng nghiên cứu bao gồm chuỗi số VN-Index khối lượng cổ phiếu giao dịch theo thời gian với tần suất tuần (weekly series) thu thập khoảng thời gian từ ngày 27/08/2000 đến ngày 12/05/2010 Sử dụng kiểm định Granger, kết nghiên cứu cho thấy thay đổi khối lượng giao dịch ảnh hưởng đến thay đổi số VN-Index Tuy nhiên, chiều ngược lại thay đổi số VN-Index lại có ảnh hưởng đến thay đổi khối lượng giao dịch Trên sở kết nghiên cứu đó, kết luận mối quan hệ thay đổi số VN-Index khối lượng giao dịch xảy chiều (uni-directional causality) từ số VN-Index đến khối lượng giao dịch Từ khóa: Thị trường chứng khoán tph, mối quan hệ khối lượng giao dịch- số thị trường, kiểm định quan hệ nhân Granger GIớI THIệU Các nhà đầu tư thị trường chứng khoán thường quan tâm đến khối lượng cổ phiếu giao dịch chứa đựng thông tin có giá trị thay đổi giá cổ phiếu tương lai Những mà rút từ khối lượng cổ phiếu giao dịch phụ thuộc vào lý cách thức mà nhà đầu tư giao dịch cổ phiếu thị trường Việc mua bán cổ phiếu nhà đầu tư thường xuất phát từ lý do: cấu trúc lại danh mục đầu tư để giảm thiểu rủi ro đầu dựa vào thông tin cá nhân họ Hai hình thức mua bán dẫn đến khác biệt lợi nhuận kỳ vọng tương lai Chẳng hạn như, phận PGs Ts, Khoa Kinh tế - Quản trị kinh doanh, Trường đại học Cần Thơ Ngân hàng thương mại cổ phần Xuất nhập Việt Nam, Chi nhánh Tây Đô 133 Kỷ yếu Khoa học 2012: 133-143 Trường Đại học Cần Thơ nhà đầu tư bán cổ phiếu lý thứ nhất, giá cổ phiếu phải giảm để thu hút nhà đầu tư khác mua lấy số cổ phiếu Bởi kỳ vọng khoản cổ tức cổ phiếu tương lai không đổi nên giảm giá cổ phiếu dẫn đến khoản lợi nhuận thấp mức lợi nhuận kỳ vọng cao tương lai Tuy nhiên, phận nhà đầu tư bán cổ phiếu lý thứ hai, giá cổ phiếu giảm việc bán cổ phiếu phản ảnh thông tin xấu khoản cổ tức tương lai Bởi thông tin thường chuyển dần vào giá cổ phiếu nên lợi nhuận thấp tiếp tục trì giai đoạn thông tin xấu mà cá nhân có tiếp tục phản ảnh vào giá Với lập luận thấy số lượng cổ phiếu bán mục đích phòng ngừa rủi ro có mối hệ nghịch với lợi nhuận số lượng cổ phiếu bán với lý đầu tạo mối quan hệ thuận với lợi nhuận tương lai Trong năm gần đây, mối quan hệ tác động qua lại (causal relation) giá cổ phiếu khối lượng giao dịch nhận quan tâm đặc biệt nhà kinh tế tài Các nghiên cứu mối quan hệ thực thị trường chứng khoán phát triển thị trường Ở thị trường chứng khoán New York, Hiemstra Jones (1994) có mối quan hệ tác động qua lại thay đổi giá cổ phiếu khối lượng giao dịch giai đoạn 19151990 Thêm vào đó, nghiên cứu Chen cộng (2001), Lee Rui (2002) cho thấy mối quan hệ tác động qua lại sự thay đổi giá cổ phiếu khối lượng giao dịch tồn thị trường chứng khoán Thuỵ Sĩ, Hà Lan Hong Kong Các nghiên cứu tìm thấy tác động thay đổi giá cổ phiếu đến khối lượng giao dịch thị trường chứng khoán Mỹ, Nhật, Anh, Pháp Ý Một nghiên cứu khác thực Martikainen cộng (1994) Sở giao dịch chứng khoán Helsinki có tác động qua lại giá cổ phiếu khối lượng giao dịch giai đoạn 1983-1988 Ở thị trường chứng khoán nổi, Moosa Al-Loughani (1996) có tác động qua lại giá cổ phiếu khối lượng giao dịch thị trường chứng khoán Singapore Thái Lan, mối quan hệ chiều từ khối lượng giao dịch đến giá cổ phiếu Malaysia Tuy nhiên, mối quan hệ giá cổ phiếu khối lượng giao dịch tìm thấy thị trường chứng khoán Philippines Cũng khu vực Châu Á, Lee Rui (2000) tìm thấy thay đổi giá cổ phiếu có ảnh hưởng đến khối lượng giao dịch Sở giao dịch chứng khoán Thượng Hải Thẩm Quyến Ở khu vực Châu Mỹ La Tinh, Saatcioglu Starks (1998) cung cấp chứng tác động qua lại thay đổi giá cổ phiếu khối lương cổ phiếu giao dịch thị trường chứng khoán Colombia Venezuela Ngoài ra, nghiên cứu thay đổi giá cổ phiếu dẫn đến thay đổi khối lượng giao dịch thị trường chứng khoán Chile thay đổi khối lượng giao dịch dẫn đến thay đổi giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Brazil Mexico Liên quan đến thị trường khu vực Châu Âu, Gunduz Hatemi-J (2005) ghi nhận có tác động qua lại giá cổ phiếu khối lượng giao dịch thị trường chứng khoán Hungary Ba Lan Gunduz Hatemi-J (2005) thay đổi giá cổ phiếu tạo thay đổi khối lượng giao dịch thị trường chứng khoán Nga Thổ Nhĩ Kỳ Tuy nhiên, mối quan hệ giá cổ phiếu khối lượng giao dịch tìm thấy thị trường chứng khoán Cộng hoà Séc 134 Kỷ yếu Khoa học 2012: 133-143 Trường Đại học Cần Thơ Mặc dù mối quan hệ giá cổ phiếu khối lượng giao dịch nghiên cứu nhiều thập niên gần đây, theo hiểu biết chưa có công trình nghiên cứu chủ đề liên quan đến thị trường chứng khoán Việt Nam công bố Vì vậy, mục tiêu nghiên cứu xác định mối quan hệ số giá thị trường khối lượng cổ phiếu giao dịch Sở Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (SGDCK TP.HCM) Phần lại viết cấu trúc sau: Mục giới thiệu tổng quan Sở Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh; Mục mô tả số liệu sử dụng phương pháp nghiên cứu; Mục tóm tắt kết nghiên cứu; cuối cùng, kết luận viết trình bày Mục TổNG QUAN Về Sở GIAO DịCH CHứNG KHOÁN THÀNH PHố Hồ CHÍ MINH 2.1 Hoạt động quản lý niêm yết Khi vào hoạt động, có loại cổ phiếu REE SAM niêm yết giao dịch HOSE Trải qua 10 năm hoạt động phát triển, số lượng chứng khoán niêm yết tăng dần qua năm Trong giai đoạn 2000 - 2005, số lượng công ty niêm yết HOSE tăng chậm thị trường chứng khoán tương đối nên công ty ngại niêm yết Số lượng công ty niêm có gia tăng đột biến năm 2006 tăng ổn định năm sau Tính đến ngày 31/12/2009, toàn thị trường có có 196 loại cổ phiếu chứng quỹ đầu tư niêm yết với tổng khối lượng niêm yết 9.518,5 triệu cổ phiếu tổng giá trị niêm yết 107.591,2 tỷ đồng Phần lớn công ty có cổ phiếu niêm yết HOSE công ty có nguồn vốn lớn, tình hình tài lành mạnh, hoạt động kinh doanh có hiệu quả, minh bạch thực việc công bố thông tin theo qui định Điều góp phần nâng cao chất lượng hàng hóa giao dịch HOSE ngày nhận nhiều quan tâm nhà đầu tư Trong năm 2009, HOSE tiến hành hoàn tất thủ tục hủy niêm yết 24 công ty có vốn điều lệ nhỏ 80 tỷ đồng để chuyển sang niêm yết HNX kể từ ngày 28/05/2009 Động thái nằm kế hoạch tái cấu trúc thị trường nhằm mục tiêu sàng lọc, phân loại doanh nghiệp niêm yết để phù hợp với tiêu chuẩn thị trường 2.2 Hoạt động quản lý thành viên Qua 10 năm hoạt động, số lượng công ty chứng khoán thành viên HOSE không ngừng tăng số lượng, qui mô chất lượng dịch vụ Tính đến ngày 31/12/2009, có 102 công ty chứng khoán thành viên HOSE với số vốn gần 22.000 tỷ đồng Các thành viên HOSE cấp giấp phép hoạt động kinh doanh với nghiệp vụ như: Môi giới, tự doanh, quản lý doanh mục, bảo lãnh phát hành, tư vấn đầu tư Số lượng tài khoản giao dịch nhà đầu tư mở công ty chứng khoán liên tục tăng lên qua năm Cụ thể là, thời điểm HOSE vào hoạt động, số tài khoản nhà đầu tư mở 400 đến tháng 12/2009 số tài khoản nhà đầu tư tăng lên đến 730.000 Các công ty thành viên HOSE hoạt động có hiệu không ngừng lớn 135 Kỷ yếu Khoa học 2012: 133-143 Trường Đại học Cần Thơ mạnh qua năm, mạng lưới giao dịch mở rộng bổ sung thêm nguồn vốn để đáp ứng nhu cầu kinh doanh phát triển 2.3 Hoạt động quản lý giao dịch Hoạt động quản lý giao dịch nghiệp vụ quan trọng HOSE Xác định tầm quan trọng đó, từ vào hoạt động HOSE nghiên cứu đưa giải pháp kỹ thuật quy chế, quy trình nhằm bước hoàn thiện tạo điều kiện thuận lợi cho nhà đầu tư tham gia giao dịch thị trường Tính đến hết ngày 31/12/2009, HOSE tổ chức thành công 2.195 phiên giao dịch Bên cạnh đó, trình hoạt động HOSE nghiên cứu giải pháp, kiến nghị Chính phủ Uỷ ban Chứng khoán nhà nước (UBCKNN) ban hành sách, qui định kịp thời để điều tiết thị trường cho phù hợp với xu hướng phát triển tạo môi trường đầu tư thông thoáng, công bằng, pháp luật đồng thời bảo vệ lợi ích đáng nhà đầu tư Từ việc thực phiên giao dịch tuần, đợt khớp lệnh phiên HOSE thực phiên giao dịch/tuần tăng lên đợt khớp lệnh phiên Đồng thời HOSE triển khai phương thức khớp lệnh liên tục từ ngày 30/07/2007 triển khai phương thức nhập lệnh từ xa, giao dịch trực tuyến để đáp ứng tốt nhu cầu nhà đầu tư 2.4 Quy mô thị trường Qua 10 hoạt động, HOSE có phát triển vượt bậc quy mô Nếu phiên giao dịch (28/07/2000) tổng vốn hoá thị trường 444 tỷ đồng đến cuối năm 2009 tổng vốn hoá thị trường lên đến 495.094 tỷ đồng Năm 2006 năm đánh dấu giá tăng đột biến quy mô thị trường công ty tranh thủ niêm yết trước thời điểm ngày 31/12/2006 để ưu đãi thuế thu nhập doanh nghiệp Ngoài ra, quy mô thị trường đo lường tỷ lệ vốn hoá thị trường GDP tăng qua năm Cụ thể là, tỷ lệ vốn hoá thị trường GDP HOSE tăng từ 0,24% thời điểm cuối năm 2000 lên 30,34% vào thời điểm cuối năm 2009 Sự phát triển quy mô HOSE giai đoạn 2000-2009 trình bày Bảng Số LIệU Sử DụNG VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CứU 3.1 Số liệu sử dụng Số liệu sử dụng nghiên cứu bao gồm chuỗi số VN-Index khối lượng cổ phiếu giao dịch theo thời gian với tần suất tuần (weekly series) thu thập khoảng thời gian từ ngày 28/07/2000 ngày 12/05/2010 Khối lượng cổ phiếu giao dịch số VN-Index sử dụng nghiên cứu tương ứng khối lượng giao dịch tổng cộng phiên số đóng cửa thị trường vào ngày thứ tư hàng tuần SGDCK TPHCM Nếu ngày thứ Tư tuần ngày giao dịch, khối lượng giao dịch số đóng cửa ngày thứ Năm (hoặc thứ Ba ngày thứ Năm giao dịch) chọn để thay Nếu hai ngày thứ Ba thứ Năm tuần giao dịch khối lượng giao dịch số thị trường tuần bỏ qua (xem thiếu thông tin) Việc chọn khối lượng cổ phiếu giao dịch số đóng cửa ngày thứ Tư để nghiên cứu nhằm tránh ảnh hưởng 136 Kỷ yếu Khoa học 2012: 133-143 Trường Đại học Cần Thơ giao dịch cuối tuần (Huber, 1997) Trên sở số đóng cửa VNIndex, thay đổi số VN-Index tuần liền kề tính sau: rt  log(pt )  log(pt 1 )  log(pt / pt 1 ) Trong đó: rt: Thay đổi số VN-Index hai tuần liền kề; pt: Chỉ số VN-Index thời điểm đóng cửa vào ngày thứ tuần thứ t; pt-1: Chỉ số VN-Index thời điểm đóng cửa vào ngày thứ tuần thứ t-1 3.2 Phương pháp nghiên cứu Để nghiên cứu mối quan hệ tác động qua lại (causal relations) thay đổi số thị trường khối lượng cổ phiếu giao dịch, kiểm định Granger (Granger causality test) sử dụng nghiên cứu Kiểm định Granger yêu cầu chuỗi số liệu nghiên cứu phải có tính dừng (stationary) Vì vậy, trước sử dụng kiểm định Granger, kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) sử dụng để kiểm tra tính dừng chuỗi số liệu Kiểm định nghiệm đơn vị Để kiểm tra tính dừng chuỗi số liệu theo thời gian, sử dụng nhiều phương pháp khác nhau, chẳng hạn như: Kiểm định Dickey – Fuller (DF), kiểm định Augmented Dickey Fuller (ADF) kiểm định Phillips – Person (PP) Trong nghiên cứu này, kiểm định ADF sử dụng để kiểm định tính dừng chuỗi số VN-Index khối lượng cổ phiếu giao dịch Phương trình kiểm định ADF có dạng sau: 137 138 (1) (1) (2) (2) - 206,83 - 3,66 - 92,36 0,24 - 1.049 2000 13,81 235,40 438,44 19,72 1.020,36 1.034,72 0,34 58,34 1.661 10 2001 (22,12) 183.33 84,20 36,33 (1,55) 1.018,72 0,49 59,54 2.650 20 2002 (8,94) 166,94 (18,47) 29,62 (35,92) 652,77 0,42 (5,13) 2.514 22 2003 (2) (1) Giá trị tính lũy kế từ đầu năm cuối năm Số liệu thu thập vào phiên giao dịch cuối năm Nguồn: Được tổng hợp từ website Sở Giao dịch chứng khoán TPHCM công ty chứng khoán Thay đổi VN-Index (%) VN-Index (điểm) (1) Thay đổi tổng khối lượng giao dịch hàng năm (%) Tổng khối lượng giao dịch hàng năm (triệu CP) Tốc độ tăng giá trị giao dịch hàng năm (%) Tổng giá trị giao dịch hàng năm (tỷ đồng) Vốn hóa thị trường/GDP (%) Tốc độ tăng vốn hóa thị trường (%) Vốn hóa thị trường (tỷ đồng) (1) Số công ty niêm yết HOSE Chỉ tiêu Bảng 1: Qui mô phát triển HOSE (2000-2009) 43,34 239,29 210,98 92,11 451,04 3.597,00 0,55 56,92 3.945 26 2004 28,51 307,50 99,40 183,67 161,79 9.416,64 0,96 90,11 7.500 32 2005 144,48 751,77 347,55 822,03 497,57 56.271,09 14,00 2.006,67 158.000 106 2006 23,31 927,02 158,85 2.127,81 318,40 235.436,75 32,20 130,64 364.414 138 2007 (65,95) 315,62 50,76 3.207,86 (43,70) 132.557,01 13,15 (53,53) 169.346 174 2008 56,76 494,77 245,69 11.089,41 226,39 432.650,16 30,34 192,36 495.094 200 2009 Kỷ yếu Khoa học 2012: 133-143 Trường Đại học Cần Thơ Kỷ yếu Khoa học 2012: 133-143 Trường Đại học Cần Thơ k yt = α0 + βyt-1+   y j t j + εt (1) j 1 k yt = α0 +δt + βyt-1+   y j t j + εt (2) j 1 Mô hình (2) khác với mô hình (1) có thêm biến xu hướng thời gian δt Các ký hiệu mô hình (1) (2) giải thích sau:  = yt - yt-1 yt: chuỗi số liệu theo thời gian xem xét k: chiều dài độ trễ (lag time) εt: nhiễu trắng Vì kết kiểm định ADF nhạy cảm với lựa chọn chiều dài độ trễ (k) nên tiêu chuẩn thông tin phát triển Akaike (Akaike Information Criterion – AIC) sử dụng để chọn lựa k tối ưu cho mô hình ADF (giá trị k lựa chọn cho AIC nhỏ nhất) Giả thuyết H0 (Null Hypothesis) kiểm định ADF tồn nghiệm đơn vị (β=0) bị bác bỏ giá trị kiểm định ADF lớn giá trị tới hạn Trong kiểm định ADF, giá trị kiểm định ADF không theo phân phối chuẩn, giá trị tới hạn dựa bảng giá trị tính sẳn Mackinnon (1991) So sánh giá trị kiểm định ADF với giá trị tới hạn Mackinnon có kết luận tính dừng cho chuỗi quan sát Kiểm định Granger Kiểm định Granger sử dụng phổ biến nghiên cứu để trả lời cho câu hỏi đơn giản có hay không thay đổi X gây thay đổi Y ngược lại Phương trình hồi quy kiểm định Granger có dạng: k Yt = α0 + k  lYt l +  X k k l 1 Xt = α +  X l l 1 t l l t l + εt l 1 +  lYt  l + νt l 1 ­ Nếu δl khác không có ý nghĩa thống kê, ρl ý nghĩa kết luận biến động X nguyên nhân gây biến động Y (uni-directional causality) ­ Nếu δl ý nghĩa thống kê, ρl khác không có ý nghĩa thống kê, kết luận X chịu ảnh hưởng thay đổi Y (unidirectional causality) ­ Nếu δl ρl khác không có ý nghĩa thống kê kết luận X Y tác động qua lại lẫn (bi-directional causality) ­ Nếu δl ρl ý nghĩa thống kê kết luận X Y độc lập với Trong nghiên này, X số thị trường Y khối lượng cổ phiếu giao dịch Trong kiểm định Granger, chiều dài độ trễ (k) lựa chọn dựa tiêu chuẩn AIC 139 Kỷ yếu Khoa học 2012: 133-143 Trường Đại học Cần Thơ KếT QUả NGHIÊN CứU Kết kiểm định nghiệm đơn vị Như trình bày trên, trước thực kiểm định Granger, kiểm định nghiệm đơn vị phải thực điều kiện bắt buộc nhằm để kiểm tra tính dừng chuỗi số liệu quan sát Trong trường hợp chuỗi số liệu quan sát tính dừng, kiểm định nghiệm đơn vị tiếp tục thực chuỗi khác biệt bậc (rt) Kết kiểm định nghiệm đơn vị ADF có xu hướng thời gian trình bày Bảng Kết kiểm định ADF cho thấy giả thuyết H0 tính không dừng (nonstationary) chuỗi số VN-Index khối lượng giao dịch bị bác bỏ giá trị kiểm định nhỏ giá trị tới hạn tương ứng (Mackinnon’s critical value).Tuy nhiên, chuỗi khác biệt bậc (sự thay đổi giá khối lượng cổ phiếu giao dịch tuần liền kề) số VN-Index khối lượng giao dịch kiểm định kết lại cho thấy giả thuyết H0 tính không dừng chuỗi nghiên cứu bị bác bỏ mức ý nghĩa 1% Kết cho phép kết luận chuỗi khác biệt bậc số VN-Index khối lượng giao dịch có tính dừng Điều có nghĩa hai chuỗi số liệu thoả mãn điều kiện kiểm định Granger Bảng 2: Kết kiểm định nghiệm đơn vị ADF Chuỗi số liệu Chỉ số VN-Index khối lượng giao dịch VN-Index (k=1) Khối lượng giao dịch (k=2) Khác biệt bậc VN-Index khối lượng giao dịch Sự thay đổi số VN-Index (k=0) Sự thay đổi khối lượng giao dịch (k=1) a Không có xu hướng thời gian Có xu hướng thời gian -1,55 -1,29 -1,60 -2,76 -17,37 a -22,68 a -17,36a -22,71a có ý nghĩa thống kê mức 1% Để thực kiểm định Granger, bên cạnh việc kiểm tra tính dừng chuỗi nghiên cứu phải xác định chiều dài độ trễ (k) thích hợp cho biến số mô hình Trong nghiên cứu này, chiều dài độ trễ (k) thích hợp cho mô hình Granger (độ trể với giá trị AIC nhỏ nhất) Kết kiểm định Granger Trên sở kết kiểm định nghiệm đơn vị ADF tiêu chuẩn AIC, kiểm định Granger thực để xác định mối quan hệ qua lại thay đổi số VN-Index thay đổi khối lượng cổ phiếu giao dịch Kết kiểm định Granger trình bày Bảng 140 Kỷ yếu Khoa học 2012: 133-143 Trường Đại học Cần Thơ Bảng 3: Kết kiểm định Granger Giá trị thống kê F Giả thuyết (H0) Sự thay đổi khối lượng giao dịch không ảnh hưởng đến thay đổi VN-Index Chiều dài độ trể (k) Kết luận 0,03 Chấp nhận H0 4,29 a Bác bỏ H0 Sự thay đổi VN-Index không ảnh hưởng đến thay đổi khối lượng giao dịch a có ý nghĩa thống kê mức 1% Kết kiểm định Granger trình bày Bảng cho thấy giả thuyết H0 cho thay đổi khối lượng cổ phiếu giao dịch ảnh hưởng đến thay đổi số VN-Index bị bác bỏ Sự chấp nhận giả thuyết H0 có nghĩa thay đổi khối lượng cổ phiếu giao dịch không gây ảnh hưởng đến thay đổi số VN-Index Ngược lại, với giả thuyết H0 thay đổi số VN-Index ảnh hưởng đến thay đổi khối lượng giao dịch lại bị bác bỏ mức ý nghĩa thống kê 1% Sự bác bỏ giả thuyết H0 cho phép kết luận biến động số VN-Index có ảnh hưởng đến thay đổi khối lượng giao dịch Như vậy, mối quan hệ thay đổi số VN-Index biến động khối lượng cổ phiếu giao dịch xãy chiều (uni-directional causality) từ số VN-Index đến khối lượng giao dịch Ảnh hưởng thay đổi số VN-Index đến khối lượng cổ phiếu giao dịch: Kết phân tích hồi quy Kết kiểm định Granger cho thấy thay đổi số VN-Index có ảnh hưởng đến thay đổi khối lượng cổ phiếu giao dịch Trên sở kết luận này, thực bước xác định mức độ ảnh hưởng thay đổi số VN-Index đến khối lượng giao dịch với độ trễ khác (k=4) phương pháp phân tích hồi quy Phương trình hồi quy sử dụng phần có dạng sau: 4 Yt      k Yt k    k X t  k   t k 1 k 1 Trong đó: Yt: Sự thay đổi khối lượng cổ phiếu giao dịch thời điểm t Xt: Sự thay đổi số VN-Index thời điểm t k: Chiều dài độ trễ (lag time) Kết phân tích hồi quy trình bày Bảng cho thấy thay đổi khối lượng cổ phiếu giao dịch thời điểm có tương quan tỷ lệ nghịch với thay đổi khối lượng giao dịch tuần 1, 2, 3, trước Nghĩa là, khối lượng cổ phiếu giao dịch tăng tuần giảm tuần 1, 2, 3, trước ngược lại Cụ thể là, khối lượng cổ phiếu giao dịch tuần t-1, t-2, t-3, t-4 tăng 1% khối lượng cổ phiếu giao dịch tuần thứ t giảm tương ứng 141 Kỷ yếu Khoa học 2012: 133-143 Trường Đại học Cần Thơ 0,52%, 0,35%, 0,27% 0,08% Mối quan hệ tỷ lệ nghịch có ý nghĩa thống kê mức 1% 10% Bảng 4: Ảnh hưởng thay đổi số VN-Index đến thay đổi khối lượng giao dịch Biến số Hệ số ước lượng Hằng số (α) Y(-1) Y(-2) 0,0107 (0,91) -0,5224 (-11,60)a -0,3456 (-7,13)a Y(-3) -0,2653 (-5,51)a Y(-4) -0,0780 (-1,87)b X(-1) 1,5847 (2,72)a 1,0636 (1,78)b X(-2) X(-3) -0,5405 (-0,90) X(-4) 0,1249 (0,21) Số quan sát R điều chỉnh Giá trị thống kê F a,b 496 0,22 18,89 a : Có ý nghĩa thống kê mức 1% 10% Y(-1), Y(-2), Y(-3), Y(-4): Sự thay đổi khối lượng giao dịch với độ trễ 1, 2, 3, X(-1), X(-2), X(-3), X(-4): Sự thay đổi VN-Index với độ trễ 1, 2, Giá trị thống kê t trình bày dấu ngoặc đơn Ngoài ra, Bảng cho thấy thay đổi số VN-Index có tương quan tỷ lệ thuận với thay đổi khối lượng cổ phiếu giao dịch với độ trễ thời gian Điều có nghĩa số VN-Index tăng lên giảm tuần t-1 t-2 khối lượng cổ phiếu giao dịch tăng lên giảm tương ứng tuần thứ t Một cách cụ thể, kết phân tích hồi quy số VN-Index tăng lên 1% tuần t-1 t-2 khối lượng cổ phiếu giao dịch tăng lên tương ứng 1,58% 1,06% Mối quan hệ tỷ lệ thuận có ý nghĩa thống kê tương ứng mức 1% 10% KếT LUậN Bài viết nghiên cứu mối quan hệ thay đổi số VN-Index khối lượng cổ phiếu giao dịch SGDCK TPHCM giai đoạn từ 28/07/2000 đến 12/05/2010 Sử dụng kiểm định Granger, kết nghiên cứu cho thấy thay đổi 142 Kỷ yếu Khoa học 2012: 133-143 Trường Đại học Cần Thơ khối lượng cổ phiếu giao dịch ảnh hưởng đến thay đổi số VN-Index Tuy nhiên, chiều ngược lại thay đổi số VN-Index lại có ảnh hưởng đến thay đổi khối lượng giao dịch Trên sở kết nghiên cứu này, kết luận mối quan hệ thay đổi số VN-Index khối lượng giao dịch xảy chiều (uni-directional causality) từ số VN-Index đến khối lượng giao dịch TÀI LIệU THAM KHảO Chen, Gong-Meng, Michael Firth and Oliver M Rui (2001) The dynamic relation between stock returns, trading volume, and volatility, The Financial Review, 38, 153-174 Gunduz, Lokman and Abdulnasser Hatemi-J (2005) Stock price and volume relation in emerging markets, Emerging Markets Finance and Trade, 41, 29-44 Hiemstra, Craig and Jonathan D Jones (1994) Testing for linear and nonlinear Granger causality in the stock price-volume relation, Journal of Finance, 49, 1639-1664 Huber, Peter, (1997) Stock market returns in thin markets: Evidence from the Vienna Stock Exchange, Applied Financial Economics, 7, 493-498 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, 26, 51-78 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, 14, 341-360 Mackinnon, J (1991) Critical values for cointegration tests, in Long-run economic relationships readings in cointegration (Ed.) Engle, R and C Granger, Oxford University Press, New York Martikainen, Teppo, Vesa Puttonen, Martti Luoma and Timo Rothovius (1994) The linear and non-linear dependence of stock returns and trading volume in the Finnish stock market, Applied Financial Economics, 4, 159-169 Moosa, Imad A and Nabeel E Al-Loughani (1996) Testing the price-volume relation in emerging Asian stock markets, Journal of Asian Economics, 6, 407-422 Saatcioglu, Kemal and Laura T Starks (1998) The stock price-volume relationship in emerging stock markets: the case of Latin America, International Journal of Forecasting, 14, 215–225 143