Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Tâm lý bầy đàn tại thị trường chứng khoán Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ QUYÊN TÂM LÝ BẦY ĐÀN TẠI THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH – NĂM 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ QUYÊN

TÂM LÝ BẦY ĐÀN TẠI THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS. PHAN THỊ BÍCH NGUYỆT

TP. HỒ CHÍ MINH – NĂM 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn này là công trình nghiên cứu khoa học của riêng tôi.

Các phân tích, số liệu và kết quả nêu trong luận văn là hoàn toàn trung thực và có

nguồn gốc rõ ràng.

Tác giả luận văn

Nguyễn Thị Quyên

MỤC LỤC

Trang phụ bìa

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục các hình vẽ và bảng biểu

1 Tóm tắt ………………………………………………………………………………….

1 Kết cấu của bài nghiên cứu ………………………………………………………………

1 1. Giới thiệu. ………………………………………………………………….......

1 1.1. Mục tiêu nghiên cứu: ……………………………………………………………..

2 1.2. Câu hỏi nghiên cứu: ……………………………………………………...............

3 1.3. Phạm vi nghiên cứu: ……………………………………………………...............

3 1.4. Đặc điểm thị trường chứng khoán Việt Nam: ..………………………..............

5 2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây: ………………………………

5 2.1. Định nghĩa và đặc điểm tâm lý bầy đàn: ………………………………...............

7 2.2. Tầm quan trọng của nghiên cứu tâm lý bầy đàn: ………………………...............

8 2.3. Các mô hình đã được sử dụng để phân tích sự tồn tại của tâm lý bầy đàn………..

2.4. Các nghiên cứu trước đây: ………………………………………………………. 11

2.4.1. Các nghiên cứu trên thế giới: …………………………………………………….. 11

2.4.2. Các nghiên cứu tại Việt Nam: …………………………………………………… 17

3. Phương pháp nghiên cứu và thu thập dữ liệu: ……………………………….. 19

3.1. Phương pháp nghiên cứu. ………………………………………………............... 19

3.2. Các trường hợp phân tích tâm lý bầy đàn của đề tài …………………………...... 20

3.3. Phương pháp phân tích mô hình …………………………………………………. 21

3.4. Thu thập dữ liệu phân tích: ……………………………………………………… 22

23 4. Trình bày kết quả nghiên cứu. …………………………………………………

4.1. Thực hiện các phép kiểm định sơ bộ. ……………………………………………. 23

4.1.1. Kiểm định tính dừng. …………………………………………………………….. 23

4.1.2. Kiểm định tự tương quan: ………………………………………………………. 25

4.1.3. Khắc phục hiện tượng đa cộng tuyến của hồi quy đa thức ………………………. 25

4.2. Phương pháp hồi quy phi tuyến đối với tỷ suất sinh lợi của các công ty theo mô

hình của Tan et al. (2008) …………………………………………………………. 27

4.2.1. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối 100% (Rm,t100 ) của Rm,t ……… 32

4.2.2. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối ở mức 90% (Rm,t90 ) của Rm,t. … 37

4.2.3. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối ở mức 10% (Rm,t10 ) của Rm,t. … 42

4.2.4. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối ở mức 5% (Rm,t5 ) của Rm,t……… 47

4.2.5. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối ở mức 1% (Rm,t1 ) của Rm,t ……... 52

4.3. Kết luận về thị trường chứng khoán Việt Nam. ……………………………… 53

4.4. Nguyên nhân tồn tại tâm lý bầy đàn tại thị trường chứng khoán Việt Nam. … 56

56 5. Kết luận và đề nghị nghiên cứu…………………………………………………

5.1. Tóm tắt kết quả nghiên cứu: …………………………………………………… 56

5.2. Hạn chế của bài luận văn:………………………………………………………. 58

5.3. Hướng nghiên cứu trong tương lai ……………………………………………. 58

5.4. Kết luận. ……………………………………………………………………….

Danh mục tài liệu tham khảo

Phụ lục

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ VÀ BẢNG BIỂU

Hình 4.1 Mô hình hồi quy CSAD với 100% phân phối Rmt ở sàn HOSE và HXN

Hình 4.2. Mô hình hồi quy CSAD với 90% phân phối Rmt ở sàn HOSE và HNX

Hình 4.3. Mô hình hồi quy CSAD với 10% phân phối Rmt ở sàn HOSE và HNX

Hình 4.4. Mô hình hồi quy CSAD với 5% phân phối Rmt ở sàn HOSE và HNX

Hình 4.5. Mô hình hồi quy CSAD với 1% phân phối Rmt ở sàn HOSE và HNX

Bảng 4.1 Thống kê mô tả mẫu số liệu phân phối 100% (Rm,t100 ) của Rm,t

Bảng 4.2: Tính toán các hệ số hồi quy với phân phối 100% (Rm,t100 ) của Rm,t

Bảng 4.3: Thống kê mô tả mẫu số liệu với phân phối ở mức 90% (Rm,t90 ) của Rm,t

Bảng 4.4: Tính toán các hệ số hồi quy với phân phối ở mức 90% (Rm,t90 ) của Rm,t

Bảng 4.5: Thống kê mô tả mẫu số liệu với phân phối ở 10% (Rm,t10 ) của Rm,t

Bảng 4.6: Tính toán các hệ số hồi quy với phân phối ở 10% (Rm,t10 ) của Rm,t

Bảng 4.7: Thống kê mô tả mẫu số liệu với phân phối ở mức 5% (Rm,t5 ) của Rm,t

Bảng 4.8: Tính toán các hệ số hồi quy với phân phối ở mức 5% (Rm,t5 ) của Rm,t

Bảng 4.9: Thống kê mô tả mẫu số liệu với phân phối ở mức 1% (Rm,t1 ) của Rm,t

Bảng 4.10: Tính toán các hệ số hồi quy với phân phối ở mức 1% (Rm,t1 ) của Rm,t

Bảng 4.11: Tóm tắt các giá trị hệ số hồi quy với tất cả các mức phân phối của Rm,t

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

TP. HCM Thành phố Hồ Chí Minh

HN Hà Nội

HXN Chỉ số chứng khoán sàn Hà Nội

HOSE Chỉ số chứng khoán sàn Thành phố Hồ Chí Minh

Đề tài:TÂM LÝ BẦY ĐÀN TẠI THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

Paper gốc:

Herding Behaviour in the Chinese and Indian Market

Tác giả: Paulo Lao and Harminder Singh- 2011 .

Tóm tắt

Bài nghiên cứu này xem xét tâm lý bầy đàn ở thị trường chứng khoán Việt Nam.

Nghiên cứu ứng dụng mô hình CSAD được đề nghị bởi Tan, Chiang, Mason và

Nelling (2008) để đo lường tâm lý bầy đàn. Nghiên cứu này đã tìm ra bằng chứng

tâm lý bầy đàn mạnh tại thị trường chứng khoán Việt Nam trên cả hai thị trường

TPHCM và Hà Nội. Khi thị trường không biến động mạnh, tâm lý bầy đàn tại thị

trường Hà Nội thể hiện rõ rệt hơn thị trường TPHCM. Tuy nhiên, khi thị trường

biến động mạnh, tâm lý bầy đàn lúc này rất mạnh và thể hiện tại thị trường

TPHCM rõ rệt hơn so với tại thị trường Hà Nội.

Kết cấu của bài nghiên cứu: gồm 5 phần chính:

Phần 1: Giới thiệu, trình bày về mục tiêu nghiên cứu, câu hỏi nghiên cứu, phạm

vi nghiên cứu của đề tài.

Phần 2: Tổng quan về các nghiên cứu trước đây, trình bày định nghĩa và đặc

điểm tâm lý bầy đàn, tầm quan trọng của việc nghiên cứu bầy đàn, các mô hình đã

được lựa chọn để phân tích tâm lý bầy đàn và các nghiên cứu về tâm lý bầy đàn của

các tác giả trong và ngoài nước.

Phần 3: Phương pháp nghiên cứu và thu thập số liệu, trình bày về phương pháp

nghiên cứu, phương pháp thực hiện mô hình và phạm vi thu thập số liệu phân tích.

Phần 4: Trình bày kết quả nghiên cứu, trình bày các phép kiểm định cần thiết,

như sự tự tương quan, kiểm định và khắc phục đa công tuyến, nêu các kết luận về

tâm lý bầy đàn cho từng điều kiện thị trường.

Phần 5: Kết luận và đề nghị nghiên cứu, trình bày tóm tắc kết quả nghiên cứu,

hạn chế của luận văn và hướng nghiên cứu tiếp theo trong tương lai.

1. Giới thiệu.

1.1. Mục tiêu nghiên cứu:

Từ nhiều thế kỷ qua, hiện tượng tâm lý bầy đàn đã được các nhà nghiên cứu

nhắc đến và cũng nhận được rất nhiều sự quan tâm của các nhà kinh tế. Đặc biệt

trong hai thập kỷ qua, nhiều mô hình lý thuyết đã được phát triển và nghiên cứu

thực nghiệm để nghiên cứu về sự hình thành và nguyên nhân của hiện tượng này

trong thị trường tài chính.

Việc cho rằng tâm lý bầy đàn là một trường hợp phản ứng đầu tư chứ không

phải là quyết định đầu tư được coi là một nhận định hợp lý. Các nhà đầu tư thường

bắt chước các hành động của người khác hơn là tin tưởng vào đánh giá riêng của họ.

Nói cách khác, khi các nhà đầu tư theo xu hướng bầy đàn họ sẵn sàng để giảm nhẹ

tầm quan trọng của thông tin và đánh giá của họ mà họ đồng thuận với những quyết

định của các nhà đầu tư khác. Đặc biệt, tâm lý bầy đàn có thể dẫn đến nhiều lạc

quan về ước tính thu nhập và giảm rủi ro.

Các nhà nghiên cứu trong lĩnh vực này tin rằng sự tồn tại của tâm lý bầy đàn có

thể có ý nghĩa cho các mô hình định giá tài sản vì nó tác động đến biến động giá cổ

phiếu, tác động đến lợi nhuận và rủi ro của chứng khoán (Tan và cộng sự, 2008;.

Seetharaman và Raj, 2011).

Nghiên cứu thực nghiệm đã tìm thấy bằng chứng về sự tồn tại của tâm lý bầy

đàn trong nhiều thị trường. Ví dụ, bằng chứng từ các nghiên cứu của Olsen (1996)

và Cote và Sanders (1997) hỗ trợ cho xuất hiện của hành vi bầy đàn trong các phân

tích dự báo. Wermers (1999) cũng tìm thấy bằng chứng của bầy đàn trong các quỹ

tương hỗ. Ngoài ra, trong nghiên cứu của Chang và cộng sự. (2000) đã tìm thấy

hành vi bầy đàn của các nhà đầu tư Hàn Quốc, Đài Loan và Nhật Bản. Sự tồn tại

của tâm lý bầy đàn có thể có tác động đến rủi ro lợi nhuận của chứng khoán, do đó

nó có ý nghĩa cho các mô hình định giá tài sản (Tan và các cộng sự., 2008). Hiện

tượng này cũng có thể có mặt trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Vì vậy, mục tiêu nghiên cứu của đề tài là xem xét có sự tồn tại của tâm lý bầy

đàn hay không và mức độ của tâm lý bầy đàn trong thị trường chứng khoán Việt

Nam. Điều này có thể được sử dụng để xác định rủi ro tiềm ẩn của các nhà đầu tư

khi tham gia vào thị trường và đưa ra những hướng dẫn cho các nhà đầu tư để có

chiến lược thích hợp khi tham gia vào thị trường chứng khoán Việt Nam.

1.2. Câu hỏi nghiên cứu.

Để làm rõ hơn cho mục tiêu nghiên cứu, bài nghiên cứu sẽ tìm ra đáp án cho ba

câu hỏi nghiên cứu:

Câu hỏi thứ nhất: “Tâm lý bầy đàn có tồn tại trong thị trường chứng khoán

Việt Nam hay không?”

Câu hỏi thứ hai: “Tâm lý bầy đàn tồn tại rõ rệt trong điều kiện thị trường

nào (thị trường đang lên, thị trường đang xuống, thị trường không biến động

mạnh và biến động mạnh…)?”

Câu hỏi thứ ba: “Tâm lý bầy đàn tại thị trường TPHCM hay Hà Nội thể hiện

rõ rệt hơn trong các điều kiện thị trường khác nhau?”

1.3. Phạm vi nghiên cứu.

Với mục tiêu nghiên cứu đã đặt ra, để có một bức tranh tổng quan về sự tồn tại

của tâm lý bầy đàn trong thị trường chứng khoán Việt Nam, ta tiến hành thu thập dữ

liệu giá đóng cửa theo ngày của toàn bộ cổ phiếu được niêm yết liên tục trên thị

trường chứng khoán Việt Nam (bao gồm thị trường chứng khoán Hồ Chí Minh và

Hà Nội) trong khoảng thời gian từ 01/01/2006 đến 20/09/2013.

1.4. Đặc điểm thị trường chứng khoán Việt Nam.

Việc buôn bán cổ phiếu ở Việt Nam đã diễn ra sôi động kể từ sau khi các doanh

nghiệp thực hiện cổ phần hóa, nhưng thị trường chứng khoán Việt Nam mới chính

thức hoạt động từ năm 2000, kể từ khi ra đời Trung tâm giao dich chứng khoán

Thành phố Hồ Chí Minh ngay 28/07/2000. Khi đó mới có một vài cổ phiếu được

giao dịch với tổng số vốn 27 tỉ đồng và 6 công ty chứng khoán thành viên.

Sự ra đời của Luật chứng khoán (có hiệu lực từ ngày 01/01/2007) đã tạo khung

pháp lý cao cho thị trường chứng khoán phát triển, góp phần thúc đẩy khả năng hội

nhập vào thị trường tài chính quốc tế của thị trường chứng khoán Việt Nam.

Trong quá trình hình thành và phát triển của thị trường chứng khoán, cùng với

sự phát triển của các nhà đầu tư là doanh nghiệp (bảo đảm về năng lực tài chính, có

tính chuyên nghiệp trong các hoạt động đầu tư chứng khoán…) thì sự phát triển của

các nhà đầu tư cá nhân rất đông (theo ước tính chiếm hơn 70% số nhà đầu tư), và

nhà đầu tư nước ngoài cũng quan tâm đầu tư vào thị trường chứng khoán nước ta

ngày càng nhiều.

Trong khoảng thời gian từ giữa đến cuối năm 2006, tình trạng đầu tư vào thị

trường chứng khoán ở nước ta mang tâm lý đám đông, cả người có kiến thức và

hiểu biết, cả những người mua, bán theo phong trào, qua đó đẩy thị trường chứng

khoán vào tình trạng phát triển quá nóng, gây ra hiện tượng bong bóng. Cũng qua

tâm lý đám đông, nhiều nhà đầu tư đã thu được khoản lợi nhuận nhanh chóng và

khá lớn khi thị trường tăng giá mạnh, nhưng cũng từ đó, nhiều nhà đầu tư đã bị thua

lỗ nặng nề khi thị trường đột ngột quay đầu giảm giá như vào giai đoạn đầu năm

2008.

Trải qua 13 năm hình thành và phát triển thăng trầm, thị trường chứng khoán

Việt Nam đã đạt được những thành tựu nhất định, nhận được nhiều sự quan tâm,

chú ý cả trong nước lẫn quốc tế. Tính đến nay, về số lượng cổ phiếu và chứng chỉ

quỹ niêm yết trên thị trường chứng khoán có 825, bao gồm 304 trên HOSE, 383

trên HNX và 138 trên UPCOM. Giá trị vốn hoá thị trường/GDP tính đến hết tháng

9/2013 đạt khoảng 27,9% GDP 2012. Tổng giá trị giao dịch trên thị trường trong 9

tháng 2013 đã đạt 1.342 tỷ đồng, giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài tăng mạnh.

Về số lượng nhà đầu tư, hiện có khoảng gần 1 triệu tài khoản của nhà đầu tư trên thị

trường. Điểm số của VN-Index đến cuối tháng 9 đạt trên 490 điểm, cao gấp trên 4,9

lần khi thị trường chứng khoán ra đời, với tốc độ tăng bình quân 1 năm đạt

13%/năm, tuy nhiên, điểm số chung trên sàn Hà Nội (HNX) chỉ còn bằng khoảng

61% khởi điểm ra đời.

2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây.

2.1. Định nghĩa và đặc điểm tâm lý bầy đàn:

Tâm lý bầy đàn được định nghĩa là xu hướng bắt chước những hành động của

các nhà đầu tư khác (Gleason và cộng sự, 2004) Tâm lý bầy đàn là thuật ngữ dùng

để chỉ sự điều chỉnh tương thích với một phương thức thực hiện và được thể hiện

như là “một sự tương đồng trong hành vi theo sau các quan sát tương tác” về hành

động và kết quả phát sinh từ những hành động này giữa các cá nhân (Hirshleifer và

Teoh, 2003). Trong thị trường chứng khoán, tâm lý bầy đàn bao hàm việc các nhà

đầu tư có xu hướng bỏ qua các thông tin riêng mà thiên về các kết quả quan sát

(Bikhchandani và Sharma, 2001) không tương thích với các yếu tố cơ bản, nền tảng

của thị trường (Hwang và Salmon, 2004). Ví dụ, thông tin quá khứ của xu hướng

đầu tư của các nhà đầu tư khác là khá hữu ích cho các nhà đầu tư mới để thực hiện

một quyết định đầu tư hiện tại (Ferruz và các cộng sự., 2008). Nhà đầu tư được coi

là theo đàn khi họ thay đổi quyết định đầu tư trên cơ sở các hành động của các nhà

đầu tư khác (Ferruz và Vargas, 2007). Trong vài hoàn cảnh, bầy đàn có thể khiến

giá cổ phiếu đi chệch khỏi các giá trị cơ bản của nó. Kết quả là, các nhà đầu tư buộc

phải giao dịch với giá không hiệu quả (Christie và Huang, 1995; Raja và Selvam,

2011).

Tâm lý bầy đàn thể hiện ở cả nhà đầu tư nhỏ lẻ và cả các nhà đầu tư tổ chức. Đối

với nhà đầu tư nhỏ lẻ, vì những giới hạn trong việc sở hữu thông tin cũng như

những trường hợp xem xét như được đề cập ở trên, những người này dễ dàng bị

cuốn vào các “trò chơi tạo ra xu thế” hay nói một cách đơn giản là các trò “làm giá”

của các tổ chức. Đồng thời, những tin đồn, các thông tin ngoài luồng với chất lượng

thấp đôi khi cũng “được” các nhà đầu tư nhỏ lẻ “tận dụng một cách triệt để” và kết

cục là tạo ra một đám đông hành động giống nhau theo một cách bất hợp lý. Còn

đối với các nhà đầu tư tổ chức, tâm lý bầy đàn được tạo ra từ những người quản lý,

ban điều hành các tổ chức này. Những người quản lý các tổ chức, các định chế

tham gia thị trường không phải với mục tiêu đưa thị trường về trạng thái hợp lý,

hiệu quả thôngqua kinh doanh chênh lệch giá. Mà những người này tham gia thị

trường cũng chỉ vì mục đích kiếm tiền vàbảo vệ cho sự an toàn trong nghề nghiệp

của chính họ. Vì thành quả hoạt động của họ bị đánh giá (Sharfstein và Stein, 1990)

trên cơ sở so sánh với thành quả hoạt động của những người có vị trí tương tự và vì

trình độ cũng như uy tín nghề nghiệp của họ là không đồng đều, cho nên không khó

để thấy rằng những nhà quản lý với trình độ/uy tín kém hơn có xu hướng “bắt

chước” những hành động của những người có trình độ/uy tín cao hơn, vì điều này

sẽ cải thiện hình ảnh nghề nghiệp của họ (Scharfstein và Stein, 1990; Trueman,

1994). Tuy nhiên, đến lượt những chuyên gia được cho là có trình độ/ uy tín cao

cũng có thể sẽ chọn cách hành động theo đám đông, mặc dù họ biết rằng đó không

phải là hành động, quyết định tối ưu, nếu như họ nhận thấy rằng rủi ro từ sự thất bại

tiềm tàng là lớn hơn so với những ích lợi có thể đạt được nếu thực hiện hành động

riêng lẻ (Graham, 1999).

Nguồn gốc của hành vi bầy đàn có thể do các nhân tố tâm lý và cũng có thể đó

là hành vi bầy đàn dựa trên sự suy tính hợp lý, khôn ngoan.

Ở góc độ tâm lý, tâm lý bầy đàn được cho là phát sinh từ chính bản chất con

người, theo đó con người có xu hướng hướng đến sự tuân theo (Hirshleifer, 2001)

qua quá trình trao đổi thông tin gữa các cá nhân. Sự trao đổi thông tin này có thể là

bằng cách nói chuyện trực tiếp giữa các cá nhân (Shiller, 1995) hay một sự hiểu

ngầm khi các cá nhân quan sát sự lựa chọn của những người khác (Bihkchandani và

đồng sự, 1992). Ngoài ra, còn có các nhân tố hành vi khác tác động đến cách hành

xử của nhà đầu tư như: sự phụ thuộc vào kinh nghiệm hay thuật toán máy móc, lệch

lạc nhận thức do tình huống điển hình, tự tin thái quá, tính toán bất hợp lý, bảo thủ,

theo khuôn mẫu. Khi tâm lý con người mắc phải những hiện tượng tâm lý trên thì

họ có khuynh hướng thờ ơ, hoặc phản ứng chậm, phản ứng với mức độ yếu, không

phù hợp hoặc phản ứng quá mức trước những thông tin được công bố. Tất cả những

yếu tố này đều tác động đến quyết định của con người, và đặc biệt trong những

hoàn cảnh mà có rất ít thời gian để suy nghĩ đưa ra quyết định, hành động của một

người hay một nhóm người có thể dẫn đến hành động của những người khác. Chính

tâm lý sợ hãi phải hành động riêng lẻ hay không muốn đi ngược trào lưu đã dẫn đến

xu hướng các cá nhân bắt chước nhau (dù hành động đó hợp lý hay vô lý), và điều

này tạo nên hành động bầy đàn của nhà đầu tư trên thị trường.

Ở khía cạnh khác, tâm lý bầy đàn cũng có thể được tạo ra từ những xem xét

khôn ngoan, có tính hợp lý. Devenow và Welch (1996) cho thấy rằng tâm lý bầy

đàn có thể được gây ra bởi những sự xem xét khôn ngoan, nếu việc thực hiện hành

vi “bắt chước” đó dựa trên việc nhận ra những thông tin về kết quả hành động của

những cá nhân khác. Sự xem xét này có thể xảy ra trong 4 trường hợp: (a) cá nhân

không sở hữu bất kỳ thông tin riêng nào, (b) có thông tin riêng nhưng thông tin

chưa chắc chắn vì chất lượng thông tin là thấp, (c) không tự tin vào khả năng xử lý

thông tin của mình, (d) nhận thấy hay cho rằng những người khác sở hữu những

thông tin tốt hơn. Điều này được góp phần tạo ra từ tình trạng bất cân xứng thông

tin trên thị trường. Thị trường càng bất cân xứng thông tin, tâm lý bầy đàn càng phổ

biến.

2.2. Tầm quan trọng của nghiên cứu tâm lý bầy đàn:

Sự tồn tại của tâm lý bầy đàn thách thức tính hợp lệ của lý thuyết thị trường hiệu

quả (EMH). Theo lý thuyết thị trường hiệu quả, các nhà đầu tư được cho là sử dụng

tất cả các thông tin có sẵn để tạo thành “kỳ vọng hợp lý” về tương lai trong việc xác

định giá trị của công ty và tình hình nền kinh tế và tất cả các nhà đầu tư là hợp lý và

có cùng một tập hợp các thông tin và hình thành nên giá cổ phiếu dự kiến theo cùng

một cách. Do đó, giá cổ phiếu nên phản ánh các thông tin có sẵn trên thị trường và

giá trị thực của chứng khoán ( Fama , 1970).

Một thị trường được xem là vận hành hiệu quả khi giá các cổ phiếu phản ánh

những thông tin kinh tế và thông tin doanh nghiệp, như vậy nếu như không có thông

tin mới nào được đưa ra thì những thay đổi của giá cổ phiếu sẽ khá nhỏ, hay nói

cách khác thị trường sẽ ít xảy ra những trường hợp tăng hoặc giảm mạnh.

Tuy nhiên, trong thực tế cho thấy các nhà đầu tư không phải lúc nào cũng hành

động hợp lý, các nhà đầu tư đưa ra các quyết định đầu tư chỉ bằng cách quan sát và

theo dõi hành động của các nhà đầu tư khác, cũng như không phải tất cả các nhà

đầu tư tham gia thị trường đều được thông báo đầy đủ về các thông tin. Vì vậy, các

nhà đầu tư bị lệch hướng bởi cảm xúc, suy nghĩ chủ quan và tác động của tâm lý

đám đông tạo thành kỳ vọng bất hợp lý. Từ đó, tâm lý bầy đàn có thể gây mất ổn

định thị trường với việc làm di chuyển giá cổ phiếu lên xuống so với giá trị cơ bản

của nó (Demirer & Kutan, 2006 và Hott, 2009).

Tâm lý bầy đàn là một tín hiệu của sự kém hiệu quả của thị trường. Do đó, sự

tồn tại của tâm lý bầy đàn cho thấy rằng thị trường thế giới thực sự không hiệu quả

như mô hình định giá tài sản truyền thống mong đợi. Nghiên cứu tâm lý bầy đàn

cho phép chúng ta hiểu rõ hơn về quá trình suy nghĩ của nhà đầu tư và ảnh hưởng

của quá trình suy nghĩ đến quyết định đầu tư của họ.Ví dụ, bầy đàn giữa các nhà

quản lý tiền được cho là kết quả của sự sợ hãi của họ khi họ bị đánh giá thấp nếu

đưa ra quyết định sai (Scharfstein và Stein , 1990).

Nghiên cứu nhấn mạnh tầm quan trọng của việc nghiên cứu tâm lý bầy đàn

trong thị trường tài chính. Thứ nhất, nghiên cứu tâm lý bầy đàn có thể giúp cho các

nhà đầu tư có một sự hiểu biết cao hơn liên quan đến việc hình thành giá trong các

thị trường tài chính . Chang và cộng sự (1999) cho thấy các nghiên cứu về tâm lý

bầy đàn là rất quan trọng khi mà giá cổ phiếu bị ảnh hưởng đáng kể bởi hành vi đầu

tư của những nhà đầu tư tham gia thị trường. Nó có liên quan đến một số thị trường

không hiệu quả mà không thể được giải thích bởi mô hình định giá tài sản truyền

thống, chẳng hạn như khi thị trường biến động mạnh và những bất ổn thị trường xảy

ra. Tân và các cộng sự (2008) chỉ ra rằng tâm lý bầy đàn có thể làm tăng biến động

thị trường và cơ hội chênh lệch giá.

2.3. Các mô hình đã được sử dụng để phân tích sự tồn tại của tâm lý bầy đàn.

Christie và Huang (1995) đã kiểm tra hiện tượng tâm lý bầy đàn trên thị trường

chứng khoán bằng mô hình Độ lệch chuẩn dữ liệu chéo (CSSD). Với mô hình này,

dựa trên lập luận rằng các nhà đầu tư có thể đầu tư dựa trên các hành động tập thể

của thị trường và xu hướng này đàn áp dự đoán độc lập của cá nhân trong suốt thời

gian diễn biến thị trường khắc nghiệt. Lập luận này có nghĩa là tỷ suất sinh lợi của

chứng khoán không chệch nhiều so với tỷ suất sinh lợi thị trường.

Trong đó:

N là số lượng các công ty niêm yết trên thị trường.

ri,t là tỷ suất sinh lợi cổ phiếu i trong ngày t

rp,t là giá trị trung bình tỷ suất sinh lợi của n cổ phiếu trong danh mục đầu tư

trong ngày t

Để tiến hành kiểm tra mức độ phân tán đo lường trong biểu thức (1) trong các

khoảng thời gian khác nhau của thị trường, ta sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính

để ước tính:

Trong đó:

= 1, nếu tỷ suất sinh lợi trên tổng danh mục thị trường ngày t nằm thấp

hơn phần đuôi của phân phối tỷ suất sinh lợi, và = 0 nếu ngược lại.

= 1, nếu tỷ suất sinh lợi trên tổng doanh mục thị trường ngày t nằm cao

hơn phần đuôi của phân phối tỷ suất sinh lợi và = 0 nếu ngược lại.

Hệ số α biểu hiện mức độ phân tán trung bình của mẫu không bao gồm vùng

bảo đảm bởi 2 biến giả.

Mô hình định giá tài sản chỉ có thể đưa ra các dự đoán thích hợp khi hệ số βD và

βL dương. Khi hệ số βD và βL âm sẽ phù hợp cho các dự đoán về sự tồn tại của yếu

tố tâm lý bầy đàn.

Để tránh những thiếu sót của Christie và Huang (1995), nghiên cứu của Chang

và các cộng sự. (2000) kiểm tra sự tồn tại của tâm lý bầy đàn dựa vào mức độ phân

tán của tỷ suất sinh lợi của thị trường. Mô hình được áp dụng dựa trên mối quan hệ

giữa tỷ suất sinh lợi thị trường và mức độ phân tán của nó để phát hiện hành vi tâm

lý bầy đàn (Chang và các cộng sự, 2000) là mô hình sử dụng độ lệch tuyệt đối

(CSAD):

Trong đó:

N là số lượng các công ty niêm yết trên thị trường.

Ri,t là tỷ suất sinh lợi cổ phiếu i trong ngày t

Rm,t là giá trị trung bình tỷ suất sinh lợi của thị trường vào ngày t.

Chang và các cộng sự. (2000) đã đặt ra một thách thức đối với các giả thiết của

mô hình CAPM rằng mức độ phân tán tỷ suất sinh lợi ngày càng tăng lên so với

mức độ phân tán tỷ suất sinh lợi thị trường và mối quan hệ này là tuyến tính. Nếu có

mối quan hệ phi tuyến tính, sau khi những kết quả được phân tích sẽ dựa vào độ

lệch tuyệt đối dữ liệu chéo là không có giá trị. Tác giả đề nghị rằng trong suốt thời

gian thị trường biến động, người ta mong đợi mối quan hệ giữa mức độ phân tán tỷ

suất sinh lợi và tỷ suất sinh lợi thị trường là phi tuyến tính là tăng hoặc thậm chí

giảm. Vì vậy, họ giả thiết rằng phương pháp thử nghiệm dựa vào mối quan hệ giữa

CSADt và Rm,t trong mô hình bậc hai bên dưới:

Trong đó:

: hệ số của -

2.4. Các nghiên cứu trước đây:

2.4.1. Các nghiên cứu trên thế giới:

Shiller và Pound (1986) đã sử dụng phương pháp khảo sát để kiểm tra sự hiện

diện của tâm lý bầy đàn đối với nhà đầu tư tổ chức. Họ nhận thấy rằng hầu hết các

nhà đầu tư đã dựa vào lời khuyên của các chuyên gia khi đưa ra quyết định đầu tư.

Christie và Huang (1995) kiểm tra sự hiện diện của tâm lý bầy đàn trong lợi

nhuận cổ phiếu bằng cách sử dụng dữ liệu hàng ngày của NYSE và Amex từ tháng

7 năm 1962 đến tháng 12 năm 1988 và số liệu hàng tháng của công ty NYSE từ

tháng 12 năm 1925 đến tháng 12 năm 1988. Mô hình của họ được dựa trên giả

thuyết độ lệch chuẩn của tỉ suất sinh lợi, đo lường sự phân tán của tỷ suất sinh lợi,

sẽ tương đối thấp khi các nhà đầu tư cá nhân có xu hướng bỏ đánh giá riêng của họ

mà ủng hộ theo sự đồng thuận của thị trường. Lập luận này trái ngược với mô hình

định giá tài sản, dự báo có một sự gia tăng mức độ phân tán khi một nhà đầu tư cá

nhân sử dụng thông tin của riêng mình để giao dịch trong suốt thời gian của biến

động thị trường. Họ không tìm thấy bằng chứng sự hiện diện của tâm lý bầy đàn.

Nghiên cứu của Chang và cộng sự (2000) sử dụng cách tiếp cận để kiểm tra

tâm lý bầy đàn. Mô hình của họ có tính đến các mối quan hệ phi tuyến tính giữa sự

phân tán lợi nhuận tài sản cá nhân và lợi nhuận của một danh mục đầu tư thị trường.

Không giống như Christie và Huang (1995), họ đã sử dụng độ lệch tuyệt đối của tỷ

suất sinh lợi (CSAD) như một thước đo sự phân tán. Biện pháp này đòi hỏi việc sử

dụng mô hình CAPM để ước tính rủi ro hệ thống beta theo thời gian, để tính toán

giá trị độ lệch tuyệt đối. Họ sử dụng giá cổ phiếu hàng ngày và chuỗi tỷ suất sinh lợi

theo thời gian, cùng với vốn hóa thị trường cuối năm cho mỗi công ty và chỉ số tỷ

suất sinh lợi có trọng số, để điều tra hành vi của những người tham gia thị trường ở

nhiều thị trường quốc tế có liên quan đặc biệt liên quan đến xu hướng tâm lý bầy

đàn của họ. Không có bằng chứng về tâm lý bầy đàn trên một phần của thị trường

Hồng Kông và Mỹ trong khi một phần bằng chứng đã được tìm thấy ở Nhật Bản.

Đặc biệt, họ đã phát hiện tâm lý bầy đàn rõ ràng trong hai thị trường mới nổi-Hàn

Quốc và Đài Loan. Theo Chang và cộng sự (2000), có ba lý do chính tại sao tâm lý

bầy đàn thể hiện rõ ở Hàn Quốc và Đài Loan, khác với Mỹ và Hồng Kông. Thứ

nhất, sự can thiệp của chính phủ có thể dẫn đến sự khác biệt hành vi bầy đàn giữa

các nước. Những hành động này có thể bao gồm cả những thay đổi tương đối

thường xuyên trong chính sách tiền tệ hoặc những lệnh mua và bán trực tiếp lớn

trong thị trường tài chính mới nổi. Thứ hai, sự khác biệt bầy đàn có lẽ là kết quả của

một tình trạng khan hiếm thông tin nhanh chóng và chính xác trong các thị trường

này. Tình trạng thiếu thông tin cần thiết về các công ty này có thể gây ra các nhà

đầu tư tập trung hơn vào các tín hiệu kinh tế vĩ mô. Cuối cùng, sự hiện diện tại Hàn

Quốc và Đài Loan của nhiều nhà đầu cơ với tầm nhìn đầu tư tương đối ngắn được

cho là kết quả trong một số loại thông tin không hiệu qủa, có thể là khởi đầu của

tâm lý bầy đàn.

Gần đây hơn, Rhaeim và các cộng sự (2007) đã kiểm tra mối quan hệ giữa tỷ

suất sinh lợi của cổ phiếu và rủi ro hệ thống của mình trong CAPM ở quy mô khác

nhau cho thị trường chứng khoán của Pháp.

Phù hợp với cách tiếp cận của Chang và cộng sự (2000), Tan và cộng sự (2008)

đã nghiên cứu đặc điểm tâm lý bầy đàn trong việc niêm yết kép cổ phiếu A và B tại

thị trường Trung Quốc. Tuy nhiên, phương pháp đo sự phân tán của tỷ suất sinh lợi

trong trường hợp này là khác của Chang và cộng sự. Tan và cộng sự (2008) sử dụng

các tính toán độ lệch chuẩn thông qua Christie và Huang (1995) khi họ xem xét tính

chính xác của các ước lượng beta của Chang và cộng sự đề xuất (2000). Họ kiểm tra

sự tồn tại của tâm lý bầy đàn trong cả cổ phiếu A và B của Trung Quốc, trong cả thị

trường Thượng Hải và Thâm Quyến. Ngoài ra, họ cũng xem xét ảnh hưởng bất đối

xứng của bầy đàn trong những điều kiện khác nhau của tỷ suất sinh lợi thị trường,

khối lượng giao dịch và biến động thị trường . Kết quả là, họ chứng minh tâm lý

bầy đàn của các nhà đầu tư cổ phiếu A trên thị trường Thượng Hải tăng lên trong

điều kiện thị trường lên, khối lượng giao dịch lớn và biến động lớn trong khi không

có kết quả rõ ràng khi nghiên cứu cổ phiếu B. Trong thực tế, họ cho rằng sự khác

biệt về cường độ tâm lý bầy đàn trong mỗi thị trường có thể là do sự khác biệt về

đặc điểm của nhà đầu tư trong thị trường A và thị trường B. Lực lượng chiếm ưu thế

trong thị trường A là các nhà đầu tư cá nhân trong nước, người được cho là thường

thiếu kiến thức và kinh nghiệm đầu tư. Tuy nhiên, những người tham gia chính

trong thị trường B là nhà đầu tư tổ chức nước ngoài có nhiều khả năng có kiến thức

hơn nhiều so với các đối tác của họ trong thị trường A. Phát hiện của họ là không

phù hợp với Demirer và Kutan cùng các cộng sự (2006), người cũng sử dụng

phương pháp tiếp cận Christie và Huang (1995) trong phân tích của họ về những dữ

liệu hàng ngày từ 375 mã chứng khoán Trung Quốc, nhưng không tìm thấy hành vi

tâm lý bầy đàn. Tân và các cộng sự (2008) giải thích sự khác biệt này có thể là kết

quả của sự khác biệt trong các mẫu của các công ty.

Nofsinger và SIA (1999) sử dụng phương pháp riêng và cho thấy tâm lý bầy

đàn đang thực sự tồn tại trên thị trường Mỹ khi họ tìm thấy có một mối tương quan

mạnh mẽ giữa sự thay đổi quyền sở hữu về thể chế và tỷ suất sinh lợi vượt quá so

với cùng kỳ trên thị trường. Những phát hiện này cung cấp bằng chứng rằng có một

mức độ rõ ràng của tâm lý bầy đàn giữa các nhà đầu tư, tổ chức trong thị trường Mỹ

Eric C. Chang, Joseph W. Cheng, Ajay Khorana (1999) đã nghiên cứu hành

vi đầu tư của những người tham gia thị trường ở những thị trường quốc tế khác

nhau (như Hồng Kông, Nhật, Hàn Quốc và Đài Loan), sử dụng các phương pháp

của Christie and Huang (1995). Tác giả không tìm thấy tâm lý bầy đàn đối với

những người tham gia thị trường Mỹ và Hồng Kông và bằng chứng không hoàn

chỉnh về tâm lý bầy đàn ở Nhật. Tuy nhiên, ở Hàn Quốc và Đài Loan, ở hai thị

trường mới nổi này, tác giả thu thập được tài liệu bằng chứng quan trọng về tâm lý

bầy đàn. Kết quả được làm rõ qua những danh mục đầu tư cơ sở với kích cỡ khác

nhau và theo thời gian. Hơn nữa, thông tin kinh tế vi mô, đúng hơn là thông tin từng

công ty cụ thể có xu hướng ảnh hưởng mạnh mẽ đến hành vi của nhà đầu tư trên thị

trường, nơi có thể hiện hành vi bầy đàn. Sự phân tán thu nhập vốn ở Mỹ, Hồng

Kông, Nhật thật sự có xu hướng tăng hơn là giảm trong thời kỳ biến động giá mạnh.

Do đó, cung cấp bằng chứng cho việc không tồn tại tâm lý bầy đàn. Kết quả nghiên

cứu này ở thị trường Mỹ phù hợp với tài liệu của Christie and Huang (1995). Tuy

nhiên, ở Hàn Quốc và Đài Loan, kết quả cho thấy sự hiện diện một sự phân tán thu

nhập vốn nhỏ hơn (đồng nghĩa với việc tồn tại tâm lý bầy đàn) trong suốt những

ngày biến động giá tăng và giảm mạnh. Sự phân tán thu nhập khác nhau ở thị

trường mới nổi và thị trường phát triển có thể là do việc công bố thông tin không

đầy đủ ở thị trường mới nổi. Nghiên cứu thực tế cho thấy, ở Hàn Quốc và Đài Loan,

các thông tin vi mô có xu hướng đóng vai trò quan trọng hơn trong quá trình ra

quyết định của nhà đầu tư.

Lihara và các cộng sự (2001) nghiên cứu tâm lý bầy đàn quan sát trong ba

nhóm các nhà đầu tư - cá nhân, tổ chức trong và ngoài nước, trong các thị trường

chứng khoán Tokyo (TSE) bằng cách sử dụng phương pháp tiếp cận của Nofsinger

và SIA (1999). Phát hiện của họ cho thấy rằng các nhà đầu tư cá nhân và tổ chức

Nhật Bản có nhiều khả năng tham gia xu hướng bầy đàn, trong khi quyết định đầu

tư các nhà đầu tư nước ngoài có xu hướng dựa trên thông tin. Vì vậy, kết quả của họ

là phù hợp với Nofsinger và SIA (1999).

Theo sau những nghiên cứu tương tự của Christie và Huang (1995), Demirer và

Kutan (2006) đã kiểm tra bầy đàn tại các thị trường Trung Quốc, sử dụng các công

ty cá nhân cũng như dữ liệu ở cấp ngành. Tương tự như Christie và Huang (1995),

Demirer và Kutan (2006) kết luận rằng cả lợi nhuận hàng ngày và hàng tháng không

thấy sự hiện diện của bầy đàn trong thời kỳ biến động giá lớn.

Sử dụng một phương pháp khác, Kallinterakis (2007) đã kiểm tra tâm lý bầy

đàn trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng

phương pháp phân tích dữ liệu chéo độ phân tán beta của các nhà đầu tư cá nhân

trên thị trường để tìm hiểu xem liệu tâm lý bầy đàn có tồn tại. Ông cho rằng những

thành kiến về hành vi có thể dẫn đến một sự bóp méo nhận thức của nhà đầu tư về

mối quan hệ rủi ro tỷ suất sinh lợi đối với tài sản của họ. Nếu các nhà đầu tư theo

"bầy đàn", tỷ suất sinh lợi tài sản cá nhân có thể thay đổi với sự chỉ đạo của thị

trường. Kết quả là, beta của một cổ phiếu sẽ di chuyển ra khỏi vị trí cân bằng của nó

và biến động cùng với những biến đổi trong tâm lý nhà đầu tư. Trên cơ sở của lập

luận này, một thị trường cụ thể sẽ được xem xét để kiểm định lý thuyết tài chính

hành vi nếu mức độ phân tán của beta cổ phiếu có giá trị nhỏ hơn (các beta tài sản

có xu hướng hội tụ về một điểm thống nhất hoặc beta của thị trường). Kallinterakis

chọn sử dụng dữ liệu hàng tháng để giảm sai số ước lượng của beta cũng như để

đảm bảo đủ các quan sát để phát hiện tâm lý bầy đàn. Ông đã tìm thấy bằng chứng

về sự hiện diện của tâm lý bầy đàn đáng kể trong thị trường Việt Nam. Kallinteratis

kết luận rằng giao dịch mỏng có tác dụng tích cực đối với tâm lý bầy đàn do có thể

bị ảnh hưởng bởi một sự chậm trễ trong việc thực hiện các giao dịch mua bán có thể

dễ dàng quan sát thấy trong các thị trường có tính thanh khoản kém như ở Việt

Nam. Như một vấn đề thực tế, thị trường chứng khoán Việt Nam phụ thuộc vào một

số giới hạn về sự tham gia, chẳng hạn như hạn chế nhập cảnh cho các nhà đầu tư

nước ngoài, hạn chế kinh doanh và những rào cản thị trường. Ông lập luận rằng

thiếu tính thanh khoản đáng kể trong thị trường mới nổi có thể gây ra tần số thấp

hơn trong việc thực hiện các giao dịch so với các thị trường vốn phát triển. Như

vậy, sự tích tụ của dư mua/ dư bán trong suốt những ngày giao dịch có thể xảy ra,

dẫn đến một khả năng lớn hơn sự biến động của bầy đàn mua / bán vào những ngày

như vậy.

Fotini Economoua ,Alexandros Kostakis và Nikolaos Philippas (2010) đã sử

dụng dữ liệu hàng ngày từ các thị trường chứng khoán Hy Lạp, Ý, Bồ Đào Nha, Tây

Ban Nha trong những năm từ 1998 đến 2008. Tác giả kiểm tra sự hiện diện tâm lý

bầy đàn theo phương pháp của Chang, Cheng và Khorana (2000) trong mối liên hệ

với những tác động thị trường, khối lượng giao dịch và sự bất ổn của thị trường. Kết

quả cho thấy, tâm lý bầy đàn tồn tại ở thị trường chứng khoán Hy Lạp và Ý suốt các

năm từ 1998 đến 2008, thể hiện mạnh mẽ hơn trong thời kỳ thị trường tăng giá ở thị

trường Hy Lạp và Ý. Tâm lý bày đàn hiện diện ở thị trường chứng khoán Bồ Đào

Nha trong suốt thời kỳ thị trường giảm. Và không tìm được bằng chứng về sự tồn

tại tâm lý bầy đàn ở thị trường chứng khoán Tây Ban Nha. Tuy nhiên, tác giả cũng

nghiên cứu những ảnh hưởng bất đối xứng có thể có của tâm lý bầy đàn đối với

khối lượng giao dịch và tính bất ổn của thị trường. Kết quả chỉ ra rằng tồn tại tâm lý

bầy đàn ở thị trường Bồ Đào Nha suốt thời kỳ khối lượng giao dịch lớn, ở thị trường

Ý suốt thời kỳ khối lượng giao dịch thấp, ở thị trường Hy Lạp trong suốt cả hai thời

kỳ, không tìm thấy bằng chứng tồn tại tâm lý bầy đàn ở thị trường Tây Ban Nha.

Tác giả chỉ tìm thấy bằng chứng tồn tại tâm lý bầy đàn dưới điều kiện bất ổn thị

trường cao đối với thị trường Ý và Hy Lạp. Không có ảnh hưởng có thể có của tâm

lý bầy đàn đối với tính bất ổn thị trường ở thị trường Bồ Đào Nha, và không có

bằng chứng về tâm lý bầy đàn ở thị trường Tây Ban Nha. Cuối cùng, có bằng chứng

về tâm lý bầy đàn trong giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 ở thị

trường Bồ Đào Nha, và không có bằng chứng về tâm lý bầy đàn ở thị trường chứng

khoán Tây Ban Nha và Ý. Hành vi nhà đầu tư dường như dựa trên lý trí ở thị trường

Hy Lạp suốt thời kỳ khủng hoảng tài chính toàn cầu.

Paulo Lao and Harminder Singh (2011) sử dụng dữ liệu hàng ngày và dữ liệu

tuần giá chứng khoán của trên 300 công ty tại sàn Thượng Hải (SHA) của Trung

Quốc và trên 300 công ty tại sàn Bombay (BSE) của Ấn Độ trong suốt giai đoạn từ

01.07.1999 đến 30.06.2009 được thu thập từ Bloomberg đển nghiên cứu tâm lý bầy

đàn trong các thị trường chứng khoán Trung Quốc và Ấn Độ. Nghiên cứu sử dụng

phương pháp độ lệch tuyệt đối dữ liệu chéo (CSAD) được đề xuất bởi Tân, Chiang,

Mason và Nelling (2008). Kết quả cho thấy tâm lý bầy đàn tồn tại trong cả hai thị

trường chứng khoán Trung Quốc và Ấn Độ phụ thuộc vào một số điều kiện thị

trường. Trong thị trường Trung Quốc, tâm lý bầy đàn xuất hiện rõ rệt khi thị trường

đang giảm và khối lượng giao dịch lớn. Mặt khác, Trong thị trường Ấn Độ nghiên

cứu phát hiện tâm lý bầy đàn xảy ra trong thời gian thị trường lên. Tâm lý bầy đàn

thể hiện rõ rệt hơn trong điều kiện thị trường có những biến động lớn ở cả hai thị

trường. Tương tự, có tỷ lệ thấp hơn về tâm lý bầy đàn được phát hiện trong thị

trường chứng khoán Ấn Độ.

2.4.2. Các nghiên cứu tại Việt Nam:

Trân thị hải lý (2010) thu thập dữ liệu giá đóng cửa của các chứng khoán trên

HoSE trong giai đoạn từ ngày từ 01/01/2012 đến 31/12/2008 với 169 cổ phiếu niêm

yết (sau khi đã loại bỏ công ty có số quan sát ít). Tác giả sử dụng phương pháp

CSAD, và phân chia dữ liệu thành 2 chuỗi dữ liệu thị trường đang lên Rm,t > 0 và

thị trường đang xuống Rm,t <0, kết quả hồi quy chứng minh tâm lý bầy đàn tồn tại

rất mạnh trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu. Ngoài

ra, kết quả cũng cho thấy tâm lý bầy đàn trong trường hợp thị trường đang lên mạnh

hơn đáng kể trong trường hợp thị trường đang xuống. Như vậy, khi thị trường tăng

càng mạnh, rủi ro phi hệ thống của các cổ phiếu gần như chuyển thành rủi ro thị

trường và chi phối rủi ro tổng thể. Trong những tình huống như vậy, các chiến lược

đa dạng hoá để giảm thiểu rủi ro ít có tác dụng và rủi ro hệ thống của thị trường là

rất lớn.

Tran Ngo My và Huy Huynh Truong (2011) xem xét sự tồn tại của tâm lý bầy

đàn trong thị trường chứng khoán Việt Nam và những tác động không đối xứng của

tâm lý bầy đàn có điều kiện theo hướng chuyển động của thị trường. Dữ liệu bao

gồm chuỗi dữ liệu giá đóng cửa hàng ngày của tất cả các chứng khoán tại sàn

TPHCM trong giai đoạn từ ngày 03/03/2002 đến 20/07/2007. Dữ liệu được cung

cấp bởi công ty chứng khoán Ngân hàng Ngoại thương Việt Nam. Các bằng chứng

hỗ trợ sự hiện diện của tâm lý bầy đàn trong thị trường chứng khoán Việt Nam,

được xem là một thị trường còn rất non yếu. Điều này có thể được giải thích bởi

một tập hợp các đặc điểm cấu trúc vi mô tiêu biểu của thị trường chứng khoán Việt

Nam như một sự thiếu minh bạch trong thông tin và quản lý tài chính, mức độ cao

của biến động thị trường và giao dịch mỏng. Tâm lý bầy đàn được cho là làm tăng

sự biến động của thị trường, sự tồn tại của tâm lý bầy đàn có thể gây ra một số lo

ngại về chính sách tác động có khả năng gây bất ổn trên thị trường tài chính. Ngoài

ra, nghiên cứu chỉ ra rằng tâm lý bầy đàn trong trường hợp thị trường đi xuống thể

hiện rõ rệt hơn trong trường hợp thị trường đi lên.

=> Tóm tắt các kết quả nghiên cứu: Qua các nghiên cứu, chúng ta nhận thấy rằng

tâm lý bầy đàn tồn tại trên rất nhiều thị trường chứng khoán. Tuy nhiên các kết quả

cho thấy, các thị trường phát triển như Mỹ, Hồng Kông ít có bằng chứng về sự hiện

diện của tâm lý bầy đàn, trong khi đó có bằng chứng rõ rệt tâm lý bầy đàn tại các thị

trường chứng khoán mới nổi như Hàn Quốc, Đài Loan, Trung Quốc, Ấn Độ…Điều

này được lý giải là do sự non yếu của thị trường chứng khoán và các cơ chế chính

sách của các thị trường chứng khoán mới nổi còn nhiều yếu kém. Các kết quả

nghiên cứu trong nước cũng đã tìm ra được bằng chứng tâm lý bầy đàn tại thị

trường chứng khoán Việt Nam. Vậy, qua bài nghiên cứu này, hi vọng tôi có thể trả

lời được câu hỏi có sự tồn tại tâm lý bầy đàn trong thị trường chứng khoán Việt

Nam hay không và mức độ của tâm lý bầy đàn như thế nào khi điều kiện thị trường

thay đổi. Ngoài ra, tôi sẽ xét đến mức độ khác nhau của tâm lý bầy đàn tại hai sàn

chứng khoán TP. HCM và Hà Nội.

3. Phương pháp nghiên cứu và thu thập dữ liệu:

3.1. Phương pháp nghiên cứu.

Để đạt được mục tiêu của đề tài tôi đã chọn phương pháp nghiên cứu định tính

kết hợp với phương pháp nghiên cứu định lượng.

- Phương pháp định lượng: liên quan đến các số liệu giá chứng khoán mà tôi

thu thập được. Thông qua các số liệu này, tôi tiến hành phân tích định lượng

để trả lời câu hỏi tâm lý bầy đàn có tồn tại trên thị trường chứng khoán Việt

Nam hay không và có sự khác biệt giữa thị trường chứng khoán Thành phố

Hồ Chí Minh và Hà Nội không.

- Phương pháp định tính: được thực hiện thông qua những nỗ lực của tôi để

tìm ra nguyên nhân về việc có tồn tại hay không tâm lý bầy đàn trên thị

trường chứng khoán Việt Nam.

Bài nghiên cứu này sử dụng mô hình nghiên cứu của Tan và các cộng sự (2008)

- mô hình độ lệch tuyệt đối dữ liệu chéo (CSAD).

Trong đó:

N là số lượng các công ty niêm yết trên thị trường.

Ri,t là tỷ suất sinh lợi cổ phiếu i trong ngày t

Rm,t là giá trị trung bình tỷ suất sinh lợi của thị trường vào ngày t.

- : hệ số của

Ý nghĩa của về kinh tế mô hình CSAD: là mối quan hệ phi tuyến giữa mức độ

phân tán tỷ suất sinh lợi từng nhóm cổ phiếu và tỷ suất sinh lợi thị trường được xác

định theo mô hình định giá tài sản. Theo đó, một sự gia tăng trong giá trị tuyệt đối

của thị trường sẽ dẫn đến sự gia tăng mức độ phân tán của tỷ suất sinh lợi từng

nhóm cổ phiếu. Do đó, một hệ số dương và có ý nghĩa thống kê của γ1 sẽ phù hợp

với dự đoán của các mô hình định giá tài sản.

Các nhà đầu tư có xu hướng phản ứng tương tự nhau trong khoảng thời gian có

sự biến động giá tương đối lớn điều này dẫn đến một mức độ tương quan cao hơn

trong tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu (Eriki và Rawlings, 2008). Đổi lại, mức độ phân

tán giữa tỷ suất sinh lợi có khả năng giảm hoặc tăng rất nhỏ so với mức giảm, với

mức độ gia tăng về giá trị tuyệt đối của tỷ suất sinh lợi thị trường phản ánh sự gia

tăng trong mối tương quan của 2 yếu tố này (Chang và các cộng sự, 2000). Nói cách

khác, một mối quan hệ phi tuyến tính được dự đoán. Sau phân tích này, ta thấy nếu

γ2 âm và có ý nghĩa thống kê cho thấy sự hiên diện của tâm lý bầy đàn, ngược lại

nếu γ2 dương và có ý nghĩa thống kê thì không có bằng chứng về sự tồn tại tâm lý

bầy đàn. Trong trường hợp đó, nó cho thấy rằng các nhà đầu tư có xu hướng hành

động phù hợp với sự đồng thuận của thị trường và bỏ qua đánh giá của riêng mình

khi thị trường có biến động giá lớn (Tân và các cộng sự, 2008).

3.2. Các trường hợp phân tích tâm lý bầy đàn của đề tài.

Tiến hành phân tích để đo lường tâm lý bầy đàn trên thị trường chứng khoán ở

sàn TP. HCM và Hà Nội trong các điều kiện thị trường sau:

3.2.1. Đo lường tâm lý bầy đàn trong điều kiện thị trường biến động mạnh.

Trong đó:

- = 1, nếu tỷ suất sinh lợi trên tổng danh mục thị trường ngày t nằm thấp

hơn phần đuôi của phân phối tỷ suất sinh lợi, và = 0 nếu ngược lại.

- = 1, nếu tỷ suất sinh lợi trên tổng doanh mục thị trường ngày t nằm cao

hơn phần đuôi của phân phối tỷ suất sinh lợi và = 0 nếu ngược lại.

Theo các nghiên cứu trước đây, một thị trường biến động mạnh được xác định là

thấp hơn hoặc cao hơn 1%, 2%, 5% và 10% so với đuôi của phân phối tỷ suất sinh

lợi Rmt. Trong bài nghiên cứu này, tôi chọn mức 1%, 5% và 10%.

3.2.2. Đo lường tâm lý bầy đàn trong thị trường tăng giá, thị trường giảm giá:

Trong đó:

: hệ số của khi thị trường giảm.

: tỷ suất sinh lợi của thị trường tại thời điểm t khi thị trường giảm.

: hệ số của khi thị trường tăng.

: tỷ suất sinh lợi của thị trường tại thời điểm t khi thị trường tăng.

3.3. Phương pháp phân tích mô hình.

Để kiểm tra được tâm lý bầy đàn có tồn tại tại thị trường chứng khoán Việt Nam

hay không, tôi thực hiện phân tích hồi quy phương trình (2) với biến số là Rm,t.

Trong đó: Biến độc lập là Rm,t

Biến phụ thuộc là CSADt

ta đưa phương trình (2) thành Bằng cách đặt biến số như sau: X1= , X2=

(3)

Phương trình (3) là một dạng của phương trình hồi quy tuyến tính với nhiều biến

số (hồi quy tuyến tính bội). Vì vậy để ước lượng các tham số hồi quy ta dựa

vào phương pháp bình phương bé nhất thông thường (OLS).

Sử dụng chương trình phân tích số liệu SPSS để tiến hành hồi quy phương trình

(3) và tìm ra các hệ số

3.4. Thu thập dữ liệu phân tích:

Tôi đã tiến hành phân tích tỷ suất sinh lợi của công ty dựa vào giá đóng cửa của

theo ngày của toàn bộ cổ phiếu được niêm yết liên tục trên thị trường chứng khoán

Việt Nam (bao gồm thị trường chứng khoán Hồ Chí Minh và Hà Nội) trong khoảng

thời gian từ 01/01/2006 đến 20/09/2013 tại trang web cophieu68.com.

Tỷ suất sinh lợi hàng ngày của từng cổ phiếu được tính như sau:

Trong đó: Ri,t: tỉ suất sinh lời của cổ phiếu i vào ngày t

và là giá đóng cửa của cổ phiếu ngày t và ngày t - 1

Tỷ suất sinh lợi của thị trường được tính bằng tỷ suất sinh lợi trung bình có

trọng số của các tỷ suất sinh lợi các cổ phiếu trong thị trường.

Cách thứ hai để tính tỷ suất sinh lời của thị trường theo ngày, tôi phân tích chỉ số

VN-Index hàng ngày của thị trường chứng khoán thành phố Hồ chính minh và phân

tích chỉ số HNX-Index hàng ngày của thị trường chứng khoán Hà Nội thông qua

trang web cophieu68.com. Thời gian lấy mẫu cũng từ 01/01/2006 đến 20/09/2013),

tổng cộng có 1919 quan sát hàng ngày tại thị trường chứng khoán thành phố Hồ

chính minh và có 1793 quan sát tại thị trường chứng khoán Hà Nội.

Tỷ suất sinh lợi của thị trường theo ngày được tính như sau:

Trong đó: Rm,t: tỉ suất sinh lợi của thị trường vào ngày t

Iindex,t, Iindex,t-1: là chỉ số chứng khoán vào ngày t và t-1

4. Trình bày kết quả nghiên cứu.

4.1. Thực hiện các phép kiểm định sơ bộ.

4.1.1. Kiểm định tính dừng.

Để thực hiện hồi quy mô hình có dữ liệu chuỗi thời gian đòi hỏi các chuỗi dữ

liệu phải có giá trị trung bình và phương sai không đổi theo thời gian, do đó, ta phải

thực hiện kiểm định tính dừng. Vì một chuỗi dữ liệu theo thời gian có tính dừng là

chuỗi dữ liệu có giá trị trung bình và phương sai không đổi theo thời gian. Kiểm

định tính dừng của các chuỗi qua phép kiểm định Autocorrelations, với giả thiết

kiểm định:

Ho: Chuỗi dữ liệu không dừng

H1: Chuỗi dữ liệu dừng

Hệ số α = 0.05

Kết quả kiểm định cho thấy: nếu P_value < α ta sẽ tiến hành bác bỏ Ho (tức

chuỗi dữ liệu có tính dừng). Trong bài nghiên cứu này tôi đã tiến hành kiểm định tất

các các tính dừng của các chuỗi dữ liệu đầu vào trước khi tiến hành thực hiện hồi

quy.

Trong mô hình hồi quy:

Tôi đã tiến hành kiểm định lần lượt tính dừng của các biến của hệ số γ1, γ2 của

chuỗi dữ liệu. Hầu như tất các P_value của γ1, γ2 của các chuỗi số liệu đều có giá

trị bằng 0.000 < 0.05. Điều này có nghĩa là tôi sẽ không tiến hành kiểm tra tính

dừng của chuỗi dữ liệu ở các mức sai phân bậc 1 và bậc 2, tức là tất cả các chuỗi dữ

liệu được đưa vào kiểm định đều thể hiện tính dừng. Tức ta có thể áp dụng mô hình

hồi quy bình thường để thực hiện kiểm định.

HOSE HNX

STT Chuỗi dữ liệu Dừng Dừng

Dừng ở sai phân bậc 1 Dừng ở sai phân bậc 2 Dừng ở sai phân bậc 1 Dừng ở sai phân bậc 2

x x 1 Rm,t100

x x 2 Rm,t100 > 0

x x 3 Rm,t100 < 0

x x 4 Rm,t90

x x 5 Rm,t90 > 0

x x 6 Rm,t90 < 0

x x 7 Rm,t10

x x 8 Rm,t10 > 0

x x 9 Rm,t10 < 0

x x 10 Rm,t5

x x 11 Rm,t5 > 0

x x 12 Rm,t5 < 0

x x 13 Rm,t1

x x 14 Rm,t1 > 0

x x 15 Rm,t1 < 0

4.1.2. Kiểm định tự tương quan:

Sau khi có kết quả mô hình hồi quy, dựa vào kết quả mô hình hồi quy vừa thu

được ta tiến hành kiểm định tự tương quan bậc 1, nhằm có một mô hình tốt. Để phát

hiện mô hình có tự tương quan ta dựa vào hệ số Durbin Watson. Nếu hệ số Durbin

Watson nằm lân cận 2 mô hình không có hiện tượng tự tương quan. Nếu nằm ngoài

khoảng này ta phải tiến hành khắc phục hiện tượng tự tương quan.

Kết quả cho thấy các hệ số Durbin Watson ở các chuỗi dữ liệu nghiên cứu

đều nằm lân cận 2 trừ chuỗi dữ liệu Rm,t1. Tức mô hình trên không có hiện tượng tự

tương quan.

Durbin Watson

HOSE HNX

STT Chuỗi dữ liệu

Toàn thị trường Toàn thị trường

Thị trường tăng, Rmt > 0 Thị trường giảm, Rmt < 0 Thị trường tăng, Rmt > 0 Thị trường giảm, Rmt < 0

1 1,854 1,772 1,884 1,765 1,722 1,816 Rm,t100

2 1,803 1,907 1,825 1,912 1,982 1,902 Rm,t90

3 1,985 1,795 2,106 1,768 1,762 1,724 Rm,t10

4 2,011 2,034 2,108 1,834 1,811 1,825 Rm,t5

5 1,455 1,231 2,076 2,452 2,345 2,132 Rm,t1

4.1.3. Khắc phục đa cộng tuyến trong hồi quy đa thức.

Trong hồi quy đa thức giảm ảnh hưởng của đa cộng tuyến bằng cách sử dụng

hàm hồi quy độ lệch theo giá trị trung bình. Đối với phương trình (2) ta có thể

viết lại dưới dạng sau:

Và ta có thể chuyển về dạng:

4.2. Phương pháp hồi quy đối với tỷ suất sinh lợi của các công ty theo mô hình

của Tan và các cộng sự (2008):

Để có câu trả lời chính xác hơn cho câu hỏi nghiên cứu Tâm lý bầy đàn có

tồn tại trên thị trường chứng khoán Việt Nam không?”Ta tiến hành kiểm chứng

chuỗi dữ liệu thu thập được theo mô hình nghiên cứu của Tan và các cộng sự

(2008). Ta tiến hành chia dữ liệu làm 3 vùng nghiên cứu: toàn thị trường, thị trường

tăng giá (Rm,t > 0) và thị trường giảm giá (Rm,t <0). Sau đó, tôi tiến hành chạy hồi

quy riêng biệt từng chuỗi dữ liệu; phương pháp này giúp ta kiểm tra các tác động

không đối xứng của tâm lý bầy đàn. Ta tiến hành hồi quy theo phương trình sau:

(Tan và các cộng sự (2008))

Các kết quả ước tính của các phân tích hồi quy CSAD dựa vào mô hình sau khi

đã khắc phục thành công hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai thay đổi. Kết quả ở

các bảng cho thấy, vùng dữ liệu được xét theo toàn thị trường cho 2 sàn Thành phố

HCM và Hà Nội đều cho giá trị γ2 có ý nghĩa thống kê và hầu hết đều âm. Điều

này, một lần nữa trả lời cho câu hỏi nghiên cứu thứ 1: có bằng chứng kết luận sự

tồn tại tâm lý bầy đàn trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

4.2.1. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối 100% (Rm,t100 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t100< 0, Rm,t100> 0.

Để xác định các giá trị đặc trưng của mẫu, nghiên cứu thực hiện thống kê mẫu để tìm giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của

mẫu. Sau khi thực hiện thống kê mẫu, ta có bảng thống kê mô tả chuỗi dữ liệu tại bảng 4.1.

Bảng 4.1 Thống kê mô tả mẫu số liệu phân phối 100% (Rm,t100 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t100< 0, Rm,t100> 0.

HOSE HNX

Rm,t100 Rm,t100 < 0 Rm,t100> 0 Rm,t100 Rm,t100> 0

1875

987

888

1919

1918

931

930

988

1875

Rm,t100 < 0 Rm,t CSADt Rm,t CSADt Rm,t CSADt Rm,t CSADt Rm,t CSADt Rm,t CSADt

0,00039

0,00513

0,00000

0,00199

0,00000

0,00179

0,00019

0,00179

0,00000

0,00224

0,00000

0,00199

Tổng số mẫu

0,10809

0,04174

0,10769

0,04157

0,04842

0,04429

0,04842

0,04429

0,04781

0,03925

0,10809

0,04174

Giá trị nhỏ nhất

15,50906

25,37291

15,51101

22,90329

25,65199

34,75238

12,47406

16,74061

13,14550

18,01177

31,02007

48,27620

Giá trị lớn nhất

0,01337

0,01812

0,01340

0,01800

0,01331

0,01823

0,0165440 0,0257473 0,0157133 0,0257071 0,0174674 0,0257920

Tổng

0,01138

0,00580

0,01141

0,00594

0,01132

0,00566 0,01626826 0,00720139 0,01512435 0,00691397 0,01741412 0,00751163

Giá trị trung bình

0,00000

Độ lệch chuẩn

Phương sai

Bảng 4.1 Tóm tắt số liệu thống kê giá trị trung bình của tỷ suất sinh lợi thị

trường hàng ngày và mức độ phân tán tỷ suất sinh lợi tại thị trường chứng khoán

Thành phố Hồ Chí Minh và thị trường chứng khoán Hà Nội.

Kết quả từ bảng 4.1 cho thấy xét chung toàn thị trường thì tỷ suất sinh lợi trung

bình hàng ngày của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh thấp hơn thị trường Hà Nội

(1,337% < 1,654%), và mức độ phân tán tỷ suất sinh lợi của thị trường Thành phố

Hồ Chí Minh thấp hơn thị trường Hà Nội (1,812% < 2,574%). Khi xét riêng hai thị

trường này trong điều kiện thị trường tăng giá và giảm giá thì kết quả chúng ta có

được trong hai điều kiện là khác biệt nhau. Cụ thể, khi thị trường giảm giá, tỷ suất

sinh lợi trung bình hàng ngày của thị trường Hà Nội giảm nhiều hơn thị trường

Thành phố Hồ Chí Minh (-1,34% > -1,571%), và mức độ phân tán tỷ suất sinh lợi

của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh thấp hơn thị trường Hà Nội (1,8% <

2,57%). Khi thị trường tăng giá, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của thị trường

Thành phố Hồ Chí Minh lại thấp hơn thị trường Hà Nội (1,3331% < 1,74%), và

mức độ phân tán tỷ suất sinh lợi của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh thấp hơn

thị trường Hà Nội (1,823% < 2,579%).

Bảng 4.2: Tính toán các hệ số hồi quy với phân phối 100% (Rm,t100 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t100< 0, Rm,t100> 0.

HOSE

HNX

Rm,t100 < 0

Rm,t100> 0

Rm,t100

Rm,t100 < 0

Rm,t100

Rm,t100> 0

Hệ số

t- statistic

0,016(0,000)

59,825

0,017(0,000)

40,584

0,160(0,000)

43,933

0,025(0,000)

86,179

0,023(0,000)

32,544

0,22(0,003)

20,051

0,429(0,000)

12,186

0,415(0,000)

7,958

0,441(0,000)

9,217

0,159(0,000)

6,476

1,320(0,000)

17,362

1,1302(0,001)

19,327



-11,86 (0,000)

-13,940

-11,655(0,000)

-9,243

-11,945(0,000)

-10,342

-15,737(0,000)

-10,559

-12,97 (0,000)

-19,572

-18,504 (0,000)

-12,241



0,197

0,191

0,231

0,167

0,291

0,233



0,196

0,189

0,229

0,166

0,289

0,230

R-squared

102,37

46,160

55,251

88,415

83,12

76,251

0,000

1919

930

988

1875

892

983

Adjusted R-squared

F-statistic Prob (F- statistic) Số quan sát

Ghi chú: giá trị trong ngoặc là giá trị P-value

Rm,t100

Rm,t100 < 0

Rm,t100 > 0

HOSE

HNX

Hình 4.1: Mô hình hồi quy với phân phối ở mức 100% (Rm,t100 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t100 < 0, Rm,t100> 0.

Bảng 4.2: Trình bày kết quả kiểm định hành vi bầy đàn cho toàn bộ phân phối của

tỷ suất sinh lợi thị trường Rm,t100 và hai chuỗi Rm,t100 < 0 và Rm,t100 > 0 tại hai thị

trường TPHCM và Hà Nội. Kết quả cho thấy tất cả các hệ số hồi quy dương nhỏ,

tất cả các hệ số hồi quy âm lớn. Điều đó cho thấy CSAD không có quan hệ tuyến

tính với Rm,t, mà quan hệ này là dạng phi tuyến tính bậc hai. Như vậy, có chứng cứ

tâm lý bầy đàn rất mạnh trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn

nghiên cứu.

Xét chung cho toàn bộ thị trường thì tâm lý bầy đàn tại thị trường TPHCM thấp

TPHCM <

Hà Nội ,(-11,866(0,000)<-

15,737(0,000)).

hơn thị trường Hà Nội (

Xét riêng thi trường TPHCM, ta thấy tâm lý bầy đàn khi thị trường tăng giá thể

hiện rõ rệt hơn khi thị trường giảm giá (-11,945(0,000)>-11,655(0,000). Xét riêng thị

trường Hà Nội, ta thấy tâm lý bầy đàn khi thị trường tăng giá thể hiện rõ hơn khi thị

trường giảm giá (-18,504(0,000) > -12,97(0,000)).

Khi thị trường tăng giá, tâm lý bầy đàn tại thị trường TPHCM thể hiện không rõ

rệt bằng thị trường Hà Nội ( -11,945(0,000) < -18,504(0,000)).

Khi thị trường giảm giá, tâm lý bầy đàn tại thị trường TPHCM thể hiện không rõ

rệt bằng thị trường Hà Nội ( -11,655(0,000) < -12,97(0,000)).

Như vậy, với toàn bộ phân phối của tỷ suất sinh lợi thị trường, tâm lý bầy đàn

tồn tại rất mạnh trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Tại cả hai thị trường

TPHCM và Hà Nội, ta thấy tâm lý bầy đàn khi thị trường tăng giá thể hiện rõ rệt

hơn khi thị trường giảm giá. Thêm nữa, tâm lý bầy đàn thể hiện rõ rệt tại thị trường

Hà Nội hơn là tại thị trường TPHCM, tuy nhiên sự chênh lệch này không phải là

quá lớn.

4.2.2. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối ở mức 90% (Rm,t90 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t90 < 0, Rm,t90 > 0.

Để xác định các giá trị đặc trưng của mẫu sau khi đã loại bỏ những quan sát có biến động mạnh (cụ thể là chúng ta chỉ xét

mẫu quan sát với mức phân phối 90%, sau khi đã tách những quan sát nằm trong mức phân phối 10%), nghiên cứu thực hiện

thống kê mẫu để tìm giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của mẫu.

Bảng 4.3: Thống kê mô tả mẫu số liệu với phân phối ở mức 90% (Rm,t90 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t90< 0, Rm,t90> 0

HOSE

HNX

Rm,t90

Rm,t90 < 0

Rm,t90> 0

Rm,t90

Rm,t90 < 0

Rm,t90> 0

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

1498

799

699

1535

740

795

Tổng số mẫu

0,00000

0,00199

0,00039

0,00513

0,00000

0,00199

0,00000

0,00224

0,00019

0,00512

0,00000

0,00224

Giá trị nhỏ nhất

0,02778

0,04174

0,02441

0,04174

0,02778

0,04157

0,02226

0,03925

0,02641

0,02226

0,03925

Giá trị lớn nhất

14,894

39,126

7,78608

20,67155

7,10860

18,45531

13,23227 27,10611

6,33026

12,45754

6,90201

14,64857

Tổng

0,02611

0,0097448 0,0258718 0,0101697 0,0264024

Giá trị trung bình 0,0086204 0,0176587 0,0085544 0,0168345 0,0086818 0,0184259 0,0099430

Độ lệch chuẩn 0,0059227 0,0047334 0,0058799 0,0040062 0,0059654 0,0052083 0,00697826 0,00683315 0,00632529 0,00667437 0,00765511 0,00700432

0,00000

Phương sai

Bảng 4.3: Tóm tắt số liệu thống kê giá trị trung bình của tỷ suất sinh lợi thị

trường hàng ngày và mức độ phân tán tỷ suất sinh lợi tại thị trường chứng khoán

Thành phố Hồ Chí Minh và thị trường chứng khoán Hà Nội sau khi đã loại bỏ

những ngày thị trường có biến động mạnh.

Kết quả từ bảng 4.3 cho thấy xét chung toàn thị trường khi phân phối ở mức

90% thì tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của thị trường Thành phố Hồ Chí

Minh thấp hơn thị trường Hà Nội (0,862% < 0,9943%), và mức độ phân tán tỷ suất

sinh lợi của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh thấp hơn thị trường Hà Nội

(1,76587% < 2,611%). Khi xét riêng hai thị trường này trong điều kiện thị trường

tăng giá và giảm giá nhưng không tăng giảm mạnh thì kết quả chúng ta có được

trong hai điều kiện là khác biệt nhau. Cụ thể, khi thị trường giảm giá nhưng không

giảm giá mạnh, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của thị trường Thành phố Hồ

Chí Minh giảm ít hơn thị trường Hà Nội (-0,855% > -0,974%), và mức độ phân tán

tỷ suất sinh lợi của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh thấp hơn thị trường Hà Nội

(1,68% < 2,587%). Tuy nhiên, khi thị trường tăng giá nhưng không tăng giá mạnh,

tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh lại

thấp hơn thị trường Hà Nội (0,868% < 1,0169%), và mức độ phân tán tỷ suất sinh

lợi của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh thấp hơn thị trường Hà Nội (1,84% <

2,64%).

Bảng 4.4: Tính toán các hệ số hồi quy với phân phối ở mức 90% (Rm,t90 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t90< 0, Rm,t90> 0

HOSE

HNX

Rm,t90 < 0

Rm,t90

Rm,t90> 0

Rm,t90

Rm,t90> 0

Hệ số

t- statistic

0,017(0,000)

19,362

0,170(0,000)

43,80

0,170(0,000)

2,038

0,18(0,000)

20,062

0,120(0,000)

32,80

0,070(0,000)

22,08



0,144(0,004)

9,064

0,098(0,030)

1,029

0,222(0,042)

-7,596

0,104(0,002)

1,174

0,11(0,030)

11,022

0,292(0,022)

7,96



-3,305(0,003)

-5,026

-5,704(0,023)

-1,203

-3,130(0,006)

0,000

-7,205(0,003)

-34,076

-6,023(0,003)

-11,2013

-9,010(0,002)

-2,050



0,224

0,323

0,190

0,235

0,323

0,190

R- squared

0,223

0,322

0,186

0,222

0,322

0,186

Adjusted R- squared

8,017

0,849

13,849

22,027

12,89

19,89

F-statistic

0,000

0,043

0,000

0,043

0,000

Prob (F- statistic)

1498

1535

740

795

699

799

Số quan sát

Ghi chú: giá trị trong ngoặc là giá trị P-value

Rm,t90

Rm,t90 < 0

Rm,t90> 0

HOSE

HNX

Hình 4.2: Mô hình hồi quy với phân phối ở mức 90% (Rm,t90 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t90< 0, Rm,t90> 0.

Bảng 4.4: Trình bày kết quả kiểm định hành vi bầy đàn sau khi đã loại bỏ những

ngày quan sát có biến động mạnh (cụ thể là kiểm định với phân phối 90% của tỷ

suất sinh lợi thị trường Rm,t90và hai chuỗi Rm,t90<0 và Rm,t90> 0 tại hai thị trường

TPHCM và Hà Nội. Kết quả cho thấy tất cả các hệ số hồi quy dương nhỏ, tất cả

các hệ số hồi quy  âm lớn. Như vậy, có thể kết luận rằng thị trường Việt Nam khi

không có biến động lớn vẫn tồn tại tâm lý bầy đàn.

Xét chung cho toàn bộ thị trường khi không có biến động mạnh thì tâm lý bầy

đàn tại thị trường TPHCM thấp hơn thị trường Hà Nội (-3,305 (0,003) < -7,205

(0,003)).

Xét riêng thi trường TPHCM khi không có biến động mạnh, ta thấy tâm lý bầy

đàn khi thị trường giảm giá thể hiện rõ rệt hơn khi thị trường tăng giá (-

5,704(0,023) > -3,130(0,006)). Xét riêng thị trường Hà Nội khi không có biến

động mạnh, ta thấy tâm lý bầy đàn khi thị trường tăng giá thể hiện rõ hơn khi thị

trường giảm giá ( -9,01 (0,002) > -6,023 (0,003)  ).

Khi thị trường tăng giá, tâm lý bầy đàn tại thị trường TPHCM thể hiện không rõ

rệt bằng thị trường Hà Nội ( -3,130(0,006) < -9,01 (0,002)).

Khi thị trường giảm giá, tâm lý bầy đàn tại thị trường TPHCM thể hiện không rõ

rệt bằng thị trường Hà Nội ( -5,704(0,023) < -6,023(0,003)).

Như vậy, tâm lý bầy vẫn tồn tại trên thị trường chứng khoán Việt Nam, mặc dù

thị trường không có biến động mạnh. Ngoài ra, khi không có biến động mạnh thì

tâm lý bầy đàn tại thị trường Hà Nội thể hiện rõ rệt hơn thị trường TPHCM. Thị

trường TPHCM khi không có biến động mạnh, tâm lý bầy đàn khi thị trường giảm

giá thể hiện rõ rệt hơn khi thị trường tăng giá nhưng tại thị trường Hà Nội khi không

có biến động mạnh, tâm lý bầy đàn khi thị trường tăng giá thể hiện rõ hơn khi thị

trường giảm giá.

4.2.3. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối ở mức 10% (Rm,t10 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t10< 0, Rm,t10> 0.

Để xác định các giá trị đặc trưng của mẫu khi chỉ xét những quan sát có biến động mạnh với mức phân phối 10%, nghiên cứu

thực hiện thống kê mẫu để tìm giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của mẫu. Sau khi thực hiện thống kê mẫu, ta có bảng thống kê

mô tả chuỗi dữ liệu tại bảng 4.5.

Bảng 4.5: Thống kê mô tả mẫu số liệu với phân phối ở 10% (Rm,t10 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t10< 0, Rm,t10> 0.

HOSE

HNX

Rm,t10 < 0

Rm,t10

Rm,t10> 0

Rm,t10

Rm,t10 < 0

Rm,t10> 0

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt Rm,t CSADt Rm,t CSADt

384

191

193

Tổng số mẫu

314

163

151

0,02144

0,00179

0,02144

0,00179

0,02226

0,00293

Giá trị nhỏ nhất

0,0185 0,0026 0,0184 0,0026 0,0210 0,0028

0,04842

0,04422

0,04842

0,04422

0,04781

0,03743

Giá trị lớn nhất

0,0442 0,0324 0,0412 0,0324 0,0478 0,0262

12,42705

6,75736

6,14380

3,36307

6,28325

3,39429

Tổng

11,4920 5,5643 6,1382 3,5642 6,0012 3,2577

Giá trị trung bình 0,0323621 0,0175973 0,0321665 0,0176077 0,0325557 0,0175870 0,0291 0,0123 0,0322 0,0121 0,0261 0,0135

Độ lệch chuẩn

0,00753931 0,00696023 0,00753870 0,00693428 0,00755451 0,00700382 0,0022 0,0070 0,0039 0,0067 0,0023 0,0049

Phương sai

0,0000

0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000

Bảng 4.5: Tóm tắt số liệu thống kê giá trị trung bình của tỷ suất sinh lợi thị

trường hàng ngày và mức độ phân tán tỷ suất sinh lợi tại thị trường chứng khoán

Thành phố Hồ Chí Minh và thị trường chứng khoán Hà Nội khi có biến động mạnh

với mức phân phối 10%.

Kết quả từ Bảng 4.5 cho thấy xét chung toàn thị trường khi có biến động mạnh

với mức phân phối 10% thì tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của thị trường

Thành phố Hồ Chí Minh cao hơn thị trường Hà Nội (3,23% >2,91%), và mức độ

phân tán tỷ suất sinh lợi của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh cao hơn thị trường

Hà Nội (1,759% >1,23%). Khi xét riêng hai thị trường này trong điều kiện thị

trường tăng giá mạnh và giảm giá mạnh với mức phân phối 10% thì kết quả chúng

ta có được trong hai điều kiện là khác nhau. Cụ thể, khi thị trường giảm giá mạnh

với mức phân phối 10%, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của thị trường Thành

phố Hồ Chí Minh giảm ít hơn thị trường Hà Nội (-3,2166% > -3,22%), và mức độ

phân tán tỷ suất sinh lợi của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh cao hơn thị trường

Hà Nội (1,76% > 1,21%). Tuy nhiên, khi thị trường tăng giá mạnh với mức phân

phối 10%, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của thị trường Thành phố Hồ Chí

Minh lại cao hơn thị trường Hà Nội (3,255% >2,61%), mức độ phân tán tỷ suất sinh

lợi của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh cao hơn thị trường Hà Nội (1,758% >

1,35%).

Bảng 4.6: Tính toán các hệ số hồi quy với phân phối ở 10% (Rm,t10 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t10< 0, Rm,t10> 0.

HNX

HOSE

Rm,t10 < 0

Rm,t10

Rm,t10> 0

Rm,t10

Rm,t10 < 0

Rm,t10> 0

Hệ số

t- statistic

-0,005(0,46)

-1,952

0,006(0,512)

0,656

-0,018(0,052)

-2,997

0,823(0,020)

-12,70

0,021(0,002)

11,26 0,622(0,003) 12,97



2,143(0,000)

7,094

1,320(0,012)

2,524

2,692(0,000)

4,608

8,143(0,000)

71,09

3,151(0,000)

13,73 5,862(0,002) 16,35



-38,606(0,000)

-8,687

-27,863(0,000)

-3,602

-44,48(0,000)

-5,353

-18,06(0,001)

-18,67

-11,283(0,000)

-25,18

-32,07(0,000)

-71,26



0,456

0,404

0,301

0,352

0,421

0,405

R-squared

0,453

0,398

0,294

0,350

0,419

0,402

Adjusted R- squared

159,397

63,802

40,901

123,37

54,08

92,512

F-statistic

0,000

Prob (F- statistic)

384

191

193

Số quan sát

Ghi chú: giá trị trong ngoặc là giá trị P-value

Rm,t10

Rm,t10 < 0

Rm,t10> 0

HOSE

HNX

Hình 4.3: Mô hình hồi quy với phân phối ở mức 10% (Rm,t10 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t10< 0, Rm,t10> 0.

Bảng 4.6: Trình bày kết quả kiểm định hành vi bầy đàn khi thị trường có biến

động mạnh với phân phối 10% của tỷ suất sinh lợi thị trường Rm,t10 và hai chuỗi

Rm,t10 <0 và Rm,t10 > 0 tại hai thị trường TPHCM và Hà Nội. Kết quả cho thấy tất cả

các hệ số hồi quy dương, tất cả các hệ số hồi quy âm lớn. Như vậy, có bằng

chứng tâm lý bầy đàn rất mạnh trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai

đoạn thị trường biến động mạnh.

Xét chung cho toàn bộ thị trường khi có biến động mạnh với phân phối 10% thì

tâm lý bầy đàn tại thị trường TPHCM cao hơn thị trường Hà Nội ( -

38,606(0,000)>-18,06(0,001) ).

Với phân phối 10%, xét riêng thi trường TPHCM, ta thấy tâm lý bầy đàn khi thị

trường tăng giá mạnh thể hiện rõ rệt hơn khi thị trường giảm giá mạnh (-44,48

(0,000)>-27,863 (0,000) |. Xét riêng thị trường Hà Nội, ta thấy tâm lý bầy đàn khi

thị trường tăng giá thể hiện rõ hơn khi thị trường giảm giá mạnh ( -32,07 (0,000)

>-11,283 (0,000) ).

Khi thị trường tăng giá mạnh với phân phối 10%, tâm lý bầy đàn tại thị trường

TPHCM thể hiện rõ rệt hơn thị trường Hà Nội ( -44,48 (0,000)> -32,07 (0,000)).

Khi thị trường giảm giá mạnh với phân phối 10%, tâm lý bầy đàn tại thị trường

TPHCM thể hiện rõ rệt hơn thị trường Hà Nội ( -27,863(0,000) > -11,283

(0,000)).

Như vậy, với phân phối 10%, tâm lý bầy đàn tồn tại rất mạnh trên thị trường

chứng khoán Việt Nam, và nó thể hiện rõ rệt khi thị trường tăng giá mạnh hơn là

khi thị trường giảm giá mạnh. Trái ngược với trường hợp khi thị trường không có

biến động mạnh, khi thị trường biến động mạnh với phân phối 10%, tâm lý bầy đàn

thể hiện rõ rệt tại thị trường TPHCM hơn là tại thị trường Hà Nội.

4.2.4. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối ở mức 5% (Rm,t5 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t5< 0, Rm,t5> 0.

Để xác định các giá trị đặc trưng của mẫu khi chỉ xét những quan sát có biến động mạnh với mức phân phối 5%, nghiên cứu

thực hiện thống kê mẫu để tìm giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của mẫu. Sau khi thực hiện thống kê mẫu, ta có bảng thống kê

mô tả chuỗi dữ liệu tại bảng 4.7.

Bảng 4.7: Thống kê mô tả mẫu số liệu với phân phối ở mức 5% (Rm,t5 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t5< 0, Rm,t5> 0.

HOSE

HNX

Rm,t5

Rm,t5> 0

Rm,t5

Rm,t5> 0

Rm,t5 < 0

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

193

Tổng số mẫu

154

0,03067

0,00179

0,03067

0,00179

0,03135

0,00293

Giá trị nhỏ nhất

0,03470 0,00290 0,03470 0,00290 0,03092

0,0023

0,04842

0,03743

0,04842

0,03373

0,04781

0,03743

Giá trị lớn nhất

0,04242 0,028053 0,04242 0,01792 0,04012 0,02338

7,48138

2,88379

3,70058

1,40341

3,78080

1,48038

Tổng

6,72326 3,9222 4,70811 2,3239

4,1892

2,6231

Giá trị trung bình 0,0387636 0,0149419 0,0385477 0,0146189 0,0389773 0,0152616 0,04115 0,016012 0,04054 0,01400 0,0425642 0,017123

Độ lệch chuẩn

0,00488269 0,00653374 0,00489978 0,00612063 0,00488167 0,00693542 0,00885 0,00142 0,00997 0,00626 0,00465 0,00639

0,000

Phương sai

Bảng 4.7: Tóm tắt số liệu thống kê giá trị trung bình của tỷ suất sinh lợi thị

trường hàng ngày và mức độ phân tán tỷ suất sinh lợi tại thị trường chứng khoán

Thành phố Hồ Chí Minh và thị trường chứng khoán Hà Nội khi có biến động mạnh

với mức phân phối 5%.

Kết quả từ bảng 4.7 cho thấy xét chung toàn thị trường khi có biến động mạnh

với mức phân phối 5% thì tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của thị trường

Thành phố Hồ Chí Minh thấp hơn thị trường Hà Nội (3.87% < 4,115%), và mức độ

phân tán tỷ suất sinh lợi của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh thấp hơn thị trường

Hà Nội (1,494% < 1,6%). Khi xét riêng hai thị trường này trong điều kiện thị

trường tăng giá mạnh và giảm giá mạnh với mức phân phối 5% thì kết quả chúng ta

có được trong hai điều kiện là khác nhau. Cụ thể, khi thị trường giảm giá mạnh với

mức phân phối 5%, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của thị trường Thành phố

Hồ Chí Minh giảm ít hơn thị trường Hà Nội (-3,85% > -4,05%), và mức độ phân tán

tỷ suất sinh lợi của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh cao hơn thị trường Hà Nội

(1,46% > 1,40%). Tuy nhiên, khi thị trường tăng giá mạnh với mức phân phối 5%,

tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh lại

thấp hơn thị trường Hà Nội (3,897% < 4,256%), và mức độ phân tán tỷ suất sinh lợi

của thị trường Thành phố Hồ Chí Minh thấp hơn thị trường Hà Nội (1,526% <

1,712%).

HOSE

HNX

Rm,t5 < 0

Rm,t5 > 0

Rm,t5

Rm,t5 < 0

Rm,t5

Rm,t5> 0

Hệ số

t- statistic

-0,034(0,164)

-1,399

-0,006(0,822)

-0,226

-0,079(0,062)

-1,889

0,75(0,002)

17,20

0,74(0,006) 12,84 0,060(0,011)

1,231



3,414(0,007)

2,704

2,027(0,177)

-1,975

5,622(0,009)

2,651

5,312(0,033)

21,143

0,25(0,004) 11,76

4,54(0,007)

12,42



-54,447(0,001)

-3,391

-37,799(0,05)

-1,975

-81,18(0,003)

-3,034

-17,75(0,001)

-21,880

-13,1(0,003) -11,432 -22,432(0,002)

-22,84



0,447

0,547

0,395

0,406

0,232

0,302

R-squared

0,441

0,537

0,382

0,400

0,231

0,300

Adjusted R- squared

76,784

56,200

30,65

62,28

57,900

39,82

F-statistic

0,000

Prob (F- statistic)

193

Số quan sát

Ghi chú: giá trị trong ngoặc là giá trị P-value

Bảng 4.8: Tính toán các hệ số hồi quy với phân phối ở mức 5% (Rm,t5 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t5< 0, Rm,t5> 0.

Rm,t5

Rm,t5 < 0

Rm,t5> 0

HOSE

HNX

Hình 4.4: Mô hình hồi quy với phân phối ở mức 5% (Rm,t5 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t5 < 0, Rm,t5 > 0.

Bảng 4.8: Trình bày kết quả kiểm định hành vi bầy đàn khi thị trường có biến

động mạnh với phân phối 5% của tỷ suất sinh lợi thị trường Rm,t5 và hai chuỗi

Rm,t5<0 và Rm,t5> 0 tại hai thị trường TPHCM và Hà Nội. Kết quả cho thấy tất cả các

hệ số hồi quy dương, tất cả các hệ số hồi quy âm lớn. Như vậy, có bằng chứng

tâm lý bầy đàn rất mạnh trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn thị

trường biến động mạnh với phân phối 5%.

Với phân phối 5%, xét chung cho toàn bộ thị trường khi có biến động mạnh thì

tâm lý bầy đàn tại thị trường TPHCM cao hơn thị trường Hà Nội ( - 54,447 (0,001)

> -17,75 (0,001) ).

Với phân phối 5%, xét riêng thị trường TPHCM, ta thấy tâm lý bầy đàn khi thị

trường tăng giá mạnh thể hiện rõ rệt hơn khi thị trường giảm giá mạnh (-

81,18(0,003) >-37,799(0,05) |. Xét riêng thị trường Hà Nội, ta thấy tâm lý bầy đàn

khi thị trường tăng giá mạnh thể hiện rõ hơn khi thị trường giảm giá mạnh (-

22,432(0,002) >-13,1(0,003)).

Khi thị trường tăng giá mạnh với phân phối 5%, tâm lý bầy đàn tại thị trường

TPHCM thể hiện rõ rệt hơn thị trường Hà Nội (-81,18(0,003)> -22,432(0,002)).

Khi thị trường giảm giá mạnh với phân phối 5%, tâm lý bầy đàn tại thị trường

TPHCM thể hiện rõ rệt hơn thị trường Hà Nội ( -37,799(0,001) > -13,1(0,003)).

Như vậy, với phân phối 5%, khi thị trường biến động lớn, tâm lý bầy đàn tồn tại

rất mạnh trên thị trường chứng khoán Việt Nam, và nó thể hiện rõ rệt khi thị trường

tăng giá mạnh hơn là khi thị trường giảm giá mạnh. Trái ngược với trường hợp khi

thị trường không có biến động mạnh, khi thị trường biến động mạnh với phân phối

5%, tâm lý bầy đàn thể hiện rõ rệt tại thị trường TPHCM hơn là tại thị trường Hà

Nội.

4.2.5. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối ở mức 1% (Rm,t1 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t1< 0, Rm,t1> 0.

Để xác định các giá trị đặc trưng của mẫu khi chỉ xét những quan sát có biến động mạnh với mức phân phối 1%, nghiên cứu

thực hiện thống kê mẫu để tìm giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của mẫu. Sau khi thực hiện thống kê mẫu, ta có bảng thống kê

mô tả chuỗi dữ liệu tại bảng 4.9.

Bảng 4.9: Thống kê mô tả mẫu số liệu với phân phối ở mức 1% (Rm,t1 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t1< 0, Rm,t1> 0.

HOSE

HNX

Rm,t1

Rm,t1> 0

Rm,t1

Rm,t1 < 0

Rm,t1> 0

Rm,t1 < 0

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t CSADt

Rm,t

CSADt

Rm,t

CSADt

Tổng số mẫu

0,04357

0,00179

,04357

,00179

,04373

,00293

Giá trị nhỏ nhất

,0477

,00296

,04770

,00296

,04147

,00283

,04842

,01762

,04842

,01325

,04781

,01762

Giá trị lớn nhất

,0492

,01792

,0492

,01592

,04281

,01621

1,87595

,32801

,90873

,16015

,96722

,16786

Tổng

1,181

,3701

,98073

,19309

,93008

,13207

,0457549

,0080002

,0454365

,0080075

,0460581

,0079933

Giá trị trung bình

,0659

,00720

,04565

,00995

,04860

,00620

,00141147

,00351456

,00135533

,00304073

,00142881

,00399004

Độ lệch chuẩn

,00885

,00811

,000533 ,003876 ,001027 ,003348

,000

Phương sai

,000

Bảng 4.10: Tính toán các hệ số hồi quy với phân phối ở mức 1% (Rm,t1 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t1< 0, Rm,t1> 0.

HOSE

HNX

Rm,t1 < 0

Rm,t1

Rm,t1> 0

Rm,t1

Rm,t1> 0

Hệ số

t- statistic

-0.298(0.546)

-0.609

-0.234(0.727)

-0.356

-0.89(0.901)

-.0126

1.2(0.312)

1.289

0.30(0.490)

12.326

11.65(0.018)

12.02



15.131(0.483)

0.709

11.818(0.678)

0.410

6.638(0.831)

0.216

-3.28(0.232)

-1.211

-18.72(0.780)

-10.23

-6.89(0.16)

-11.99



-184.55(0.434)

-0.791

-142.8(0.656)

-0.4.53

-98.48(0.772)

-0.294

2.201(0.292)

1.146

5.321(0.04)

10.252

-2.17(0.73)

13.95



0.512

0.309

0.738

0.351

0.121

0.01

R-squared

0.486

0.227

0.709

0.343

0.120

0.00

Adjusted R- squared

19.926

3.794

25.316

62.34

22.023

31.58

F-statistic

0.00

0.043

0.000

0.00

0.000

Prob (F- statistic)

Số quan sát

Ghi chú: giá trị trong ngoặc là giá trị P-value

Rm,t1

Rm,t1 < 0

Rm,t1> 0

HOSE

HNX

Hình 4.5: Mô hình hồi quy với phân phối ở mức 1% (Rm,t1 ) của Rm,t và trong trường hợp Rm,t1< 0, Rm,t1> 0.

Bảng 4.10: Trình bày kết quả kiểm định hành vi bầy đàn khi thị trường có biến

động mạnh với phân phối 1% của tỷ suất sinh lợi thị trường Rm,t1 và hai chuỗi Rm,t1

< 0 và Rm,t1 > 0 tại hai thị trường TPHCM và Hà Nội. Vì số lượng mẫu khảo sát

trong trường hợp này nhỏ nên các hệ số không có ý nghĩa thống kê.

Kết quả cho thấy, tại thị trường TPHCM tất cả các hệ số hồi quy dương lớn,

tất cả các hệ số hồi quy âm rất lớn, tại thị trường Hà Nội, tất cả các hệ số hồi quy

âm lớn, các hệ số hồi quy có giá trị âm cũng có giá trị dương. Như vậy, không

thể đưa ra kết luận về tâm lý bầy đàn tại thị trường chứng khoán Việt Nam trong

giai đoạn thị trường biến động mạnh với phân phối 1% do mẫu quan sát quá nhỏ.

Bảng 4.11: Tóm tắt các giá trị hệ số hồi quy với tất cả các mức phân phối của Rm,t và trường hợp Rm,t< 0, Rm,t> 0

HOSE

HNX

Rm,t < 0

Rm,t

Rm,t > 0

Rm,t

Rm,t > 0

Mức phân phối

Hệ số

Hệ số hồi qu y

t- statistic

t- statisti c

0.429(0.000) 12.186

0.415(0.000)

7.958 0.441(0.000)

9.217

0.159(0.000)

6.476

1.320(0.000)

17.362 1.1302(0.001)

19.327



-11.86 (0.000) -13.940

-11.655(0.000)

-9.243 -11.945(0.000)

-10.342 -15.737(0.000)

-10.559 -12.97 (0.000)

-19.572 -18.504 (0.000)

-12.241

0.144(0.004) 9.064

0.098(0.030)

1.029 0.222(0.042)

-7.596

0.104(0.002)

1.174

0.11(0.030)

11.022

0.292(0.022)

7.96



100 % 

-3.305(0.003) -5.026

-5.704(0.023)

-1.203 -3.130(0.006)

0.000

-7.205(0.003)

-34.076

-6.023(0.003) -11.2013

-9.010(0.002)

-2.050



2.143(0.000) 7.094

1.320(0.012) 2.524 2.692(0.000) 4.608

8.143(0.000)

71.09 3.151(0.000) 13.73 5.862(0.002)

16.35



10%

-38.606(0.000) -8.687

-27.863(0.000) -3.602 -44.48(0.000) -5.353

-18.06(0.001)

-18.67 -11.283(0.000) -25.18

-32.07(0.000)

-71.26



3.414(0.007) 2.704

2.027(0.177)

-1.975 5.622(0.009)

2.651

5.312(0.033)

21.143

0.25(0.004)

11.76

4.54(0.007)

12.42



-54.447(0.001) -3.391

-37.799(0.05)

-1.975

-81.18(0.003)

-3.034

-17.75(0.001)

-21.880

-13.1(0.003)

-11.432

-22.432(0.002)

-22.84



Ghi chú: giá trị trong ngoặc là giá trị P-value

90%

Bảng 4.11: Trình bày tóm tắt các giá trị hệ số hồi quy với tất cả các mức phân

phối của tỷ suất sinh lợi thị trường Rm,t và hai chuỗi Rm,t <0 và Rm,t > 0 tại hai thị

trường TPHCM và Hà Nội.

Xét riêng thị trường TPHCM:

Khi thị trường tăng giá càng mạnh thì tâm lý bầy đàn thể hiện càng rõ rệt và lớn

hơn hẳn khi thị trường không có biến động mạnh (-81.18(0.003) > -44.48(0.000)

>-3.130(0.006) ).

Khi thi trường giảm giá càng mạnh thì tâm lý bầy đàn thể hiện càng rõ rệt, và lớn

hơn hẳn khi thị trường không có biến động mạnh (-37.799(0.05) > -27.863

(0.000) >  -5.704(0.023) ).

Xét riêng thị trường Hà Nội:

Khi thị trường tăng giá càng mạnh thì tâm lý bầy đàn thể hiện càng ít rõ rệt

nhưng vẫn lớn hơn hẳn khi thị trường không có biến động mạnh (-9.01(0.002) < -

22.432(0.002) <  -32.07(0.000)).

Khi thi trường giảm giá càng mạnh thì tâm lý bầy đàn thể hiện càng rõ rệt và lớn

hơn hẳn khi thị trường không có biến động mạnh ( -6.0235(0.003) < -

11.283(0.000) < -13.1 (0.003)).

Như vậy, thị trường TPHCM tăng giá hay giảm giá càng mạnh thì tâm lý bầy đàn

thể hiện càng rõ rệt. Thị trường Hà Nôi tăng giá càng mạnh thì tâm lý bầy đàn thể

hiện càng ít rõ rệt nhưng khi thi trường giảm giá càng mạnh thì tâm lý bầy đàn thể

hiện càng rõ rệt.

4.3. Kết luận về thị trường chứng khoán Việt Nam.

Từ những kết luận các bảng tính toán hồi quy, tôi đưa ra kết luận tổng quan về tâm

lý bầy đàn tại thị trường chứng khoán Việt Nam.

 So sánh hai thị trường TPHCM và Hà Nội:

Xét chung thị trường trong mọi điều kiện, tâm lý bầy đàn tồn tại rất mạnh trên cả

hai thị trường TPHCM và Hà Nội, tuy nhiên, tâm lý bầy đàn tại thị trường Hà Nội

thể hiện rõ rệt hơn tại thị trường TPHCM.

Khi thị trường không biến động mạnh, tâm lý bầy đàn vẫn tồn tại rất mạnh trên

cả hai thị trường TPHCM và Hà Nội, và tâm lý bầy đàn tại thị trường Hà Nội cũng

thể hiện rõ rệt hơn tại thị trường TPHCM.

Khi thị trường biến động mạnh, tâm lý bầy đàn tồn tại rất mạnh trên cả hai thị

trường TPHCM và Hà Nội, và mạnh hơn hẳn khi thị trường không có biến động

mạnh. Tuy nhiên, khi thị trường biến động mạnh, tâm lý bầy đàn tại thị trường

TPHCM lại thể hiện rõ rệt hơn thị trường Hà Nội.

 Xét riêng thị trường TPHCM:

Thị trường TPHCM trong mọi điều kiện, tâm lý bầy đàn khi thị trường tăng giá thể

hiện rõ rệt hơn khi thị trường giảm giá.

Khi không có biến động mạnh, tâm lý bầy đàn khi thị trường giảm giá thể hiện rõ rệt

hơn khi thị trường tăng giá.

Khi thị trường có biến động mạnh, ta thấy tâm lý bầy đàn khi thị trường tăng giá mạnh

thể hiện rõ rệt hơn khi thị trường giảm giá mạnh.

 Xét riêng thị trường Hà Nội:

Thị trường Hà Nội trong mọi điều kiện, cả khi không có biến động mạnh và khi

có biến động mạnh, tâm lý bầy đàn khi thị trường tăng giá thể hiện rõ rệt hơn khi thị

trường giảm giá.

Ngoài ra, khi xét tới mức độ biến động của thị trường, ta thấy thị trường TPHCM

tăng giá hay giảm giá càng mạnh thì tâm lý bầy đàn thể hiện càng rõ rệt. Thị trường

Hà Nôi tăng giá càng mạnh thì tâm lý bầy đàn thể hiện càng ít rõ rệt nhưng khi thi

trường giảm giá càng mạnh thì tâm lý bầy đàn thể hiện càng rõ rệt.

4.4. Nguyên nhân tồn tại tâm lý bầy đàn mạnh tại thị trường chứng khoán Việt

Nam.

Theo rất nhiều các kết quả nghiên cứu trên thế giới và Việt Nam, hành vi bầy

đàn là một dạng tâm lý vốn có của con người, nhưng trở nên mạnh hơn khi con

người quyết định phải làm, trong môi trường thông tin không đầy đủ, độ tin cậy của

thông tin thấp, thông tin có nhiều khả năng bị rò rỉ và tồn tại nhiều hạn chế trong

vấn đề minh bạch thông tin. Một khi nhà đầu tư không tin tưởng vào chất lượng và

tính minh bạch của thông tin mà mình nhận được, hoặc khả năng đánh giá phân tích

thông tin bị hạn chế thì họ thường có xu hướng bắt chước hành động của những nhà

đầu tư khác trên thị trường. Ở thị trường VN, hành vi bầy đàn rất mạnh là do những

nguyên nhân chủ yếu sau:

Chất lượng thông tin và minh bạch thông tin còn nhiều bất cập, chưa được thực

thi hiệu quả, ảnh hưởng tiêu cực đến tính hiệu quả của thị trường và niềm tin của

các nhà đầu tư đối với những thông tin được công bố, đây là nguyên nhân chính

khiến nhiều nhà đầu tư hành động theo bầy đàn. Cụ thể, những bất cập về chất

lượng thông tin và minh bạch thông tin trên thị trường Việt Nam bao gồm:

- Bất cập về khả năng so sánh của thông tin trên báo cáo tài chính và tính đơn

điệu của thông tin trên báo cáo thường niên. Để ra quyết định, nhà đầu tư cần phải

đánh giá, so sánh tình hình tài chính và khả năng sinh lợi của các công ty thông qua

nguồn thông tin phổ biến nhất là các báo cáo tài chính và báo cáo thường niên. Tuy

nhiên, việc so sánh hiệu quả hoạt động giữa các doanh nghiệp thông qua kết quả

trên báo cáo tài chính là không chính xác, thậm chí là sai lệch so với thực tế. Bên

cạnh đó, thông tin trên báo cáo thường niên của doanh nghiệp còn nghèo nàn, đơn

giản, và chưa được thuyết minh rõ ràng.

- Nhiều doanh nghiệp vi phạm quy định công bố thông tin về huy động vốn,

chào bán chứng khoán ra công chúng. Hơn nữa minh bạch việc sử dụng nguồn vốn

huy động ít được quan tâm từ cả góc độ quản lý nhà nước và nhà đầu tư. Vào năm

2006 và 2007 với sự tăng giá chứng khoán liên tục, các doanh nghiệp đua nhau phát

hành, nhà đầu tư tranh mua chứng khoán. Tuy nhiên công tác hậu kiểm sau khi vốn

được huy động bị bỏ ngỏ. Vì thế có trường hợp vốn huy động được không phải tập

trung vào sản xuất theo phương án huy động vốn, thay vào đó vốn huy động được

sử dụng sai mục đích, đầu tư dàn trải, thậm chí không ít trong số doanh nghiệp huy

động vốn thêm chỉ để đầu tư tài chính.

- Vi phạm quy định giao dịch, thao túng giá, giao dịch nội gián, và tung tin đồn

sai sự thật. Hành vi sai phạm này chủ yếu đến từ phía nhà đầu tư, các cổ đông nội

bộ và một số công ty chứng khoán.

- Ý thức của công ty niêm yết trong vấn đề minh bạch thông tin còn thấp, doanh

nghiệp chưa hiểu hết lợi ích và tầm quan trọng của việc minh bạch thông tin đối với

sự ổn định và phát triển của doanh nghiệp nên nhiều trường hợp công bố mang tính

chiếu lệ, sơ sài, nhiều doanh nghiệp công bố báo cáo tài chính định kỳ chậm trễ so

với thời gian quy định.

Khả năng phân tích thông tin của nhà đầu tư Việt Nam còn hạn chế. Bên cạnh

vấn đề bất cập về chất lượng thông tin và minh bạch thông tin, phải nói đến khả

năng đánh giá và phân tích thông tin của các nhà đầu tư trên thị trường Việt Nam

trong những năm qua còn hạn chế. Giai đoạn thị trường tăng mạnh cũng là giai đoạn

mà lượng tài khoản nhà đầu tư tăng mạnh, trong đó tài khoản của nhà đầu tư cá

nhân chiếm 99% tổng số tài khoản của các nhà đầu tư trên thị trường, với kinh

nghiệm chưa nhiều nên các nhà đầu tư cá nhân trên thị trường Việt Nam ít có khả

năng phân tích thông tin, họ mua/bán chứng khoán theo hành động của các nhà đầu

tư khác.

Hàng hóa trên thị trường còn hạn chế. Hàng hóa hạn chế khiến nhà đầu tư ít có

cơ hội để lựa chọn hàng hóa cho danh mục đầu tư của mình.

5. Kết luận và đề nghị nghiên cứu.

5.1. Tóm tắt kết quả nghiên cứu:

Trong bài nghiên cứu này chúng tôi kiểm định sự tồn tại của tâm lý bầy đàn tại

thị trường chứng khoán TPHCM và Hà Nội bằng cách sử dụng phương pháp nghiên

cứu của Tan, Chiang, Mason and Nelling (2008) dưới góc độ toàn bộ thị trường, và

khi tiến hành tách biệt thị trường thành những giai đoạn tăng, giảm khi thị trường

không biến động mạnh và thị trường biến động mạnh. Tôi đã kiểm định và đưa ra

kết luận có sự tồn tại của tâm lý bầy đàn tại hai thi trường chứng khoán TPHCM và

Hà Nội cũng như so sánh được mức độ của tâm lý bầy đàn tại hai thị trường này

trong những điều kiện thị trường khác nhau. Khi thị trường không biến động mạnh,

tâm lý bầy đàn tại thị trường Hà Nội thể hiện rõ rệt hơn thị trường TPHCM. Ngược

lại khi thị trường biến động mạnh, tâm lý bầy đàn tại thị trường TPHCM lại thể hiện

rõ rệt hơn thị trường Hà Nội.

5.2. Hạn chế của bài luận văn:

Việc kiểm định được tâm lý bầy đàn có tồn tại trên thị trường chứng khoán Việt

Nam hay không khi có sự thay đổi chính sách cơ chế quản lý của nhà nước là rất

khó, vì hiện nay chưa có tiêu chí và phương pháp cụ thể nào để đo lường, đánh giá

chính sách cơ chế quản lý của nhà nước. Do đó, bài nghiên cứu này cũng không

tránh khỏi hạn chế này.

Trong chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ của Việt Nam, chính phủ luôn

quản lý chặt chẽ nhằm ổn định nền kinh tế. Đặc biệt là thị trường chứng khoán,

được coi là một thị trường nhạy cảm và có sự can thiệp sâu của chính phủ trong mọi

hoạt động, chẳng hạn như giá giới hạn, không cho bán khống, giám sát chặt các

giao dịch mua bán của khối nước ngoài, quản lý chặt nguồn ngoại hối từ nước ngoài

đổ vào thị trường chứng khoán... Thêm vào đó, có sự can thiệp sâu của ngân hàng

trung ương trong chính sách điều chỉnh lãi suất được cho là có một số tác động đến

các nhà đầu tư tại thị trường này, đặc biệt là trong trường hợp điều chỉnh tăng lãi

suất. Khi các ngân hàng huy động vốn với chi phí cao hơn, họ phải tăng lãi suất cho

vay trên các khoản vay chứng khoán có thể làm giảm tỷ suất sinh lợi của nhà đầu tư.

Nghiêm trọng hơn, khi giá cổ phiếu đi xuống và sự tăng lãi suất của các ngân

hàng thương mại, các nhà đầu tư luôn buộc phải đưa ra quyết định có nên chuyển

qua kênh đầu tư an toàn hơn hay không? Chính sách nghiêm cấm cho vay đầu tư

chứng khoán được công bố từ Ngân hàng Trung ương, đặc biệt là chính sách thắt

chặt tiền tệ trong thời kỳ lạm phát cao đã ảnh hưởng nghiêm trọng đến nhà đầu tư.

Các nhà đầu tư do đó có thể gặp phải giới hạn trong việc theo đuổi các cơ hội đầu

tư. Ngoài ra, có một vài lựa chọn thay thế cho các nhà đầu tư, thị trường trái phiếu

và thị trường bất động sản, hay chỉ đơn giản là các sản phẩm huy động vốn của các

ngân hàng và các công ty tài chính, công ty bảo hiểm. Với nhiều sự lựa chọn đầu tư

và mức độ can thiệp quá sâu của chính phủ, các nhà đầu tư sẽ nhận ra có một sự

biến động lớn trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Điều này có khả năng dẫn đến

một xu hướng mạnh mẽ hơn đối với hành vi đầu tư theo tâm lý bầy đàn (Demirer và

Kutan, 2006). Tuy nhiên, trong phạm vi bài nghiên cứu này, tôi vẫn chưa thu thập

được dữ liệu đáng tin cậy để kiểm chứng mức độ ảnh hưởng của chính sách cơ chế

quản lý của nhà nước đối với thị trường chứng khoán Việt Nam.

Do các nguyên nhân sau:

 Thị trường Việt Nam chỉ thật sự sôi động chỉ từ năm 2006 đến năm cuối

năm 2008, tiếp sau đó cuộc khủng hoảng tài chính bùng nổ, có rất nhiều

doanh nghiệp niêm yết trên sàn đã rút khỏi danh sách niêm yết. Ngoài ra

có những công ty niêm yết trên sàn nhưng chỉ là trên danh nghĩa, không

thật sự góp phần vào sự phát triển chung của thị trường chứng khoán.

 Bên cạnh đó, thị trường chứng khoán Việt Nam cũng mới được hình

thành nên còn rất non trẻ, đồng thời các chính sách cũng như cơ chế quản

lý của chính phủ đang trong giai đoạn hoàn thiện nên rất khó để xác định

các giai đoạn chính thức ban hành của từng chính sách, các chính sách lại

liên tục thay đổi theo từng giai đoạn cho phù hợp với điều kiện của thị

trường dẫn đến những trở ngại khi tìm hiều về những chính sách này.

Thêm nữa, khi nhắc đến thị trường chứng khoán Việt Nam, thực chất chỉ có thị

trường thành phố Hồ Chí Minh là phát triển, trong khi thị trường chứng khoán Hà

Nội hoạt động còn yếu kém, số lượng niêm yết cổ phiếu trên sàn còn ít, khối lượng

giao dịch chưa cao, các nhà đầu tư còn nhỏ lẻ, nên chưa phản ánh hết xu hướng của

thị trường Hà Nội. Do đó, khi nghiên cứu vẫn không thể phản ánh chính xác về đặc

tính của thị trường.

5.3. Hướng nghiên cứu trong tương lai:

Xuất phát từ những hạn chế nêu trên, với chuỗi dữ liệu ngày càng đầy đủ hơn,

tôi mong rằng sẽ có những nghiên cứu sâu hơn về sự tồn tại của tâm lý bầy đàn trên

thị trường chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Hà Nội, và những bài nghiên

cứu sau có thể đo lường chính xác mức độ của tâm lý bầy đàn trên thị trường chứng

khoán Việt Nam,cũng như mức độ ảnh hưởng của tâm lý bầy đàn đối với thị trường

chứng khoán.

Một câu hỏi nữa đặt ra là liệu khi các thay đổi chính sách của chính phủ có thật

sự tác động đến sự hình thành tâm lý bầy đàn của nhà đầu tư không theo như nhận

định của Demirer và Kutan (2006): “Một thị trường có chính sách chưa chặt chẽ,

các quy định về công bố thông tin không đầy đủ gây ra sự thiếu minh bạch trên thị

trường. Điều này liệu có dẫn đến một xu hướng kinh doanh không dựa trên xu

hướng của thị trường mà hình thành nên hành vi đầu tư theo tâm lý bầy đàn”.

Hi vọng những bài nghiên cứu sau có thể trả lời được câu hỏi này và có thể đo

lường được chính xác mức độ cũng như tầm ảnh hưởng của các chính sách, cơ chế

quản lý của nhà nước đối với thị trường chứng khoán Việt Nam, từ đó có thể đưa ra

những đề xuất đối với những chính sách quản lý của nhà nước cho phù hợp với điều

kiện của thị trường, nhằm giúp cho thị trường chứng khoán Việt Nam phát triển hơn

trong tương lai.

5.4. Kết luận.

Tóm lại, kết quả bài nghiên cứu này đã trả lời được câu hỏi nghiên cứu: Có sự

tồn tại tâm lý bầy đàn trên thị trường chứng khoán Việt Nam ở cả hai thị trường

TPHCM và Hà Nội trong mọi điều kiện thị trường tăng giá, giảm giá, không biến

động mạnh và biến động mạnh, bên cạnh đó cũng đã so sánh được mức độ tâm lý

bầy đàn ở hai thị trường này trong từng điều kiện cụ thể. Tuy nhiên kết luận này

đang mang tính tổng quát toàn bộ thời gian nghiên cứu mà chưa đủ điều kiện phân

chia từng khoảng thời gian để kiểm định, cũng như chưa đưa ra được thước đo để

đo lường mức độ ảnh hưởng của tâm lý bầy đàn đến thị trường chứng khoán. Hơn

nữa, bài nghiên cứu còn nhiều hạn chế khi chưa nghiên cứu được tác động của sự

thay đổi trong các cơ chế chính sách khi Chính phủ ban hành để có những đề xuất

chính sách hợp lý và cụ thể hơn đối với sự phát triển của thị trường chứng khoán

Việt Nam.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tài liệu tham khảo Tiếng Việt:

1. Bùi Nguyễn Thanh Trúc, “Nghiên cứu tâm lý bầy đàn trên thị trường chứng khoán

Việt Nam” (2012)

2. Phạm Trí Cao và Vũ Minh Châu (2006), Kinh tế lượng Ứng dụng

3. Phan Thị Bích Nguyệt, Lê Đạt Chí bản dịch “ Tài chính hành vi Nhà đầu tư, doanh

nghiệp và Thị trường”, NXB Kinh tế TP.HCM (2011).

4. Trần Ngọc Thơ, "Giáo tr.nh: Tài chính doanh nghiệp hiện đại", NXB Thống kê

5. Trần Thị Hải Lý, “Hành vi bầy đàn trên thị trường tài chính Việt Nam nguyên nhân

và một số giải pháp”, Tạp chí Phát triển và hội nhập, (2010).

1. Chang et al. (2000), An examination of herd behavior in equity markets: An

Tài liệu tham khảo tiếng Anh:

international perspective

3. Paulo Lao and Harminder Singh, " Herding Behaviour in the Chinese and

2. Christie và Huang (1995), Do Individual Returns Herd around the Market?

Indian Market ", (2011)

4. Riza Demirer, Ali M.Kutan (2005), Does herding behavior exist in Chinese stock

markets?

5. Riza Demirer, Ali M.Kutan and Chun-Da Chen (2009), Do Investors Herd in

Emerging Stock Markets?: Evidence from the Taiwanese Markert.

6. Tan, L, Chiang, TC, Mason, JR & Nelling, E 2007, ‘Herding behaviour in Chinese

stock market: An examination of A and B shares’, Pacific Basin Financial Journal,

vol.16, pp. 61-77.

7. Trần & Huy (2011), Herding Behaviour in an Emerging Stock Market: Empirical

Evidence from Vietnam

Các trang web chính

http://www.cafef.vn

http://www.chungkhoanphuongnam.com.vn/

http://www.cophieu68.com

PHỤ LỤC

1. Tên các cổ phiểu và số ngày giao dịch trên sàn Hà Nội

- Tổng số ngày khảo sát là: 1793 ngày

Tên CP

Số ngày

Tên CP

Số ngày

Tên CP

UNI

1793

SDA

1662

1586

SD5

1480

KLS

1407

SIC

DXP

1783

SD7

1661

SGD

1585

STC

1474

S96

1406

VTC

1734

HNM

1660

LTC

1578

RCL

1466

VC7

1405

STP

1728

NBC

1660

BBS

1575

PMS

1460

PVE

1400

TTC

1726

1659

VBH

1569

PGS

1457

SJE

BPC

1704

1658

SNG

1565

ALT

1456

S99

ACB

1702

VFR

1658

VNC

1563

PVC

1456

CAN

1701

CTN

1653

BTS

1554

SDY

1453

BCC

1699

NTP

1645

S91

1546

S55

1448

HPC

1684

SDT

1644

RHC

1545

TNG

1448

BVS

1681

TCT

1630

NLC

1535

SCJ

1445

SD9

1680

DPC

1626

PVI

1523

CMC

1443

EBS

1676

PTS

1620

VC2

1519

VTS

1440

POT

1673

TXM

1614

CIC

1511

DNP

1433

VNR

1671

NHC

1602

HTP

1509

DCS

1430

PLC

1665

MEC

1600

PVS

1497

NST

1421

SD6

1665

VTV

1593

VGP

1494

SD2

1419

HJS

1663

PPG

1588

TKU

1485

SDD

1409

- Tổng số cổ phiếu khảo sát là: 76 cổ phiếu

2. Tên các cổ phiểu và số ngày giao dịch trên sàn Thành phố Hồ Chí Minh

- Tổng số ngày khảo sát là: 1919 ngày

Tên CP

Số ngày

Tên CP

Số ngày

Tên CP

Số ngày

HAP

BT6

1837

DRC

1671

TCR

1632

TCM

1477

1919

KDC

1919

CII

1831 HMC

1671

ABT

1624

DTT

1470

REE

1919

PPC

1817

SSI

1671 GMC

1618

COM

1463

SAM

1920

TNA

1812

HBC

1670

IMP

1612

RIC

1463

GMD

1919

STB

1792

LBM

1669

TTP

1607

DPM

1462

LAF

1919

SJS

1791

BHS

1668

NSC

1599

SC5

1459

VFMVF1

1919

BMP

1781

PAC

1668 MCP

1594

CDC

1455

BBC

1918

TMS

1771

VIS

1668

HRC

1591

HT1

1455

KHA

1917

DCT

1729

SVC

1667

CLC

1581

HPG

1454

DHA

1916

TBC

1719

TAC

1667

CYC

1579

HDC

1447

TS4

1912

SMC

1709

RAL

1666

LGC

1571

TPC

1444

VNM

1909

SFC

1706

SFI

1665 NAV

1570

ANV

1438

HTV

1902

ITA

1703

SJD

1664 HAX

1542

GTA

1438

MHC

1888

PGC

1696

VTB

1663

HAI

1535

PVT

1437

TYA

1887

PVD

1689

FMC

1662

SCD

1531

NTL

1428

PNC

1883

BMI

1683

ICF

1662

VNE

1522

KBC

1424

AGF

1882

FPT

1683

VPK

1659

TNC

1514 MAFPF1

1419

VSH

1864

TDH

1681 DMC

1657

PET

1500

LSS

1416

SAV

1862

VIP

1677

VID

1655

VIC

1495

UIC

1416

KHP

1860

PRUBF1

1675

PTC

1654

ACL

1492

ALP

1413

HAS

1855

DHG

1674

PJT

1647

TRC

1486

DPR

1410

GIL

1845

DIC

1672

PAN

1643

TSC

1481

VSC

1409

SSC

1843

BMC

1671 MPC

1634

VTO

1481

L10

1407

- Tổng số cổ phiếu khảo sát là: 115 cổ phiếu

3. Kiểm định của phân tích hồi quy cùa thị trường chứng khoán

3.1. Kiểm định hành vi bầy đàn trong trường hợp Rm,t100

Model Summaryb

Model

,437a

,191

R Square

,096

Adjusted R Square

,00551265

Std, Error of the Estimate

,097

Change Statistics

R Square Change

101,160

F Change

df1

1915

df2

,000

Sig, F Change

1,854

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

,016

,429

-11,866

Std, Error

,000

,035

,851

Standardized Coefficients

Beta

,843

-,964

59,825

12,186

-13,940

,000

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

,016

,360

-13,535

Upper Bound

,017

,498

-10,196

Correlations

Zero-order

-,073

-,164

Partial

,268

-,304

Part

,265

-,303

Collinearity Statistics

Tolerance

,099

VIF

10,138

3.2. Kiểm định hành vi bầy đàn trong trường hợp Rm,t100 < 0

Model Summaryb

Model

,437a

,191

R Square

,089

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00566857

,091

Change Statistics

R Square Change

46,030

F Change

df1

927

df2

,000

Sig, F Change

1,884

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

,017

,415

-11,655

Std, Error

,000

,052

1,261

Standardized Coefficients

Beta

,797

-,925

40,584

7,958

-9,243

,000

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

,015

,312

-14,130

Upper Bound

,017

,517

-9,180

Correlations

Zero-order

-,082

-,169

Partial

,253

-,290

Part

,249

-,289

Collinearity Statistics

Tolerance

,098

VIF

10,219

3.3. Kiểm định hành vi bầy đàn trong trường hợp Rm,t100 > 0

Model Summaryb

Model

,481a

,231

R Square

,059

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00549465

,061

Change Statistics

R Square Change

31,840

F Change

df1

985

df2

,000

Sig, F Change

1,772

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

,016

Unstandardized Coefficients B

,441

-11,945

,000

Std, Error

,031

,696

Standardized Coefficients

Beta

,365

-,485

43,933

9,217

-10,342

,000

Sig,

,017

95% Confidence Interval for

Lower Bound

,121

-6,771

,018

Upper Bound

,244

-4,039

Correlations

Zero-order

-,057

-,168

,183

-,240

Partial

,180

-,240

Part

,244

Collinearity Statistics

Tolerance

4,093

VIF

3.4. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối 90% (Rm,t90 ) của Rm,t

Model Summaryb

Model

,473a

,224

R Square

,009

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00471195

,010

Change Statistics

R Square Change

8,017

F Change

df1

1532

df2

,000

Sig, F Change

1,803

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

,144

-3,305

,017

Std, Error

,000

,074

3,646

Standardized Coefficients

Beta

,180

-,084

55,026

1,936

-,906

,000

,053

,365

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

-,002

-10,456

,016

,017

,290

3,847

Upper Bound

,099

,089

Phân tích tương quan

Zero-order

,049

-,023

Partial

,049

-,023

Part

,074

Collinearity Statistics

Tolerance

13,435

VIF

3.5. Kiểm định hành vi bầy đàn trong trường hợp Rm,t90 < 0

Model Summaryb

Model

,648a

,423

R Square

,000

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00400702

,423

Change Statistics

R Square Change

,849

F Change

df1

737

df2

,428

Sig, F Change

1,825

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

,017

,098

-5,704

Std, Error

,000

,095

4,741

Standardized Coefficients

Beta

,144

-,168

43,800

1,029

-1,203

,000

,030

,023

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

,016

-,089

-15,011

Upper Bound

,017

,285

3,603

Phân tích tương quan

Zero-order

-,018

-,029

Partial

,038

-,044

Part

,038

-,044

Collinearity Statistics

Tolerance

,069

VIF

8,451

3.6. Kiểm định hành vi bầy đàn trong trường hợp Rm,t90 > 0

Model Summaryb

Model

,485a

,235

R Square

,222

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00512608

,034

Change Statistics

R Square Change

22,027

F Change

df1

792

df2

,000

Sig, F Change

1,907

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

,018

,104

-7,205

Std, Error

,000

,109

5,252

Standardized Coefficients

Beta

,254

-,074

20,062

1,174

-34,076

,000

,002

,003

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

,016

,008

-13,439

Upper Bound

,018

,435

7,180

Phân tích tương quan

Zero-order

,183

,169

Partial

,072

-,021

Part

,071

-,021

Collinearity Statistics

Tolerance

,079

VIF

9,715

3.7. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối 10% (Rm,t10 ) của Rm,t

Model Summaryb

Model

,582a

,338

R Square

,335

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00567637

,338

Change Statistics

R Square Change

97,422

F Change

df1

381

df2

,000

Sig, F Change

1,985

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

-,005

1,910

-35,277

Std, Error

,006

,388

5,700

Standardized Coefficients

Beta

2,069

-2,603

-,832

4,919

-6,189

,406

,000

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

-,018

1,147

-46,484

Upper Bound

,007

2,674

-24,069

Correlations

Zero-order

-,521

-,544

Partial

,244

-,302

Part

,205

-,258

Collinearity Statistics

Tolerance

,010

VIF

10,891

3.8. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối 10% (Rm,t10 ) của Rm,t, Rm,t10 < 0

Model Summaryb

Model

,636a

,404

R Square

,398

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00538030

,404

Change Statistics

R Square Change

63,802

F Change

df1

188

df2

,000

Sig, F Change

2,106

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

,006

1,320

-27,863

Std, Error

,008

,523

7,734

Standardized Coefficients

Beta

1,435

-2,048

2,524

-3,602

,656

,012

,000

,512

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

-,011

,288

-43,120

Upper Bound

,022

2,351

-12,605

Correlations

Zero-order

-,603

-,620

Partial

,181

-,254

Part

,142

-,203

Collinearity Statistics

Tolerance

,010

VIF

8,962

3.9. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối 10% (Rm,t10 ) của Rm,t, Rm,t10 > 0

Model Summaryb

Model

,549a

,301

R Square

,294

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00588654

,301

Change Statistics

R Square Change

40,901

F Change

df1

190

df2

,000

Sig, F Change

1,795

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

-,018

2,629

-44,485

Std, Error

,009

,571

8,311

Standardized Coefficients

Beta

2,836

-3,294

-1,952

4,608

-5,353

,052

,000

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

-,037

1,504

-60,879

Upper Bound

,000

3,755

-28,092

Correlations

Zero-order

-,442

-,472

Partial

,317

-,362

Part

,280

-,325

Collinearity Statistics

Tolerance

,010

VIF

10,951

3.10. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối 5% (Rm,t5 ) của Rm,t, Rm,t5

Model Summaryb

Model

,669a

,447

R Square

,441

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00488434

,447

Change Statistics

R Square Change

76,784

F Change

df1

190

df2

,000

Sig, F Change

2,011

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

-,034

3,414

-54,447

Std, Error

,025

1,263

16,057

Standardized Coefficients

Beta

2,551

-3,200

-1,399

2,704

-3,391

,164

,007

,001

Sig,

-,083

,923

-86,120

95% Confidence Interval for

Lower Bound

Upper Bound

,014

5,905

-22,774

Correlations

Zero-order

-,643

-,652

Partial

,192

-,239

Part

,146

-,183

Collinearity Statistics

Tolerance

,003

VIF

5,925

3.11. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối 5% (Rm,t5 ) của Rm,t, Rm,t5 < 0

Model Summaryb

Model

,740a

,547

R Square

,537

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00416252

,547

Change Statistics

R Square Change

56,200

F Change

df1

df2

,000

Sig, F Change

2,108

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

-,006

2,027

-37,799

Std, Error

,029

1,489

19,142

Standardized Coefficients

Beta

1,623

-2,353

-,226

1,361

-1,975

,822

,177

,051

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

-,063

-,930

-75,811

Upper Bound

,050

4,983

,213

Correlations

Zero-order

-,734

-,727

Partial

-,201

,140

Part

-,138

,095

Collinearity Statistics

Tolerance

,003

VIF

10,761

3.12. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối 5% (Rm,t5 ) của Rm,t, Rm,t5 > 0

Model Summaryb

Model

,628a

,395

R Square

,382

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00545282

,395

Change Statistics

R Square Change

30,650

F Change

df1

df2

,000

Sig, F Change

2,034

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

-,079

5,622

-81,188

Std, Error

,042

2,121

26,680

Standardized Coefficients

Beta

3,957

-4,543

-1,889

2,651

-3,043

,062

,009

,003

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

-,161

1,411

-134,162

Upper Bound

,004

9,834

-28,214

Correlations

Zero-order

-,579

-,591

Partial

,264

-,299

Part

,213

-,244

Collinearity Statistics

Tolerance

,003

VIF

6,129

3.13. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối 1% (Rm,t1 ) của Rm,t

Model Summaryb

Model

,715a

,512

R Square

,486

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00251922

,512

Change Statistics

R Square Change

19,926

F Change

df1

df2

,000

Sig, F Change

1,455

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

-,298

15,131

-184,555

Std, Error

,488

21,354

233,191

Standardized Coefficients

Beta

6,077

-6,787

,709

-,791

-,609

,483

,434

,546

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

-1,286

-28,097

-656,626

Upper Bound

,691

58,359

287,515

Correlations

Zero-order

-,710

-,711

Partial

,114

-,127

Part

,080

-,090

Collinearity Statistics

Tolerance

,000

VIF

5725,527

3.14. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối 1% (Rm,t1 ) của Rm,t, Rm,t < 0

Model Summaryb

Model

,556a

,309

R Square

,227

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00267292

,309

Change Statistics

R Square Change

3,794

F Change

df1

df2

,043

Sig, F Change

2,076

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

-,234

11,818

-142,862

Std, Error

,657

28,807

315,385

Standardized Coefficients

Beta

5,268

-5,816

,410

-,453

-,356

,687

,656

,727

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

-1,621

-48,960

-808,265

Upper Bound

1,153

72,596

522,541

Correlations

Zero-order

-,548

-,549

Partial

,099

-,109

Part

,083

-,091

Collinearity Statistics

Tolerance

,000

VIF

405,975

3.15. Kiểm định hành vi bầy đàn với phân phối 1% (Rm,t1 ) của Rm,t, Rm,t > 0

Model Summaryb

Model

,859a

,738

R Square

,709

Adjusted R Square

Std, Error of the Estimate

,00215392

,738

Change Statistics

R Square Change

25,316

F Change

df1

df2

,000

Sig, F Change

1,231

Durbin-Watson

Coefficientsa

Model

(Constant)

Rmt

Rmt2

Unstandardized Coefficients B

-,089

6,638

-98,482

Std, Error

,703

30,696

334,579

Standardized Coefficients

Beta

2,377

-3,235

,216

-,294

-,126

,831

,772

,901

Sig,

95% Confidence Interval for

Lower Bound

-1,567

-57,852

-801,407

Upper Bound

1,389

71,128

604,442

Correlations

Zero-order

-,858

-,859

Partial

,051

-,069

Part

,026

-,036

Collinearity Statistics

Tolerance

,000

VIF

8292,538

829,538