Tải bản đầy đủ - 0 (trang)
3 Cơ sở của Mô hình ước lượng Hiệu ứng bầy đàn

3 Cơ sở của Mô hình ước lượng Hiệu ứng bầy đàn

Tải bản đầy đủ - 0trang

24



(1992) gặp phải khiếm khuyết đó là chỉ sử dụng số lượng các nhà đầu tư ở bên mua

và bên bán mà không quan tâm tới tổng số cổ phiếu mà họ mua và bán để có thể

đánh giá được mức độ bầy đàn ở một cổ phiếu cụ thể. Trong trường hợp số lượng

người mua và bán bằng nhau nhưng người mua cần một lượng lớn của cổ phiếu

nào đó trong khi người bán chỉ bán ra thị trường một khối lượng nhỏ, thì ngay cả

bầy đàn xuất hiện đối với cổ phiếu này thì thước đo bầy đàn của Lakonishok,

Shleifer và Vishny (1992) cũng không thể nắm bắt được.

2.3.2 Tiếp cận hành vi bầy đàn sử dụng độ phân tán của tỷ suất sinh lợi

Cách tiếp cận thứ hai để nghiên cứu hành vi bầy đàn là dựa vào độ phân tán

của tỷ suất sinh lợi của các chứng khốn xem chúng có hội tụ xoay quanh tỷ suất

sinh lợi thị trường trong những thời kỳ có sự biến động giá lớn hay không. Các

nhà nghiên cứu thực nghiệm theo phương pháp này cho rằng ở những thời kỳ thị

trường căng thẳng thì tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu có xu hướng trở nên hội tụ

xoay quanh tỷ suất sinh lợi của thị trường, do đó thị trường ít có sự phân biệt giữa

các cổ phiếu khác nhau và bầy đàn sẽ trở nên phổ biến. Trong những thời kỳ đó

các nhà đầu tư có khả năng bỏ qua niềm tin của bản thân mà đi theo hành động

của tồn thị trường. Có hai nghiên cứu tiêu biểu sử dụng phương pháp này.

Thứ nhất, nghiên cứu của Christie và Huang (1995) sử dụng thước đo độ

phân tán (cross-sectional standard deviation) CSSD của tỷ suất sinh lợi để nghiên

cứu hành vi bầy đàn của thị trường vốn cổ phần Mỹ.



, với N là số chứng khoán trong danh mục, Ri,t là tỷ

suất sinh lợi thực tế của cổ phiếu i ở thời kỳ t, Rm,t là tỷ suất sinh lợi trung

bình của N chứng khốn trong danh mục tại t.

Christie và Huang cho rằng nếu mơ hình định giá tài sản là hợp lý thì độ

phân tán này sẽ tăng theo tỷ suất sinh lợi tuyệt đối của thị trường vì các chứng

khốn khác nhau có độ nhạy cảm khác nhau so với tỷ suất sinh lợi thị trường.

Ngược lại, nếu tồn tại hành vi bầy đàn thì tỷ suất sinh lợi của các chứng khốn sẽ

khơng khác nhiều với tỷ suất sinh lợi thị trường, dẫn đến CSSD sẽ tăng theo mức



25



độ giảm dần hoặc thậm chí có thể giảm nếu bầy đàn mạnh. Christie và Huang sử

dụng mơ hình sau đây để khám phá hành vi bầy đàn:

CSSDt = α + β L DtL + β U DtU + λt, với DtL là biến giả nhận giá trị 1 nếu tỷ

suất sinh lợi thị trường ở kỳ t nằm trong vùng thấp bất thường bên đuôi trái của

phân phối, nhận giá trị 0 ở các tỷ suất sinh lợi còn lại, Dt U biến giả nhận giá trị 1

nếu tỷ suất sinh lợi thị trường nằm trong vùng cao bất thường bên đuôi phải

của phân phối, còn lại nhận giá trị 0. Các biến giả này được sử dụng để nắm bắt

sự khác nhau trong hành vicủa các nhà đầu tư khi thị trường tăng hoặc giảm

mạnh so với khi bình thường. Các biến động giá mạnh được xác định là 1% hoặc

5% các quan sát ở đuôi trái và phải của tỷ suất sinh lợi thị trường. Nếu hành vi

bầy đàn xảy ra, nghĩa các nhà đầu tư sẽ làm quyết định tương tự nhau, dẫn đến

độ phân tán CSSDt thấp, thì giá trị của β L và β U trong phương trình trên phải

nhận giá trị âm và có ý nghĩa thống kê.

Cách tiếp cận này gặp phải một trở ngại đó là việc định nghĩa các tỷ suất

sinh lợi cao và thấp bất thường mang tính chất khá tùy tiện, Christie và Huang sử

dụng các giá trị 1% và 5% các quan sát làm ngưỡng giới hạn để nhận diện các tỷ

suất sinh lợi thấp bất thường và tỷ suất sinh lợi cao bất thường này, trong thực tế

những nhà nghiên cứu thực nghiệm khác nhau có thể có quan điểm khác nhau về

việc chọn các giới hạn trên, hơn nữa đặc tính phân phối có thể thay đổi theo thời

gian. Ngồi ra bầy đàn có thể xảy ra trong phạm vi tồn bộ phân phối chứ khơng

chỉ ở những thời kỳ thị trường tăng giảm mạnh, mặc dù trong những thời kỳ này

bầy đàn có thể rõ ràng hơn. Ngồi ra, một số ý kiến chỉ trích cho rằng thước đo

bầy đàn trong cách tiếp cận của Christie và Huang đơn thuần là một thước đo

mức độ hội tụ, trong khi đó giá cổ phiếu có thể di chuyển cùng chiều với nhau do

ảnh hưởng của các nhân tố chung chẳng hạn như các nhân tố kinh tế vĩ mô (thay

đổi trong cung tiền..) có thể ảnh hưởng cùng lúc đến giá của tất cả các cổ phiếu.

Vì thế thật khó biết được sự hội tụ trong tỷ suất sinh lợi của các chứng

khoán xoay quanh tỷ suất sinh lợi thị trường là do các nhà đầu tư cập nhật

thông tin chung vào trong việc định giá của họ hay là do sự tác động lẫn nhau

giữa các nhà đầu tư. Do vậy khó có thể phân biệt được hành vi bầy đàn là hợp lý

hay không hợp lý.



26



Thứ hai, nghiên cứu Chang, Cheng và Khorana (2000) khám phá hành vi

bầy đàn bằng cách mở rộng cách tiếp cận của Christie và Huang (1995) ra trên

toàn bộ phân phối của tỷ suất sinh lợi thị trường để né tránh trở ngại trong việc

xác định các tỷ suất sinh lợi cao hoặc thấp bất thường trong mơ hình của Christie

và Huang. Thước đo độ phân tán trong nghiên cứu này là độ lệch tuyệt đối giữa

tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu so với tỷ suất sinh lợi thị trường CSAD (crosssectional absolute deviation). Họ đã chứng minh rằng mơ hình định giá tài sản

hợp lý không chỉ dự báo độ phân tán là một hàm số tăng của tỷ suất sinh lợi thị

trường mà mối quan hệ này còn là mối quan hệ tuyến tính. Nếu những người tham

gia thị trường bỏ qua niềm tin của mình và đi theo thị trường khi thị trường có

biến động giá lớn thì mối quan hệ tăng tuyến tính giữa CSAD và tỷ suất sinh lợi

sẽ khơng còn đúng nữa. Thay vào đó mối quan hệ này có thể là tăng phi tuyến

hoặc thậm chí giảm. Dựa trên lập luận này Chang, Cheng và Khorana sử dụng mơ

hình sau đây để khám phá hành vi bầy đàn:

CSADt= α + β1 |Rm,t|+ β2 R2m,t + λt

Trong đó, CSADt =



1

N



N



| R

i 1



i ,t



(*)



 Rm,t | là độ phân tán tuyệt đối trung bình được



tính bằng trung bình độ lệch tuyệt đối của các tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu i

(i=1,…N) trong danh mục so với tỷ suất sinh lợi trung bình của danh mục tỷ

trọng bằng nhau Rm,t ; λ t là phần dư, là sai số của độ phân tán tuyệt đối trung

bình mơ hình với độ phân tán tuyệt đối thực tế tính được. Các hệ số α; β1; β2 là hệ

số hồi quy.

Khi thị trường có những biến động giá lớn, các nhà đầu tư có xu hướng lờ

đi những thông tin của cá nhân và chạy theo hành vi của các nhà đầu tư khác trên

thị trường. Trong điều kiện này tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu có xu hướng xấp

xỉ nhau, làm cho phân tán của tỷ suất sinh lợi cùng tăng hoặc cùng giảm ở mức

độ nhỏ hơn. Lúc đó mối quan hệ giữa CSAD và |Rm,t| là phi tuyến và hệ số β 2 sẽ

mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê.



27



2.3.3 Tiếp cận hành vi bầy đàn có xem xét ảnh hưởng của yếu tố nước ngoài

Trong bối cảnh ngày nay khi hội nhập tài chính ngày càng sâu rộng thì mơ

hình kiểm định hiệu ứng bầy đàn của Chang, Cheng và Khorana (2000) đã bộc lộ

những hạn chế. Bởi lẽ kiểm định này không nỗ lực cho thấy được hành vi bầy đàn

qua biên giới quốc gia. Mơ hình ước lượng OLS của Chang, Cheng và Khorana

thiếu sót do đã bỏ qua một số biến quan trọng. Vì vậy, phương pháp của Chang,

Cheng và Khorana chỉ thích hợp cho một hệ thống khép kín khơng có những ảnh

hưởng bên ngồi.

Bằng việc mở rộng cách tiếp cận của Chang, Cheng và Khorana (2000) ra

cho toàn bộ các nền kinh tế thị trường mở, Chiang và Zheng (2010) đã đưa thêm

yếu tố nước ngồi vào mơ hình để bổ sung cho ảnh hưởng này. Chiang và Zheng

nhận thấy Mỹ là một yếu tố toàn cầu quan trọng và thêm ảnh hưởng của Mỹ vào mơ

hình như sau:

CSADt= γ0 + γ1 Rm,t + γ2 |Rm,t|+ γ3 R2m,t + γ4 CSADUS,t + γ5 R2US,m,t + εt (**)

Sự khác nhau giữa mơ hình (*) và (**) là độ phân tán CSADUS,t và tỷ suất

sinh lợi thị trường bình phương R2US,m,t của Mỹ đã được đưa vào mơ hình. Nghiên

cứu này cũng sử dụng thước đo độ phân tán là độ lệch tuyệt đối giữa tỷ suất sinh

lợi của các cổ phiếu so với tỷ suất sinh lợi thị trường CSAD.

Chiang và Zheng đã lập luận rằng khi thị trường có biến động giá mạnh, các

nhà đầu tư có xu hướng phản ứng giống nhau trên thị trường làm cho tỷ suất sinh lợi

của các chứng khoán không khác nhiều so với tỷ suất sinh lợi thị trường, dẫn đến độ

phân tán CSADt thấp thì giá trị của γ3 phải mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê.

Tương tự khi phân tích trong bối cảnh thị trường tại Mỹ, hệ số của tỷ suất sinh lợi

thị trường bình phương Mỹ tức γ5 mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê sẽ chứng tỏ

hành vi bầy đàn hiện diện trên thị trường Mỹ. Đồng thời, Chiang và Zheng cũng

chứng minh khi γ4 mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê sẽ cho thấy độ phân tán

tỷ suất sinh lợi của Mỹ có ảnh hưởng chi phối trên thị trường địa phương.



28



3. Dữ liệu nghiên cứu

3.1 Nguồn dữ liệu

Dữ liệu địa phương là giá đóng cửa của các chứng khoán niêm yết trên sàn

HOSE được thu thập từ ngày 04/01/2006 đến 28/12/2012. Kết thúc ngày

31/12/2012, HOSE có 326 cổ phiếu niêm yết. Căn cứ vào giá trị vốn hóa bình qn

ngày, bài nghiên cứu chọn được 95 cổ phiếu thỏa điều kiện phát sinh giao dịch lớn

và có sức ảnh hưởng chi phối trên thị trường (giá trị vốn hóa bình qn ngày > 2 tỷ

đồng). Tuy nhiên, trong mẫu 95 cổ phiếu này có 2 cổ phiếu bắt đầu giao dịch chính

thức trong năm 2012 nên được loại ra. Vì vậy có 93 cổ phiếu trong mẫu nghiên cứu.

Ngoài ra, để số liệu mẫu đạt mức độ chính xác cao, tác giả thu thập số liệu giá

chứng khoán đã tiến hành điều chỉnh giá để tránh trường hợp khi chia, tách cổ phiếu

thì giá trị cổ phiếu mới phản ảnh không đúng bản chất giá trị doanh nghiệp.

Dữ liệu chứng khốn Mỹ là giá đóng cửa cổ phiếu của 30 công ty thành viên

phân theo chỉ số Công nghiệp DJIA (Dow Jones Industrial Average), thuộc nhóm

hàng đầu (blue-chip) trong các chứng khốn được niêm yết tại Sở giao dịch chứng

khốn New York và giá đóng cửa của các chứng khốn này được tính tốn làm cơ

sở để cơng bố chỉ số giá chứng khốn Mỹ đại diện trên Wall Street Journal. Vì thế,

chỉ số Cơng nghiệp DJIA thường phản ánh đúng xu thế biến động giá của thị trường

chứng khoán Mỹ.

Tỷ suất sinh lợi của chứng khoán i: Ri,t = (Pi,t - Pi,t-1)/Pi,t-1 với Pi,t, Pi,t-1 là giá

đóng cửa của chứng khốn i tại thời điểm t và t-1. Dữ liệu ngày từ 04/01/2006 đến

28/12/2012 cung cấp 1674 quan sát ngày (bằng với tổng số phiên giao dịch ngày

giao thoa giữa hai sàn giao dịch chứng khoán Mỹ và Việt Nam).

Rm,t là tỷ suất sinh lợi trung bình của danh mục tỷ trọng bằng nhau vào

ngày t.

CSADt =



1

N



N



| R

i 1



i ,t



 Rm,t | là độ phân tán tuyệt đối trung bình được tính



bằng trung bình độ lệch tuyệt đối của các tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu i

(i=1,…N) trong danh mục so với tỷ suất sinh lợi trung bình của danh mục tỷ trọng

bằng nhau Rm,t



29



3.2 Phương pháp xử lý số liệu

Phương pháp xử lý số liệu được tiến hành theo hai bước cụ thể như sau:

 Nhập dữ liệu điều tra và xử lý số liệu thô: tác giả sử dụng phần mềm

Microsoft Excel 2010 để nhập dữ liệu, sau đó tiến hành xử lý số liệu thơ như kiểm

tra tính hợp lý của dữ liệu, kiểm tra dữ liệu trống (missing data),...

 Từ dữ liệu đã được xử lý thô, tác giả sử dụng phần mềm Eviews để kiểm

định tính dừng của chuỗi dữ liệu nghiên cứu và kiểm định các sai phạm của mơ

hình OLS trước khi tiến hành phân tích thực nghiệm bằng mơ hình hồi quy.

4. Phân tích thực nghiệm

4.1. Kiểm định hành vi bầy đàn địa phương

Đầu tiên, bài nghiên cứu tiến hành kiểm định hành vi bầy đàn của nhà đầu tư

Việt Nam thông qua việc sử dụng độ phân tán tỷ suất sinh lợi phù hợp với mơ hình

được đề xuất bởi Chang, Cheng và Khorana (2000) khi áp đặt hạn chế γ1 = 0, kết quả

thống kê được trình bày tại Bảng 4-1.

Thứ hai, phân tích thực nghiệm được thực hiện khi nới lỏng giới hạn γ1 = 0.

Phương trình (1) khác với phương trình gốc của CCK (2000) ở chỗ biến Rm,t được

đưa thêm vào phía bên phải của phương trình. Phương pháp kỹ thuật này cho phép

theo dõi được hành vi bất đối xứng của nhà đầu tư trong những điều kiện thị trường

khác nhau (Chiang và Zheng, 2010). Mơ hình định lượng như sau:

CSADt= γ0 + γ1 Rm,t + γ2 |Rm,t| + γ3 R2m,t + λt



(1)



Bảng 4-1: Đo lường hành vi bầy đàn theo phương pháp của CCK (2000)

Dependent Variable: CSADt

Method: Least Squares

Sample: 1 1674

Included observations: 1674

Variable

C



|Rm,t|

R2m,t

R-squared



Coefficient Std. Error t-Statistic

Prob.

0.000619 0.000756

0.818003

0.4135

1.152131 0.027687 41.612522

0.0000

-1.114975 0.032405 -34.407017

0.0000

0.512240



Mean dependent var



0.02364888



30



Adjusted R-squared

S.E. of regression

Sum squared resid

Log likelihood

F-statistic

Prob(F-statistic)



0.511656

0.021209

0.751681

4,076.639

877.4312

0.000000



S.D. dependent var

Akaike info criterion

Schwarz criterion

Hannan-Quinn criter.

Durbin-Watson stat



0.03035049

-4.8669527

-4.8572341

-4.8633521

1.90971845



Bảng 4-2: Đo lường hành vi bầy đàn theo phương pháp của CZ (2010)

Dependent Variable: CSADt

Method: Least Squares

Sample: 1 1674

Included observations: 1674

Variable

C



Rm,t

|Rm,t|

R2m,t

R-squared

Adjusted R-squared

S.E. of regression

Sum squared resid

Log likelihood

F-statistic

Prob(F-statistic)



Coefficient Std. Error t-Statistic

Prob.

0.004909

0.000712

6.894498

0.0000

-0.392401

0.019561 -20.06042

0.0000

0.861803

0.028767

29.95781

0.0000

-1.226939

0.029629 -41.41046

0.0000

0.606952

0.606246

0.019045

0.605721

4257.342

859.6165

0.000000



Mean dependent var

S.D. dependent var

Akaike info criterion

Schwarz criterion

Hannan-Quinn criter.

Durbin-Watson stat



0.023649

0.03035

-5.081652

-5.068693

-5.076851

1.67325



Như đã nêu ở phần tổng kết lý thuyết, một gía trị âm đối với hệ số của R2m,t

cho thấy hành vi bầy đàn có diễn ra trên thị trường. Theo đó, bảng 4-1 và bảng 4-2

đều cho thấy bằng chứng rõ ràng của sự xuất hiện hành vi bầy đàn trên thị trường

chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn mẫu 2006 - 2012 khi các giá trị của γ3 đều

có ý nghĩa thống kê cao. Ngoài ra, khi thêm Rm,t vào phương trình kiểm định giúp

tăng mức độ giải thích, bằng chứng là số liệu thống kê R-bình phương hiệu chỉnh

lớn hơn.

4.2. Vai trò của thị trường Mỹ

Trong bối cảnh ngày nay khi hội nhập tài chính ngày càng sâu rộng thì mơ

hình kiểm định hiệu ứng bầy đàn của CCK (2000) đã bộc lộ những hạn chế. Bởi lẽ

kiểm định này không nỗ lực cho thấy được hành vi bầy đàn qua biên giới quốc gia.

Mơ hình ước lượng OLS của CCK thiếu sót do đã bỏ qua một số biến quan trọng.



31



Vì vậy, phương pháp của CCK chỉ thích hợp cho một hệ thống khép kín khơng có

những ảnh hưởng từ các yếu tố bên ngoài.

Bằng việc mở rộng cách tiếp cận của CCK (2000) ra cho toàn bộ các nền

kinh tế thị trường mở, có lý do để đưa vào mơ hình các yếu tố chi phối của nước

ngồi để xác định vai trò và tầm quan trọng của các yếu tố toàn cầu (Longin và

Solnik, 2001; Connolly và Wang, 2003). Bởi vì thị trường Mỹ đóng một vai trò

quan trọng trong các giao dịch tài chính trên thị trường toàn cầu, Chiang và Zheng

(2010) đã tiến hành kiểm định hành vi của nhà đầu tư bằng cách sử dụng tỷ suất

sinh lợi bình phương của thị trường Mỹ như một tham số trong phương trình kiểm

định. Phân tích thực nghiệm theo cách tiếp cận của CZ (2010) cho thấy sức ảnh

hưởng chi phối của độ phân tán tỷ suất sinh lợi Mỹ trên thị trường quốc tế và chỉ ra

rằng sự hình thành bầy đàn ở mỗi thị trường ngoài nước Mỹ cũng bị ảnh hưởng bởi

những điều kiện thị trường ở Mỹ. Trên cơ sở mơ hình được đề xuất bởi CZ (2010),

bài nghiên cứu này tiến hành kiểm định hành vi bầy đàn trên thị trường chứng

khoán Việt Nam đặt dưới tác động của thị trường Mỹ. Mơ hình bấy giờ là:

CSADt= γ0 + γ1 Rm,t + γ2 |Rm,t|+ γ3 R2m,t + γ4 CSADUS,t + γ5 R2US,m,t + εt



(2)



Bảng 4-3: Phân tích hồi quy hành vi bầy đàn địa phương khi thêm ảnh hưởng

của Mỹ vào mơ hình

Variable

C



Rm,t

|Rm,t|

R2m,t

CSADUS,t

R2US,m,t

R-squared

Adjusted R-squared

S.E. of regression

Sum squared resid

Log likelihood

F-statistic

Prob(F-statistic)



Coefficient Std. Error t-Statistic

Prob.

0.007952 0.001148

6.924835

0.0000

-0.384273 0.019435 -19.771960

0.0000

0.876130 0.028617

30.615890

0.0000

-1.234485 0.029391 -42.002160

0.0000

0.308370 0.107424

-2.870585

0.0041

-1.748991 0.741031

-2.360212

0.0184

0.614557

0.613402

0.018871

0.594001

4,273.695

531.8975

0.000000



Mean dependent var

S.D. dependent var

Akaike info criterion

Schwarz criterion

Hannan-Quinn criter.

Durbin-Watson stat



0.023649

0.030350

-5.098799

-5.079362

-5.091598

1.714735



32



Trong đó, CSADUS,t và R2US,m,t là độ phân tán và tỷ suất sinh lợi thị trường

bình phương của Mỹ. Khi ước lượng mơ hình kiểm định hành vi bầy đàn trên thị

trường Việt Nam, bài nghiên cứu sử dụng CSADUS,t-1 và R2US,m,t-1 (sử dụng độ trễ 1

cho các nhân tố thị trường Mỹ) do chênh lệch múi giờ giữa Mỹ và Việt Nam là -12.

Tất cả các biến khác được xác định giống như trước. Bảng 4-3 báo cáo kết quả ước

lượng của phương trình (2). Phù hợp với những phát hiện trước đó, bài nghiên cứu

vẫn thấy rằng hành vi bầy đàn hiện diện trên thị trường chứng khoán Việt Nam

được phản ánh qua giá trị âm của hệ số R2m,t và có ý nghĩa thống kê. Điều quan

trọng là kết quả thực nghiệm từ bài nghiên cứu cũng tìm thấy bằng chứng khẳng

định trong giai đoạn mẫu 2006 - 2012, thị tường Việt Nam có hành vi bầy đàn theo

thị trường Mỹ, được thể hiện thông qua giá trị âm của hệ số ước lượng và có ý

nghĩa thống kê cao. Một giá trị âm hệ số của R2US,m,t sẽ chỉ ra rằng sự hình thành

bầy đàn ở thị trường Việt Nam cũng bị ảnh hưởng bởi những điều kiện thị trường ở

Mỹ. Như vậy, thêm CSADUS,t và R2US,m,t vào phương trình kiểm định giúp tăng mức

độ giải thích, bằng chứng là số liệu thống kê R-bình phương hiệu chỉnh lớn hơn.

Ngoài ra, hệ số của CSADUS,t mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê cho

thấy vào một số thời điểm trong giai đoạn mẫu, độ phân tán tỷ suất sinh lợi Mỹ có

sức ảnh hưởng chi phối trên thị trường chứng khốn Việt Nam. Một giải thích hợp

lý có thể là do tiến trình xử lý thơng tin toàn cầu, các nhà đầu tư trên thị trường Việt

Nam có xu hướng theo dõi tin tức và hình thành chiến lược đầu tư của họ dựa trên

những tổ chức đầu tư ở Phố Wall, nơi được coi là một trung tâm xử lý và phổ biến

thông tin đầu tư tồn cầu. Vì vậy, nếu các nhà đầu tư trên thị trường Việt Nam tin

rằng tin tức từ Phố Wall là có giá trị và chúng tạo thành một sự đồng thuận về các

quyết định đầu tư, hành vi bầy đàn sẽ xuất hiện sau đó.

Một kiểm định sâu hơn về ý nghĩa chung của γ4 = γ5 = 0 trong phương trình

(2) bằng cách sử dụng kiểm định Chi-square cho thấy các giả thuyết null bị bác bỏ ớ

mức ý nghĩa 1%. Như vậy, có thể kết luận rằng khi phân tích thực nghiệm hành vi

bầy đàn nói chung hay tại thị trường Việt Nam nói riêng, người ta khơng thể loại trừ

vai trò của thị trường Mỹ. Các nghiên cứu thực nghiệm trước đó tại Việt Nam đã

khơng phát hiện được những phân tích này.



33



Bảng 4-4: Kiểm định giả thuyết null: γ4 = γ5 = 0

Wald Test:

Equation: EQ01

Test Statistic



Value



F-statistic

Chi-square



16.45429

32.90857



df



Probability

(2, 1668)

2



0.0000

0.0000



Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0)

γ4

γ5



Value



Std. Err.



0.308370

-1.748991



0.107424

0.741031



Restrictions are linear in coefficients.



4.3 Hành vi bầy đàn cho trường hợp thị trường tăng và giảm

Phần lớn các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới đều chứng tỏ trong những

điều kiện thị trường khác nhau, hành vi của các nhà đầu tư là bất đối xứng (Ball và

Kothari, 1989; Conrad et al.,1991; và Bekaert và Wu, 2000). Như vậy, để kiểm tra

xem các nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam phản ứng khác nhau như

thế nào vào những ngày thị trường tăng cũng như khi thị trường giảm, bài nghiên

cứu chia dữ liệu thành hai nhóm bằng cách sử dụng một biến giả. Phương trình như

sau:

CSADt= γ0 + γ1 (1-D)Rm,t + γ2 DRm,t+ γ3 (1-D)R2m,t + γ4 DR2m,t + γ5CSADUS,t + γ6

R2US,m,t + εt



(3)



Với D là biến giả. Trong phương trình (3), bài nghiên cứu xem xét tính bất

đối xứng cả về tuyến tính và phi tuyến tính bằng cách thiết lập D = 1 nếu Rm,t < 0, và

bằng 0 nếu ngược lại.

Bảng 4-5 dưới đây báo cáo kết quả hồi quy bầy đàn trong những điều kiện

thị trường khác nhau. Tập trung vào các hệ số của tỷ suất sinh lợi thị trường bình

phương, bài nghiên cứu tìm thấy bằng chứng khá phù hợp với các kết quả trình bày

ở trên. Đặc biệt, các hệ số của R2m,t đều mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê cao,

điều đó có nghĩa là phân tích thực nghiệm tiếp tục tìm thấy sự hiện diện của hành vi

bầy đàn trên thị trường chứng khoán Việt Nam, bất kể phương trình ước tính trong

trường hợp thị trường tăng hay giảm. Tuy nhiên, khi dữ liệu mẫu được chia nhóm



34



để xem xét hành vi bất đối xứng trong những điều kiện thị trường khác nhau thì tác

động của Mỹ đến thị trường Việt Nam đã bị suy yếu, bằng chứng là hệ số của

R2US,m,t giảm ý nghĩa thống kê trong phương trình kiểm định khi so sánh với kết quả

trong Bảng 4-3. Nguyên nhân hợp lý có thể giải thích cho vấn đề là khi thị trường

Việt Nam tăng trưởng nóng, cụ thể là trong giai đoạn 2006 - 2007, các nhà đầu tư

trên thị trường chứng khoán Việt Nam có xu hướng phản ứng thái q trước những

thơng tin về viễn cảnh kinh tế trong nước mà lờ đi các thông tin trên thị trường thế

giới kể cả những biến động trên thị trường Mỹ. Quá trình này được kích hoạt bằng

những tin tức tốt đẹp liên tục khiến cho rất nhiều người tin tưởng vào tương lai của

nền kinh tế nội địa cũng như của thị trường chứng khoán Việt Nam. Sự thăng hoa

của thị trường chứng khốn khơng phải là khơng có cơ sở khi một loạt những sự

kiện quan trọng đã đưa Việt Nam vào nhóm những quốc gia được thế giới chú ý

nhất:

Một là trở thành thành viên chính thức của Tổ chức Thương mại thế giới

WTO; tổ chức thành công rực rỡ Hội nghị APEC, Việt Nam đã tạo ra sức hút ghê

gớm đối với những định chế đầu tư tài chính quốc tế. Cả hai sự kiện này đã tạo

được ấn tượng tốt đối với các nhà đầu tư nước ngoài và đó là tín hiệu cho những làn

sóng đầu tư trực tiếp và cả gián tiếp hứa hẹn sẽ đổ vào Việt Nam.

Thứ hai, Việt Nam được xếp trong Top những nước có mơi trường đầu tư tốt

nhất năm 2006 (Theo báo cáo công bố của Cơ quan Thương mại và Đầu tư Anh

quốc và Trung tâm Thông tin kinh tế thuộc tập đoàn Economist) đã tạo cơ sở ban

đầu thuận lợi, củng cố niềm tin rằng làn sóng đầu tư FDI và FII sẽ đổ vào VN.

Thứ ba, trước thềm Hội nghị các nhà tài trợ năm 2006, Ngân hàng thế giới

(WB) đã đánh giá cao kế hoạch 2006 - 2010 của Việt Nam, cho đó là một chiến

lược đáng tin cậy và bền vững về mặt tài chính để khuyến khích tăng trưởng.

Ngồi ra, việc các nhà đầu tư nước ngoài mua mạnh cũng tạo cảm hứng cho

các nhà đầu tư khác trên các sàn...

Như vậy, niềm tin của các nhà đầu tư vào thị trường nội địa là cực kỳ lớn.

Điều này đã tạo nên phản ứng thái q trên thị trường chứng khốn Việt Nam. Vì



Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về

3 Cơ sở của Mô hình ước lượng Hiệu ứng bầy đàn

Tải bản đầy đủ ngay(0 tr)

×