Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn trên thị trường chứng khoán Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH ------------------------------------------

CAO NGỌC HÀ

PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM HIỆU ỨNG BẦY ĐÀN TRÊN 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 ------------------------------------------

CAO NGỌC HÀ

PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM HIỆU ỨNG BẦY ĐÀN TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG

MÃ SỐ: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

GVHD: GS.TS. TRẦN NGỌC THƠ

TP.Hồ Chí Minh – Năm 2013

CỘNG HOÀ XÃ HỘI CHỦ NGHỈA VIỆT NAM Độc lập – Tự do – Hạnh phúc

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan Luận văn thạc sĩ kinh tế “Phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn trên thị trường chứng khoán Việt Nam” là công trình nghiên cứu của riêng tôi.

Các kết quả nghiên cứu trong Luận văn là trung thực và chưa từng được công

bố trong bất kỳ công trình nào khác.

Học viên

Cao Ngọc Hà

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC BẢNG

TÓM LƯỢC BÀI NGHIÊN CỨU ...................................................................................... 1

1. GIỚI THIỆU .................................................................................................................... 2

2. TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯƠC ĐÂY ................................. 6

2.1 Luận điểm ra đời Lý thuyết tài chính hành vi ...........................................................................6

2.1.1 Lịch sử ra đời Lý thuyết tài chính hành vi ..........................................................................6

2.1.2 Ba trụ cột của lý thuyết thị trường hiệu quả làm nảy sinh lý thuyết tài chính hành vi ......10

2.1.3 Điều kiện tồn tại của Tài chính hành vi ...........................................................................14

2.2 Ba luận cứ về Lý thuyết tài chính hành vi ...............................................................................16

2.2.1 Hành vi không hợp lý .......................................................................................................16

2.2.2 Giới hạn khả năng kinh doanh chênh lệch giá trên thị trường tài chính ..........................16

2.2.3 Hành vi không hợp lý mang tính hệ thống (Hành vi bầy đàn) ........................................20

2.3 Cơ sở của Mô hình ước lượng Hiệu ứng bầy đàn ...................................................................23

2.3.1 Tiếp cận hành vi bầy đàn dựa vào tương quan trong mẫu hình giao dịch .....................23

2.3.2 Tiếp cận hành vi bầy đàn sử dụng độ phân tán của tỷ suất sinh lợi ......................................24

2.3.3 Tiếp cận hành vi bầy đàn có xem xét ảnh hưởng của yếu tố nước ngoài .........................27

3. DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU ............................................................................................. 28

3.1 Nguồn dữ liệu ..........................................................................................................................28

3.2 Phương pháp xử lý số liệu .......................................................................................................29

4. PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM .................................................................................... 29

4.1. Kiểm định hành vi bầy đàn địa phương .................................................................................29

4.2. Vai trò của thị trường Mỹ ......................................................................................................30

4.3 Hành vi bầy đàn cho trường hợp thị trường tăng và giảm ......................................................33

4.4 Hành vi bầy đàn trong giai đoạn trầm lắng và hỗn loạn .........................................................36

5. KẾT LUẬN ..................................................................................................................... 38

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 4-1: Đo lường hành vi bầy đàn theo phương pháp của CCK (2000) ......................... 29

Bảng 4-2: Đo lường hành vi bầy đàn theo phương pháp của CZ (2010) ............................ 30

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

mô hình ................................................................................................................................ 31

Bảng 4-4: Kiểm định giả thuyết null: γ4 = γ5 = 0 ................................................................ 33

Bảng 4-5: Kết quả kiểm định hành vi bầy đàn cho trường hợp Rm,t> 0 và Rm,t< 0 ............. 35

Bảng 4-6: Kiểm định giả thuyết tương đồng: γ3 - γ4 = 0 .................................................... 36

Bảng 4-7: Kết quả kiểm định hành vi bầy đàn trong giai đoạn hỗn loạn và trầm lắng ....... 37

Bảng 4-8: Kiểm định giả thuyết null về sự không khác biệt giữa các hệ số bầy đàn trong

thời kỳ khủng hoảng và trầm lắng: γ3 - γ4 = 0 ..................................................................... 38

Tóm lược Bài nghiên cứu

Bằng cách sử dụng dữ liệu ngày từ 04/01/2006 đến 28/12/2012, bài nghiên

cứu tiến hành phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn trên thị trường chứng khoán

Việt Nam. Với nỗ lực thực hiện để kiểm định hành vi bầy đàn xuyên biên giới quốc

gia, bài nghiên cứu xem xét mức độ ảnh hưởng của các nhân tố từ thị trường Mỹ tác

động như thế nào đến hành vi đầu tư trên thị trường địa phương. Kết quả thực

nghiệm chỉ ra rằng sự hình thành bầy đàn ở thị trường Việt Nam cũng bị ảnh hưởng

bởi những điều kiện thị trường ở Mỹ trong giai đoạn mẫu 2006 – 2012. Tuy nhiên

vai trò của thị trường Mỹ lại trở nên suy yếu khi phân tích trong những điều kiện thị

trường khác nhau, hành vi bầy đàn cho trường hợp thị trường tăng và giảm, trong

giai đoạn trầm lắng và hỗn loạn. Ngoài ra, bằng cách sử dụng một Điểm ngưỡng tại

cột mốc 31/03/2009 để xem xét sức ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tín dụng Mỹ

năm 2008 đến thị trường nội địa, bằng chứng cho thấy thị trường chứng khoán Việt

Nam biểu lộ hành vi bầy đàn khi cuộc khủng hoảng diễn ra. Trong trường hợp này

tác động của thị trường Mỹ cũng không có ý nghĩa thống kê, bởi lẽ sự lan truyền

của cuộc khủng hoảng tài chính dường như là trên toàn thế giới, do đó các thông tin

từ thị trường Mỹ vốn đã phản ánh trong các thông tin thị trường địa phương và làm

cho các yếu tố từ thị trường Mỹ mất đi ý nghĩa trong mô hình.

1. Giới thiệu Trong cơ sở lý thuyết về tài chính hành vi, bầy đàn thường được sử dụng để

mô tả mối tương quan trong giao dịch do tương tác giữa các nhà đầu tư. Hành vi

này được xem là hợp lý cho các nhà đầu tư ít tinh vi, tức là những nhà đầu tư

thường cố gắng bắt chước theo kinh nghiệm tài chính hoặc theo các hành động của

các nhà đầu tư thành công, bởi vì nếu sử dụng thông tin/ kiến thức sở hữu riêng sẽ

phải chịu chi phí cao hơn. Hậu quả của hành vi bầy đàn này là, như Nofsinger và

Sias (1999) nhận thấy "một nhóm các nhà đầu tư kinh doanh theo cùng một hướng

trong suốt một khoảng thời gian". Bằng chứng cho thấy, điều này có thể dẫn đến

các mẫu hành vi quan sát có mối tương quan giữa các cá nhân và tạo ra hệ thống, ra

quyết định sai lầm bởi toàn bộ số đông (Bikhchandani et al., 1992). Vì vậy, để đạt

được mức độ đa dạng hóa, nhà đầu tư cần một lựa chọn chứng khoán đa dạng hơn,

nhờ đó sẽ có một mức độ tương quan thấp hơn giữa chúng. Ngoài ra, nếu những

nhà đầu tư tham gia thị trường có xu hướng bầy đàn xung quanh sự đồng thuận của

thị trường, hành vi giao dịch của nhà đầu tư có thể khiến giá tài sản đi chệch khỏi

nền tảng kinh tế. Kết quả là, giá tài sản không hợp lý.

Bằng chứng thực nghiệm về hành vi bầy đàn trong thị trường tài chính được

phân nhánh vào hai con đường. Con đường đầu tiên tập trung vào hành vi đồng

chuyển động dựa trên việc đo lường các tương quan động. Ví dụ, trong các kiểm

định của họ về hiệu ứng lây lan tài chính, Corsetti et al. (2005) tìm thấy một số lây

lan, một số phụ thuộc lẫn nhau giữa các thị trường chứng khoán Châu Á. Chiang et

al. (2007) cho thấy rằng hiệu ứng lây lan diễn ra trong giai đoạn đầu của cuộc

khủng hoảng tài chính Châu Á và hành vi bầy đàn chiếm ưu thế trong giai đoạn sau

của cuộc khủng hoảng, như các tin xấu trở nên phổ biến và các nhà đầu tư nhận ra

tác động toàn diện của cuộc khủng hoảng. Boyer et al. (2006) phát hiện ra rằng các

thị trường chứng khoán mới nổi có đồng chuyển động lớn hơn trong thời kỳ biến

động cao, cho thấy cuộc khủng hoảng lan rộng thông qua việc nắm giữ tài sản của

các nhà đầu tư quốc tế chủ yếu là do lây lan hơn là những thay đổi trong nguyên tắc cơ bản.

Con đường thứ hai để kiểm định hành vi bầy đàn tập trung vào độ phân tán

tương quan chéo của tỷ suất sinh lợi chứng khoán để đáp ứng với những thay đổi

liên tục của điều kiện thị trường. Bằng cách quan sát thông tin bất cân xứng trong

các thị trường mới nổi, các nhà nghiên cứu dự đoán rằng các nhà đầu tư trong

những thị trường này có nhiều khả năng biểu lộ hành vi bầy đàn. Trong nghiên cứu

của họ về hành vi bầy đàn quốc tế, Chang et al. (2000) đã tìm thấy bằng chứng đáng

kể của bầy đàn ở Hàn Quốc và Đài Loan và một phần bằng chứng về bầy đàn ở

Nhật. Tuy nhiên, không có bằng chứng về bầy đàn trên một bộ phận người tham gia

thị trường ở Mỹ và Hồng Kông. Bằng cách tập trung vào các cổ phiếu của Hồng

Kông, Zhou and Lai (2009) phát hiện ra rằng hành vi bầy đàn ở thị trường Hồng

Kông có xu hướng phổ biến hơn đối với các cổ phiếu nhỏ và các nhà đầu tư có

nhiều khả năng bầy đàn khi bán hơn là mua cổ phiếu. Đối với thị trường Trung

Quốc, Demirer and Kutan (2006) điều tra xem liệu các nhà đầu tư trên thị trường

Trung Quốc, khi đưa ra các quyết định đầu tư, có đi theo sự đồng thuận thị trường

hơn là dựa trên thông tin riêng hay không trong giai đoạn thị trường căng thẳng.

Nghiên cứu của họ cho thấy không có bằng chứng của sự hình thành bầy đàn, điều

đó có nghĩa là những nhà đầu tư tham gia thị trường chứng khoán Trung Quốc có

những lựa chọn đầu tư hợp lý. Tuy nhiên, trong một nghiên cứu gần đây về thị

trường chứng khoán Trung Quốc,Tan et al. (2008) khám phá ra rằng bầy đàn xảy ra

trong cả hai điều kiện thị trường tăng và giảm và đặc biệt hiện diện trong các nhà

đầu tư cổ phiếu A. Vậy, bằng chứng từ các nghiên cứu được trích dẫn ở trên cho

thấy các kết quả khác nhau và hầu hết hành vi bầy đàn hiện diện tại các thị trường

mới nổi và không có tại các thị trường tiên tiến.

Mặc dù các nghiên cứu nói trên đã có sự đóng góp để mô tả hành vi bầy đàn

trong nhiều thị trường khác nhau, tuy nhiên các nghiên cứu này chỉ mới giới hạn

trong một ranh giới thị trường duy nhất. Không có nỗ lực nào được thực hiện để

kiểm định hành vi bầy đàn qua biên giới quốc gia. Các kết quả thực nghiệm trước

đây tồn tại hai nhược điểm. Thứ nhất, từ quan điểm kinh tế, một mô hình dự toán

OLS mà một số biến quan trong bị bỏ qua có thể làm phát sinh những dấu hiệu sai

(Kennedy, 2008, trang 368). Thứ hai, bằng chứng thực nghiệm bắt nguồn từ một số

quốc gia chủ yếu chỉ nghiên cứu về hành vi địa phương, và do đó, các kết quả thực

nghiệm không phản ánh được một kiểm định rộng hơn cho một hiện tượng toàn cầu.

Kinh nghiệm gần đây cho thấy những cú sốc tài chính không đứng riêng lẽ

trong một quốc gia hoặc một địa phương. Forbes và Rigobon (2002) thấy rằng các

thị trường tài chính bằng cách nào đó phụ thuộc lẫn nhau trong thời kỳ biến động

cao. Chiang et al. (2007) tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa về đồng biến động ở các

thị trường chứng khoán khác nhau trong thời kỳ bất ổn tài chính ở giai đoạn sau của

cuộc khủng hoảng Châu Á. Trong các nghiên cứu của họ về những biến đối xuyên

quốc gia xét về độ biến động của chứng khoán ở cấp độ thị trường, Bekaert và

Harvey (1997) cho thấy rằng độ phân tán tỷ suất sinh lợi cao có liên quan đến độ

biến động thị trường cao hơn trong các thị trường phát triển. Họ cho rằng độ phân

tán có thể phản ánh tầm quan trọng của các luồng thông tin ngành/ doanh nghiệp

cho các thị trường này.

Nhận thấy được những tồn đọng từ những nghiên cứu đi trước, Chiang và

Zheng (2010) điều chỉnh phương pháp đo lường hành vi bầy đàn bằng cách kiểm

định độ phân tán tỷ suất sinh lợi chứng khoán chéo trong mối liên quan với một tập

hợp các biến giải thích, bao gồm tỷ suất sinh lợi chứng khoán nội địa tuyệt đối, điều

kiện thị trường nội địa quá độ, và những ảnh hưởng của thị trường nước ngoài.

Nghiên cứu của họ khác với các nghiên cứu trước đây ở những khía cạnh như sau.

Đầu tiên, các dữ liệu được sử dụng bởi Chang et al. (2000), Demirer và Kutan

(2006), Tan et al. (2008), và Zhou và Lai (2009) trong nghiên cứu về hành vi bầy

đàn được giới hạn trong một tập hợp các quan sát tương đối nhỏ và những nghiên

cứu của họ được giới hạn cho một số thị trường địa phương. Trong khi đó nghiên

cứu của Chiang và Zheng (2010) bao gồm 18 đơn vị kinh tế tiến bộ, Châu Mỹ La

Tinh, và các thị trường Châu Á. Thứ hai, Chiang và Zheng (2010) xác định tầm

quan trọng của thị trường Mỹ trong việc kiểm định hành vi bầy đàn thị trường địa

phương; bằng chứng từ nghiên cứu cho thấy trong đa số trường hợp, các nhà đầu tư

trong từng thị trường địa phương có hành vi bầy đàn theo thị trường Mỹ. Thứ ba,

việc sử dụng một tập hợp dữ liệu rộng hơn cho phép kiểm định hành vi đầu tư thuộc

các khu vực khác nhau. Cụ thể, Chiang và Zheng (2010) tìm thấy bằng chứng về

hành vi bầy đàn ở các quốc gia được phân loại thị trường cao cấp và ở các thị

trường Châu Á. Tuy nhiên, họ tìm thấy rất ít bằng chứng hỗ trợ cho hành vi bầy đàn

ở bốn thị trường Mỹ La Tinh. Thứ tư, nghiên cứu cũng chỉ ra được vai trò của cuộc

khủng hoảng tài chính trong phân tích thực nghiệm hành vi bầy đàn. Cụ thể, hành vi

bầy đàn diễn ra rõ ràng hơn trong khoảng thời gian mà cuộc khủng hoảng xảy ra.

Được thúc đẩy từ những nghiên cứu thực nghiệm nêu trên, bài nghiên cứu

này tập trung phân tích thực nghiệm hành vi bầy đàn trên thị trường chứng khoán

Việt Nam khoảng thời gian mẫu từ năm 2006 đến năm 2012 trong mối tương quan

động với độ phân tán tỷ suất sinh lợi chứng khoán của thị trường nước ngoài, cụ thể

ở đây là Mỹ, từ đó xác định được tầm quan trọng của thị trường Mỹ trong việc kiểm

định hành vi bầy đàn địa phương. Thứ hai, bài nghiên cứu này cũng tiến hành một

kiểm định để xem xét tác động của cuộc khủng hoảng tài chính có thực sự ảnh

hưởng chi phối trên thị trường. Mở rộng từ phần này, điều quan trọng là đánh giá

xem liệu có sự khác biệt của các hệ số bầy đàn trong thời kỳ khủng hoảng và trầm

lắng. Thứ ba, hành vi của nhà đầu tư sẽ được phân tích cụ thể trong những điều kiện

thị trường khác nhau, để kiểm tra xem các nhà đầu tư phản ứng khác nhau như thế

nào vào những ngày thị trường tăng và giảm, theo đó dữ liệu sẽ được chia thành hai

nhóm bằng cách sử dụng một biến giả. Bài viết này tiên phong trong việc mở rộng

nghiên cứu hành vi bầy đàn trên thị trường chứng khoán Việt Nam dưới tác động

của yếu tố nước ngoài kết hợp với thông tin từ thị trường nội địa trong nước, khác

với các cách tiếp cận truyền thống trước đây khi loại trừ nhân tố thị trường nước

ngoài ra khỏi mô hình kiểm định hành vi bầy đàn có khả năng tạo ra sự thiên lệch

trong kết quả nghiên cứu.

Phần còn lại của bài nghiên cứu được tổ chức như sau. Phần 2 trình bày mô

hình ước lượng cho kiểm định hành vi bầy đàn. Phần 3 mô tả dữ liệu. Phần 4 đưa ra

bằng chứng thực nghiệm và Phần 5 trình bày một bản tóm tắt và kết luận.

Mục tiêu nghiên cứu

- Phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn của các nhà đầu tư trên thị trường

chứng khoán Việt Nam trong thời gian từ 2006 đến 2012;

- Xem xét ảnh hưởng của các nhân tố nước ngoài trong việc kiểm định hành vi

bầy đàn địa phương, cụ thể là biến động của độ phân tán tỷ suất sinh lợi

chứng khoán Mỹ đến thị trường chứng khoán Việt Nam;

- Phân tích thực nghiệm hành vi của nhà đầu tư trong những điều kiện thị

trường khác nhau, hành vi bầy đàn cho trường hợp thị trường tăng và giảm,

trong giai đoạn trầm lắng và hỗn loạn;

- Đánh giá tác động của cuộc khủng hoảng tài chính có thực sự ảnh hưởng chi

phối trên thị trường, và trong giai đoạn này liệu tác động của nhân tố thị

trường Mỹ có còn ý nghĩa trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây

2.1 Luận điểm ra đời Lý thuyết tài chính hành vi

2.1.1 Lịch sử ra đời Lý thuyết tài chính hành vi

Trong vài thập niên gần đây, một khái niệm tài chính mới được nhắc đến

nhiều và rất gần gũi với các nhà kinh tế. Đó là Lý thuyết về tài chính hành vi.

Ngày nay, việc ứng dụng và nghiên cứu lý thuyết tài chính hành vi trở thành khá

phổ biến và còn giúp nhiều nhà đầu tư cải thiện đáng kể chiến lược đầu tư của mình.

Tài chính hành vi là một phần của tài chính, nghiên cứu để hiểu và giải thích

những biểu hiện mang tính tâm lý của con người trên thị trường tài chính, sử dụng

những kiến thức thuộc phạm trù tâm lý học, xã hội học và tài chính học để lý giải

những hành vi bất thường của nhà đầu tư mà chưa được lý giải trong nền tảng của

lý thuyết truyền thống.

Nghiên cứu tài chính hành vi là nghiên cứu ảnh hưởng tâm lý của nhà đầu tư

và những hệ quả theo sau lên thị trường tài chính. Tài chính hành vi đóng vai trò rất

quan trọng trong việc giải thích tại sao và làm thế nào thị trường có thể không hiệu

quả.

Để hiểu sâu hơn về Lý thuyết tài chính hành vi, điều quan trọng là cần tìm

hiểu sơ nét về lịch sử hình thành của lý thuyết này.

Có thể nói ý tưởng về Lý thuyết tài chính hành vi ra đời rất lâu nhưng lại

được ít nhiều người để ý và nghiên cứu. Trước đây, các nhà kinh tế học muốn tách

kinh tế học ra thành một ngành khoa học tự nhiên, mà khoa học tự nhiên thì được

giải thích bằng các quy luật, quy chuẩn có phần khô khan. Sau cuộc khủng hoảng

tài chính 1987 và khủng hoảng tài chính 2008, dường như người ta đặt dấu hỏi lên

các quy luật mà trước giờ chúng ta đang nghiên cứu dựa trên rủi ro và tỷ suất sinh

lợi vốn dĩ khá “lạnh lùng”.

Khi nhắc tới lịch sử của Lý thuyết tài chính hành vi, người ta thường nhắc tới

khởi đầu từ nghiên cứu đầu tay của nhà tâm lý học người Pháp, Jean-Gabriel De

Tarde (1843 – 1904), về ứng dụng tâm lý học vào khoa học kinh tế với tác phẩm

“La psychologie économique” xuất bản năm 1903 và George Charles Selden với tác

phẩm “Psychology of the Stock Market” xuất bản năm 1912. Sau đó, mãi tới năm

1973, tài chính hành vi mới có những bước tiến đáng kể khi mà hai nhà tâm lý học

tài năng Amos Tversky và Daniel Kahneman đưa ra những thuật toán sẵn có để ước

lượng tần suất nhóm hay xác suất của các sự kiện bằng thuật toán này. Tversky và

Daniel Kahneman đã đưa ra 03 thuật toán được ứng dụng nhiều trong việc đưa ra

quyết định trong tình trạng không chắc chắn:

 Tính đại diện: Khi ai đó yêu cầu đánh giá xác xuất mà một sự vật hay sự kiện

A phụ thuộc vào cách thức và mức độ xảy ra của sự vật và sự kiện B, những

xác suất xảy ra được đánh giá bằng mức độ mà A là đại diện của B, tức là

mức độ của A tương đồng với B.

 Tính sẵn có: Khi ai đó được yêu cầu đánh giá tần suất của nhóm hay khả

năng xảy ra của một sự kiện, họ làm vậy bằng cách làm đơn giản hóa những

trường hợp hay sự kiện có thể được mang ra để bàn luận.

 Cái neo và những nhận định: Trong dự tính bằng số học, khi một giá trị liên

quan (một cái neo) có sẵn, người ta bắt đầu đánh giá từ một giá trị ban đầu

được điều chỉnh để mang lại giá trị cuối cùng. Giá trị ban đầu này có thể

được đề nghị dưới dạng công thức hay có thể là kết quả của một phép tính

nào đó.

Sang những năm 1980, lý thuyết tài chính hành vi được thảo luận rải rác

trong một số nghiên cứu của các học giả kinh tế nổi tiếng như:

 Nhà kinh tế học người Mỹ - Richard H. Thaler với những thảo luận như: sự

thiếu hụt của chi phí cơ hội, thất bại trong việc bỏ qua chi phí chìm, hành vi

nghiên cứu, lựa chọn không để lựa chọn và hối tiếc, tự kiểm soát. Ngoài ra,

ông còn đề cập đến khái niệm “tính toán bất hợp lý”, theo đó người ta cố

gắng mô tả các quá trình mà nhờ đó người ta tập hợp, phân loại và đánh giá

những tác động/hậu quả kinh tế. Sau đó, ông tiếp tục theo đuổi khái niệm này

cùng với Werner F.M De Bondt cho ra học thuyết mang tên “học thuật về

tính toán bất hợp lý”.

 Năm 1981, Tversky và Kahneman giới thiệu “mẫu hình”, hai ông đã chỉ ra

những tâm lý chính chi phối nhận thức về các vấn đề đưa ra quyết định, đánh

giá khả năng và kết quả gây ra của những thay đổi về sở thích đã được dự

báo trước trong các tình huống khác nhau mà chúng được sắp đặt trước.

 Trong thời gian này, đánh dấu cao điểm nhất là tác phẩm “Đánh giá dưới

mức chắc chắn: các thuật toán, kinh nghiệm và xu hướng có tính lệch

lạc” xuất bản năm 1982 của Kahneman, Slovic và Tversky với 35 chương

mô tả những nhận định khác nhau về thuật toán và thành kiến họ đưa ra.

 Năm 1988, đánh dấu bằng sự kiện Samuelson và Zeckhauser nêu ra một

chuỗi các bằng chứng thực nghiệm về việc ra quyết định và đã phát hiện ra

hiện tượng “xu hướng lệch lạc”. Đó là hiện tượng lệch lạc về nhận thức dẫn

người ta thích những thứ còn lại tương tự hay những thứ thay đổi một ít có

thể nếu họ bắt buộc phải thay đổi ý kiến của mình.

 Sang năm 1990, Kahneman, Knetch và Thaler đã cùng báo cáo một vài thực

nghiệm để mô tả “tâm lý sợ mất mát” và “hiệu ứng bầy đàn” thất bại ngay cả

trong thị trường sắp đặt với những cơ hội để học và kết luận rằng chúng là

những đặc tính nền tảng.

 Năm 1992, Banerjee phát triển một mô hình đơn giản về hành vi bầy đàn.

Cũng năm đó, Kahneman và Tversky công bố phần bổ sung lý thuyết triển

vọng của họ bằng “lý thuyết triển vọng lũy tiến”. Hệ phương pháp luận mới

này đã tận dụng tính lũy tiến hơn là mức độ quyết định riêng biệt đến sự

không chắc chắn cũng như những rủi ro kỳ vọng với bất kỳ mức độ hệ quả

nào. Nó cũng tính đến mức độ tăng thêm khác nhau của thu nhập và mất đi.

 Năm 1995, Grinblatt, Titman và Wermers đã phân tích hành vi của các “quỹ

mở”, ông đã tìm thấy bằng chứng của những chiến lược đầu tư đòn bẩy và

hiện tượng đầu cơ.

 Năm 1997, bằng nghiên cứu thực nghiệm, Basu đã tìm ra được “tính bảo

thủ” mà nhờ đó ông đã giải thích được vì sao mà thị trường phản ứng với tin

xấu nhanh hơn những tin tốt.

 Sang năm 1999, Camerer và Lavallo đã tìm thấy một cách thực chứng rằng

“sự quá tự tin” và “sự quá lạc quan” dẫn đến những lối kinh doanh quá mức.

Wermer (1999) đã nghiên cứu thêm về “đầu cơ” và nhận thấy rằng khuynh

hướng đầu cơ có dấu hiệu tăng cao nhất trong giao dịch ở những cổ phiếu

nhỏ và những nguồn tiền có khuynh hướng tăng.

 Năm 2000, Rabin đã đưa ra những lý lẽ có tính thuyết phục chỉ ra rằng lý

thuyết thị trường hiệu quả là một sự giải thích hoàn toàn đáng nghi ngờ cho

những rủi ro không mong muốn đối với những nguyên tắc hiện đại. Lee và

Swaminathan (2000) cũng chỉ ra rằng những khối lượng giao dịch trong quá

khứ có mối liên hệ quan trọng giữa “đòn bẩy” và “chiến lược giá”. Nó giúp

làm tương thích giữa tác động của “phản ứng dưới mức” và “phản ứng quá

mức”.

 Các nhà kinh tế học bắt đầu quan tâm nhiều hơn đến tài chính hành vi và

kinh tế toàn cầu khi Robert Shiller xuất bản quyển sách nổi tiếng “Sự mơ hồ

bất hợp lý” năm 2000 (cuốn tái bản lần thứ 2 năm 2005 có cập nhật thêm

“bong bóng nhà đất”) dự báo chính xác sự sụp đổ của thị trường cổ phiếu

toàn cầu không lâu sau đó, đã tạo bước ngoặt lớn cho những nhà nghiên

cứu tài chính hành vi liên tục đưa ra các nghiên cứu mới.

 Năm 2002, Gilovish, Griffin và Kahneman xuất bản ấn phẩm nổi tiếng về Tài

chính hành vi (Heritics and Biases: The psychology of Instuitive Judgement).

Cuốn sách là sự kết hợp hầu hết những nhân tố quan trọng nhất của Lý thuyết tài

chính hành vi. Trong đó các tác giả nêu ra 06 thuật toán hay sự trải nghiệm

chung gồm: sự ảnh hưởng, tính sẵn có, tính hệ quả, tính trôi chảy, tính tương

đồng và tính bất ngờ và 06 thuật toán kinh nghiệm riêng gồm phân phối, thay

thế, sự tổn thương, nguyên mẫu, sự thừa nhận, lựa chọn bằng thích thú và lựa

chọn mặc định. Trong tác phẩm của các tác giả, đã thay thế 02 nhân tố của tài

chính hành vi là “Lệch lạc trong tình huống điển hình” bằng tính phân phối và

thay thế và sự neo kéo – nhận định bằng “thuật toán hiệu ứng”.

 Sau cuộc đại khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008, mà điển hình là cuộc

khủng hoảng “bong bóng” nhà đất tại Mỹ đã khiến người ta phải quan tâm nhiều

đến lý thuyết này nhằm giải thích những hiện tượng bất thường của kinh tế mà

các lý thuyết trước đây chưa chỉ ra được.

Một trong những tranh luận gay gắt nhất là lý thuyết thị trường hiệu quả, đó

là nhiều người đã đổ lỗi cho cuộc khủng hoảng tài chính là do lý thuyết thị trường

hiệu quả và cũng có quan điểm bảo vệ nó vì người ta vốn đã không cho thị trường là

hiệu quả.

Dưới đây nghiên cứu về 03 trụ cột của thị trường hiệu quả từ đó đưa ra luận

điểm về tài chính hành vi.

2.1.2 Ba trụ cột của lý thuyết thị trường hiệu quả làm nảy sinh lý thuyết tài chính hành vi Thị trường hiệu quả có thể được hiểu là nơi mà tại bất kỳ thời điểm nào, tất

cả các thông tin mới đều được những người tham gia thị trường nắm bắt một cách

nhanh chóng, thông tin nhanh chóng được phản ánh vào giá cả thị trường và các nhà

đầu tư phản ứng một cách đúng đắn với tất cả thông tin sẵn có.

Theo lý thuyết này thì “giá luôn đúng”, và đúng bằng giá trị cơ bản của tài

sản đó. Đây chính là tổng chiết khấu của dòng tiền kỳ vọng trong tương lai, nhà đầu

tư phản ứng một cách chính xác với thông tin sẵn có, và tỷ suất chiết khấu phù hợp

với các mẫu hình lựa chọn phù hợp một cách chuẩn tắc. Và không có chiến lược

đầu tư nào có thể kiếm được nhiều tiền hơn mức lợi tức trung bình đã điều chỉnh

rủi ro.

Khi nghiên cứu về lý thuyết tài chính hành vi trong mối tương quan với lý

thuyết thị trường hiệu quả, người ta đã tìm ra 03 trụ cột của thị trường hiệu quả và

06 bài học dẫn dắt cho các quyết định và hành vi các nhà đầu tư khôn ngoan trong

một số tình huống nhất định có thể bị hoài nghi về tính hiệu quả của nó.

 Sáu bài học của thị trường hiệu quả là:

 Bài học 1: Thị trường không có trí nhớ

 Bài học 2: Hãy tin vào giá thị trường

 Bài học 3: Hãy đọc sâu

 Bài học 4: Không có các ảo tưởng tài chính

 Bài học 5: Phương án tự làm lấy

 Bài học 6: Đã xem một cổ phần, hãy xem tất cả

 Ba trụ cột của lý thuyết thị trường hiệu quả và giới hạn của nó làm nảy

sinh lý thuyết tài chính hành vi

Lý thuyết thị trường hiệu quả có ba giả định chính hay ba trụ cột được kỳ

vọng là không thể phá vỡ nổi.

 Trụ cột 1: Nhà đầu tư khôn ngoan:

Rất khó để có thể đưa ra một khái niệm đầy đủ nhất về nhà đầu tư khôn

ngoan hay nhà đầu tư duy lý. Nhưng ta có thể hiểu nhà đầu tư khôn ngoan là những

nhà đầu tư đánh giá chính xác giá trị cơ bản của chứng khoán và họ cũng phản ứng

hay xử lý một các đúng đắn với tất cả thông tin.

Bằng những thuật toán, những công cụ như mô hình CAPM, mô hình kinh

doanh chệnh lệch giá (APT), mô hình danh mục đầu tư của Markowitz,…. để đánh

giá giá trị cơ bản của tài sản, đưa nó về giá trị cơ bản nếu có việc định giá sai xảy

ra.

Nhưng thực tế, không phải ai cũng hoàn hảo như vậy, có những nhà đầu tư

phản ứng bất thường trên thị trường và lý thuyết thị trường hiệu quả giả thiết rằng

họ phản ứng không có tương quan hay mối liên hệ nào.

Tuy nhiên, thị trường hiệu quả cũng nhận thấy có một số các nhà đầu tư bất

thường và hành động của họ được giả thiết ở trụ cột 2.

 Trụ cột 2: Các sai lệch không tương quan

Một vài nhà đầu tư có thể có các hành vi bất thường (còn được gọi là

nhà đầu tư bất thường hay “nhà giao dịch gây nhiễu”), tuy nhiên nếu những hoạt

động đầu tư này chỉ mang tính ngẫu nhiên, tự phát và không tương quan với nhau

thì liền sau đó giao dịch của họ sẽ bị loại trừ bởi các nhà đầu tư khôn ngoan và kết

quả hoạt động của họ không ảnh hưởng đến giá. Tính logic đằng sau giả định này là

hoạt động giao dịch của nhà đầu tư có tương quan kém với những người khác.

Nếu hành vi của con người là ngẫu nhiên sẽ không có lo ngại về tính hiệu

quả của thị trường, bởi vì giao dịch của họ có thể bị loại trừ. Sẽ không gây ra một

ảnh hưởng đáng kể nào đến giá. Tuy nhiên, chúng ta sẽ thấy trong các phần hai của

bài, các nhà tâm lý học bằng thực nghiệm đã chỉ ra rằng các nhà đầu tư bất thường

với phán đoán sai thường có xu hướng chung – nghĩa là người ta thường đi chệch

khỏi sự kỳ vọng của mình theo cùng một phương thức tương tự nhau. Hay hành vi

bất thường của họ có tính tương quan nhau thì đây là vấn đế đáng để bàn! Nó có

thể đẩy giá xa hơn nữa so với giá trị cơ bản. Tuy nhiên, trong thị trường hiệu quả

vẫn tồn tại trụ cột 3 có thể “hóa giải” hoặc ngặn chặn điều này và đưa giá trở về

giá trị cơ bản, giá trị thực ban đầu. Đó là nghiệp vụ kinh doanh chênh lệch giá.

 Trụ cột 3: Kinh doanh chênh lệch giá không bị giới hạn

Nếu các nhà đầu tư bất thường có hành vi phi lý, các hoạt động này lại có

tương quan cao với nhau. Thì theo lý thuyết thị trường hiệu quả, các nhà đầu tư

khôn ngoan nhìn thấy được việc định giá sai này, họ sẽ dùng nghiệp vụ kinh doanh

chênh lệch giá, với giả thiết không bị giới hạn kinh doanh chênh lệch giá, để điều

chỉnh việc định giá sai và xóa bỏ hành động bất thường của nhà đầu tư. Từ đó, họ

vừa tìm được lợi nhận vừa đưa giá chứng khoán bị định giá sai về trạng thái giá trị

thực ban đầu. Bằng cách mua chứng khoán rẻ và bán chứng khoán mắc. Kết quả

là thị trường vẫn giữ nguyên tính hiệu quả. Thị trường hiệu quả cho rằng việc kinh

doanh chênh lệch giá nó sẽ không tốn chi phí và gánh chịu rủi ro.

Nhưng thực tế có giới hạn cho hoạt động kinh doanh chênh lệch giá không?

Và nếu cả 03 trụ cột này đều bị đánh bại thì người ta sẽ hoài nghi về tính hiệu quả

của thị trường.

Bằng những nghiên cứu thực nghiệm trên thị trường người ta phát hiện ra

rằng có những thời điểm cả 03 trụ cột này không thể giải thích được thực tế thị

trường. Và đôi khi sự định giá sai này không những không được điều chỉnh về giá

trị cơ bản mà nó còn bị đẩy đi rất xa, nhiều khi cũng được xem là nguyên nhân của

các cuộc khủng hoảng tài chính.

Qua hàm ý trên dường như lý thuyết thị trường hiệu quả không đủ để giải

thích kết quả thực nghiệm trên thị trường và dường như “thị trường thì có thể hiệu

quả nhưng con người thì không hiệu quả”, mà chủ thể tham gia thị trường chính là

con người.

Trước thực tế của các cuộc khủng khoảng tài chính và sự “nổi loạn” của thị

trường tài chính người ta đòi hỏi một lý thuyết hay một công trình nghiên cứu khác

bổ sung cho thị trường hiệu quả vì trong một số trường hợp nhất định thì thị

trường hiệu quả không còn phát huy tác dụng của nó nữa.

Năm 2002, lần đầu tiên trong lịch sử giải thưởng Nobel kinh tế được trao

cho một nhà tâm lý học, thay vì trước đây chỉ là các nhà kinh tế học, đó là Daniel

Kahneman vì sự đóng góp của ông trong kinh tế học hành vi nhất là lý thuyết triển

vọng, với hợp tác giúp đỡ của Amos Tversky. Hay tác phẩm nổi tiếng của Robert

Shiller “Sự mơ hồ bất hợp lý” (2000) dự báo chính xác sự sụp đổ của thị trường tài

chính không lâu sau đó.

Từ đó hàng loạt các nghiên cứu về hành vi con người trong thị trường tài

chính được công bố và cụm từ “tài chính hành vi” được nhắc đến thường xuyên

hơn. Với 03 luận điểm chính của mình, lý thuyết tài chính hành vi đã chỉ ra những

giới hạn nhất định của 03 trụ cột trong lý thuyết thị trường hiệu quả và chỉ ra rằng

không phải lúc nào thị trường cũng hiệu quả.

2.1.3 Điều kiện tồn tại của Tài chính hành vi

 Lý thuyết tài chính hành vi

Trước đây, các nhà kinh tế học có khuynh hướng tách tài chính thành một bộ

môn khoa học tự nhiên, mà khoa học tự nhiên thì được giải thích bằng các quy luật,

các định đề khô khan,… và tách nó khỏi khoa học xã hội. Chính vì thế mà một

thời gian dài, khái niệm “tài chính hành vi” được ít người quan tâm đến.

Vậy tài chính hành vi là gì? Khi nào thì tác động từ hành vi của con người

ảnh hưởng mạnh mẽ đến việc định giá sai? Nó giải thích, bổ sung cho thị trường

hiệu quả ra sao?

Lý thuyết tài chính hành vi, hay tài chính hành vi, có thể được hiểu là lý

thuyết sử dụng các nghiên cứu về tâm lý và hành vi con người nhằm lý giải các vấn

đề tài chính.

Hay hàn lâm hơn: Lý thuyết tài chính hành vi là một phạm trù của tài chính,

nó nghiên cứu bổ sung cho những lý thuyết tài chính truyền thống bằng việc giới

thiệu hành vi tác động đến tiến trình ra quyết định. Trái ngược với quan điểm của

Markowitz và Sharp, tài chính hành vi liên quan đến cá nhân và cách thức thu

nhận, sử dụng thông tin. Nghiên cứu lý thuyết tài chính hành vi giúp hiểu và dự

báo những dính líu giữa quá trình ra quyết định mang tính tâm lý với hệ thống tài

chính.

Có thể diễn giải tài chính hành vi thông qua hình ảnh các yếu tố chi phối

đến nó như sau:

Hình minh họa các yếu tố tác động đến tài chính hành vi

 Tâm lý học: là ngành khoa học nghiên cứu hoạt động, tinh thần và tư

tưởng của con người (cụ thể đó là những cảm xúc, ý chí và hành

động). Tâm lý học cũng chú tâm đến sự ảnh hưởng của hoạt động thể

chất, trạng thái tâm lý và các yếu tố bên ngoài lên hành vi và tinh thần

của con người

 Xã hội học: là khoa học về các quy luật và tính quy luật xã hội chung với

đặc thù của sự phát triển và vận hành của hệ thống xã hội xác định về mặt

lịch sử; là khoa học về các cơ chế tác động và các hình thức biểu hiện của

các quy luật đó trong các hoạt động của cá nhân, các nhóm xã hội, các giai

cấp, tôn giáo, văn hóa và các dân tộc.

 Tài chính: là phạm trù kinh tế, phản ánh các quan hệ phân phối của cải xã

hội dưới hình thức giá trị, có thể đại diện bằng các mô hình, lý thuyết tài

chính.

 Ba điều kiện tồn tại của tài chính hành vi

Lý thuyết thị trường hiệu quả cho rằng bất kỳ sự định giá sai nào xảy ra trên

thị trường, thì bằng 03 trụ cột trên của thị trường hiệu quả sẽ đưa giá về đúng giá

trị thực của nó. Nhưng nếu điều đó không xảy ra mà xảy ra đồng thời 03 điều điện

sau của tài chính hành vi thì việc định giá sai sẽ trở nên trầm trọng hơn thậm chí gây

ra khủng hoảng tài chính.

 Tồn tại hành vi không hợp lý

 Hành vi bất hợp lý mang tính hệ thống

 Giới hạn khả năng kinh doanh chênh lệch giá

Chính 03 điều kiện này đã làm cho lý thuyết tài chính hành vi với nền tảng

cơ bản là “thị trường không luôn luôn đúng”, đã đặt ra một đối trọng lớn đối với lý

thuyết “thị trường hiệu quả”, cơ sở của các lý thuyết tài chính cơ bản trong suốt 4, 5

thập kỷ gần đây.

2.2 Ba luận cứ về Lý thuyết tài chính hành vi

2.2.1 Hành vi không hợp lý

Có rất nhiều trường phái tâm lý học nghiên cứu về con người như là Tâm

lý học hành vi, Tâm lý học cấu trúc, Phân tâm học, Tâm lý học nhân văn, Tâm lý

học nhận thức, Tâm lý học hoạt động,… trong đó tâm lý học hành vi và tâm lý

học nhận thức giúp đưa ra nhiều luận điểm giải thích hành vi bất hợp lý của con

người trong xã hội nhất là trong thị trường tài chính. Nhận thức sai lệch sẽ dẫn

đến hành vi sai lệch, nhưng hành vi sai lệch thì chưa chắc do nhận thức sai, mà

có thể do tính chủ quan trong hành vi người thực hiện.

 Tâm lý học hành vi do John Broadus Watson (1878 – 1958) người Mỹ chủ

trương không mô tả hay giảng giải về các trạng thái ý thức của con người,

mà chỉ cần nghiên cứu hành vi của họ là đủ. Hành vi được quan niệm là

tổng số các cử động bề ngoài được nảy sinh để đáp lại một kích thích hay

mong muốn nào đó của con người.

 Tâm lý học nhận thức: Đại diện sáng giá cho trường phái này là Jean

Piaget (1896 - 1980). Đối tượng nghiên cứu của Tâm lý học nhận thức là

hoạt động nhận thức của con người trong mối quan hệ với môi trường, với

cơ thể và não bộ. Trường phái này đã phát hiện được nhiều sự kiện khoa

học có giá trị đạt tới một trình độ mới như tri giác, trí nhớ, tư duy, ngôn

ngữ.

Như đã trình bày ở phần đầu, một trong những khái niệm nền tảng trong tài

2.2.2 Giới hạn khả năng kinh doanh chênh lệch giá trên thị trường tài chính

chính là kinh doanh chênh lệch giá, nó được hiểu như là “hoạt động mua và bán

đồng thời một loại tài sản như nhau trên hai thị trường khác nhau nhằm thu lợi

nhuận từ sự khác biệt về giá (Sharpe and Alexander, 1990). Theo lý thuyết thì

những hoạt động như vậy yêu cầu không giới hạn vốn và rủi ro. Khi nhà kinh

doanh chênh lệch giá mua chứng khoán/tài sản giá thấp và bán chính nó ở thị

trường có giá cao hơn, anh ta sẽ nhận ngay lợi nhuận do hoạt động này.

Kinh doanh chênh lệch giá đóng vai trò quan trọng trong việc phân tích thị

trường chứng khoán, bởi vì ảnh hưởng của nó làm cho giá chứng khoán bị định sai

trở về giá trị cơ bản và giữ cho thị trường hiệu quả.

Và tại sao trong thực tế vẫn có những trường hợp định giá sai, mà kinh

doanh chênh lệch giá không thể đưa nó về giá trị cơ bản được?

Một giải thích được chấp nhận rộng rãi trong trường phái tài chính hành vi là

có 2 dạng định giá sai: một dạng là thường xuyên xảy ra và có thể kinh doanh

chênh lệch giá được, một dạng là không thể xảy ra, kéo dài và không thể kinh

doanh chênh lệch giá được (nói một cách khác, khó mà xác định được khi nào

mức định giá sai đã đạt tới giới hạn trên hay dưới và điều chỉnh lại). Nếu tham

gia “chỉnh sửa” kiểu định giá sai dạng 2 thì rất dễ rơi vào trạng thái “tiền mất, tật

mang”.

Và “tài chính hành vi” cho rằng khi mà sự sai lệch giá một cách dữ dội thì

các chiến lược được thiết kế để điều chỉnh giá có thể phải bao gồm cả rủi ro và chi

phí, chính điều này làm cho kinh doanh chênh lệch giá trở nên kém hấp dẫn hơn.

Do đó, không hẳn mọi lúc thì việc kinh doanh chênh lệch giá là không rủi ro và

không tốn phí như quan điểm của thị trường hiệu quả. Kết quả là việc định giá sai

đã không được điều chỉnh như kỳ vọng ban đầu.

Có 03 vấn đề chính được nhiều nhà nghiên cứu tài chính hành vi đưa ra về

giới hạn kinh doanh chênh lệch giá không giải thích được, làm cho việc định giá

sai trở nên trầm trọng hơn, đó là rủi ro cơ bản, chi phí thực hiện và rủi ro từ những

nhà giao dịch nhiễu hay rủi ro nhà đầu tư bất hợp lý.

 Rủi ro cơ bản

Theo nghiên cứu của Andrei Shleifer and Lawrence H.Summers (1990) thì hai

ông cho rằng có 02 loại rủi ro làm cản trở hoạt động kinh doanh chênh lệch giá, đó là

Rủi ro cơ bản và Rủi ro về giá khi bán lại trong tương lai. Hai loại rủi ro này tụm chung

lại muốn ám chỉ tâm lý của những nhà kinh doanh chênh lệch giá “thua ngay trên chính

quyết định của mình”. Với thông tin hiện có, họ nhận thấy giá chứng khoán đang quá

cao và họ bán chúng ngay để kiếm lời. Nhưng sau đó, lại có những thông tin mới tốt

hơn, mức kỳ vọng về giá còn cao hơn nữa, họ chịu đựng tâm lý mất mát do chính quyết

định ban đầu của mình. Tâm lý sợ mất mát này đã làm cản trở ý định kinh doanh chênh

lệch giá ban đầu. Dẫn đến kinh doanh chênh lệch giá không xảy ra.

Theo nghiên cứu của Nicholas Barberis (2003) thì ông chỉ ra rằng trong tình

huống khi một ngành công nghiệp bị định giá sai, thì chỉ cần một chứng khoán bị định

giá sai thì dẫn đến việc các chứng khoán thuộc ngành đó cũng bị định giá sai. Hay

chứng khoán mà mình nghĩa là định giá đúng cũng chưa chắc 100% nó đúng giá trị cơ

bản.

 Chi phí thực hiện

Một vấn đề cách tiếp cận này là hàng triệu nhà đầu tư nhỏ không hẳn ai cũng có

kiến thức và thông tin để thực hiện hoạt động kinh doanh chênh lệch giá. Chính vì

không có kiến thức chuyên sâu để có thể xác định được thời điểm kinh doanh chênh

lệch giá nên các nhà đầu tư này thường gửi tiền của mình cho một tổ chức hoặc các cá

nhân chuyên nghiệp để đầu tư dùm họ. Điều này làm nảy sinh vấn đề về mối quan hệ

đại diện, phát sinh một chi phí là chi phí giao dịch.

Andrei Shleifer và Vishny khi nghiên cứu về giới hạn của hoạt động kinh doanh

chênh lệch giá ông đưa ra 01 ví dụ về trái phiếu đô thị Bund29 (loại trái phiếu Đức) giao

dịch trên hai sàn London (Anh) và Frankfurt (Đức). Giả sử rằng các hợp đồng kỳ hạn

trái phiếu này hoàn toàn giống nhau trong tất cả các điều khoản (nghĩa là chúng có thể

thay thế hoàn toàn cho nhau). Và giả sử tình huống rằng giá hợp đồng kỳ hạn ở London

cao hơn giá tại thị trường Frankfurt. Phản ứng trước việc này một nhà kinh doanh chênh

lệch giá sẽ bán hợp đồng này tại thị trường Anh và mua một hợp đồng kỳ hạn tại

Frankfurt.

Với thị trường giao sau, người ta phải đóng một khoản ký quỹ hay một khoản

tiền đảm bảo để thực hiện hợp đồng. Giả sử hợp đồng London tăng lên và hợp đồng

Frankfurt đi xuống, ngụ ý rằng bạn phải “đóng thêm tiền” cho cả hai thị trường để duy

trì trạng thái giao dịch. Nếu bạn có đủ tiền để bỏ vào duy trì trạng thái của mình, giả dụ

đến thời gian đáo hạn bạn vẫn nhận được tiền với xác suất là 100%. Tuy nhiên, nếu bạn

không còn tiền để duy trì trạng thái nữa, bạn có thể hoặc phải xoay tiền để bù vào hoặc

chấm dứt vị trí của mình tại mức lỗ.

Điều này sẽ nhẹ nhàng hơn nếu đó là tiền của bạn hay bạn không bị giới hạn về

vốn, bạn phải xoay tiền bù vào hoặc mất tiền ngay cả khi bạn chắc chắn 100% nhận

được mức lời khi đến hạn hợp đồng.

Tuy nhiên điều này không còn đơn giản nữa, nếu bạn đang quản lý tiền của

người khác. Họ có quyền thuê bạn và cũng có quyền sa thải bạn nếu bạn không đạt

được mức kỳ vọng của họ. Đứng ở góc độ của bạn, bạn nhìn vào giá trị tương lai bạn

nhận được với xác suất 100% là thắng chỉ cần duy trì trạng thái giao dịch thôi, nhưng ở

góc độ “người giao tiền” hay “ông chủ”, họ quan tâm đến tài sản của mình ngày càng

âm đi hơn đến giá trị nhận được trong dài hạn dài hạn. Và vấn đề là không ai biết chính

xác khi nào việc định giá sai chấm dứt (ngắn hạn hay dài hạn) và ông chủ không phải

nộp thêm tiền nữa?. Nên họ không còn tin tưởng giao tiền cho bạn nữa, kết quả là bạn

phải rút vị thế của mình trong trạng thái lỗ, cùng với bị sa thải. Chính hai điều này (cả

ông chủ và người kinh doanh chênh lệch giá) làm cho người ta không còn mặn mà với

kinh doanh chênh lệch giá nữa. Giá không được điều chỉnh như mong muốn ban đầu.

Ngoài ra, trong thị trường còn có nghiệp vụ mua bán khống chứng khoán, điều gì

sẽ xảy ra nếu bạn không có cổ phiếu để bán? Điều này đồng nghĩa với việc rằng nhà

kinh doanh chênh lệch giá sẽ nhanh chóng thoát khỏi vị thế bán khống của họ trước thời

hạn, dù họ không muốn điều đó.

Owen Lamont và Richard Thaler, đã đưa ra nghiên cứu thực nghiệm của mình

về hiện tượng công ty 3Com và Palm. Người ta có thể mua trực tiếp cổ phiếu Plam hoặc

gián tiếp mua cổ phiếu 3Com. Vì tỷ lệ 1.5 cổ phiếu Palm đổi được 03 cổ phiếu 3Com.

Khi giao dịch lần đầu, Palm được bán với giá 95.06$ và 3Com bán với giá $81.81. Lúc

này giá 3Com rẻ quá, người ta bán Palm và điều đó quá dễ thấy, nhưng thật đáng kinh

ngạc, việc định giá sai lại kéo dài trong nhiều tháng. Thực tế, lý do của việc định giá sai

trở nên trầm trọng hơn dường như là do không có cổ phiếu Palm để bán khống, làm cho

các nhà đầu tư khôn ngoan không thể tận dụng được kinh doanh chênh lệch giá.

 Rủi ro từ những nhà đầu tư bất hợp lý

Rủi ro từ những nhà đầu tư bất hợp lý được giới thiệu bởi De Long,

Shleifer, Summers và Waldmann (1990) và được nghiên cứu sâu hơn bởi Shleifer

và Vishny (1997), là một rủi ro mà việc định giá sai được phát hiện bởi các nhà

kinh doanh chênh lệch giá bị làm xấu đi trong ngắn hạn. Giả sử thị trường chỉ có 02

nhóm người tham gia là:

 Nhóm thứ nhất là những người kinh doanh chênh lệch giá, với sự

hiểu biết tốt và hành động khôn ngoan.

 Nhóm thứ hai là những người hành động không theo quy luật nào,

tạm gọi là nhà đầu tư bất thường.

Chính sự tồn tại nhóm người thứ hai này, có lẽ do họ thiếu năng lực chuyên

môn, nên họ phản ứng dựa trên suy tính cá nhân trước các biến động của giá cả, và

có khuynh hướng đầu tư dựa trên tỷ suất sinh mong đợi trước mắt trong ngắn hạn,

hay xu hướng đầu tư theo “thông tin nội bộ”, thông tin gây nhiễu thị trường hơn là

đầu tư theo giá trị thực, giá trị nội tại của tài sản.

Theo Delong và các cộng sự cho rằng sự xuất hiện những nhà đầu tư bất

hợp lý này làm cản trở những nhà kinh doanh chênh lệch giá, bởi họ làm cho giá

cả biến động một cách khó đoán và không liên quan đến dòng thông tin hay một

quy luật nào. Những giao dịch mang tính ngẫu nhiên theo cảm tính này của nhà

đầu tư bất hợp lý đẩy giá trị tài sản ra xa giá trị cơ bản của nó, làm cho việc kinh

doanh chênh lệch giá của các nhà đầu tư khôn ngoan không thể thực hiện được và

sự điều chỉnh giá không còn tác dụng nữa, giá cả sai lệch càng lớn ra thay vì co

hẹp lại.

Đôi lúc các nhà đầu tư khôn ngoan họ còn lợi dụng hành vi của các nhà đầu

tư này nhằm tìm kiếm lợi nhuận thay vì mục đích của họ là điều chỉnh giá về giá

cơ bản ban đầu.

Nếu chỉ một nhà đầu tư đơn lẻ có hành vi không hợp lý, thì ảnh hưởng của

2.2.3 Hành vi không hợp lý mang tính hệ thống (Hành vi bầy đàn)

giao dịch của nhà đầu tư này lên giá cổ phiếu trên thị trường là không đáng kể (cho

dù là tổ chức đầu tư lớn thì ảnh hưởng cũng rất hạn chế nếu chỉ đơn độc một

mình). Chỉ khi hành vi không hợp lý là mang tính hệ thống (nghĩa là một nhóm

nhiều nhà đầu tư có cùng một hành vi không hợp lý như nhau) thì khi ấy việc định

giá sai sẽ xuất hiện và có thể bắt đầu kéo dài.

Một nghiên cứu của Rober Shiller về hành vi có tính đầu cơ và xã hội học.

Ông nhấn mạnh rằng: “Đầu tư vào các tài sản mang tính đầu cơ là một hoạt động

xã hội. Các nhà đầu tư dành một phần đáng kể thời gian rảnh của họ để bàn luận về

đầu tư, đọc sách về đầu tư hay bàn tán về những thành công hay thất bại của người

khác trong đầu tư. Vì thế, có thể nói những quyết định của nhà đầu tư (bao gồm cả

giá của tài sản đầu cơ) sẽ bị ảnh hưởng bởi trào lưu xã hội. Thái độ hay phong

cách dường như sẽ thay đổi theo nhiều chủ đề phổ biến khác nhau: chẳng hạn như

chủ đề về thực phẩm, quần áo, y tế hay chính trị. Những thay đổi trong thái độ

thường xảy ra rộng rãi hơn và thường xuất hiện mà không có bất kỳ lý do hợp lý rõ

ràng nào. Thái độ hay phong cách liên quan đến đầu tư cũng sẽ thay đổi một cách tự

nhiên hoặc theo phản ứng xã hội với một số sự kiện được ghi nhận rộng rãi”.

Người ta nói chung là khá tin bạn bè, mối quan hệ đồng nghiệp hơn là

thông tin đại chúng. Những phương tiện truyền thông như tivi, radio,… có khả

năng lan truyền thông tin nhanh nhưng nó vẫn chưa có khả năng chúng tạo ra hành

vi chủ động vẫn còn hạn chế. Giao tiếp giữa các cá nhân với nhau là một trong

những giao tiếp xã hội nhất mà con người có thể. Trong số những người được hỏi

điều gì cuốn hút họ đầu tiên khi đầu tư vào một công ty, thì chỉ có 6% trả lời là báo

trí và thời gian. (Shiller và Pound, 1986). Thậm chí nếu một người đọc rất nhiều,

thì sự quan tâm và hành động của họ xuất hiện tương đồng với giao tiếp mang tính

cá nhân.

Rủi ro mang tính hệ thống này hàm ý có sự tồn tại của hiệu ứng bầy đàn.

Tuy nhiên hành vi bầy đàn, khác với các loại thuật toán hay sự trải nghiệm khác ở

chỗ nó dẫn dắt người ta lạc hướng khi họ theo khuynh hướng chung của thị trường.

Tức là hành động theo đám đông, khi đó các nhà đầu tư không thật sự “độc lập”

nữa.

Có ba lý do giải thích cho hành vi này của con người:

- Thứ nhất, đó là áp lực tuân theo xã hội. Hầu hết mọi người đều muốn hòa

đồng và được chấp nhận bởi xã hội thay vì bị ruồng bỏ, do đó họ thường cư

xử theo hành vi của đám đông. Khi áp lực lớn tới mức buộc phải tuân theo

thì một người thay đổi quan điểm riêng không phải chỉ vì anh ta thực sự tin

vào quan điểm đám đông mà chỉ là việc thay đổi quan điểm riêng dễ hơn việc

thoát ra khỏi xã hội.

- Thứ hai, đó là trí tuệ đám đông. Ngay cả khi bạn tin rằng hành động của

đám đông là sai, bạn vẫn thực hiện theo họ bởi tin rằng họ có thông tin gì

mà bạn chưa biết. Khi người ta bị đương đầu với những đánh giá của một

nhóm lớn, họ có khuynh hướng thay đổi những câu trả lời “sai” của họ. Họ

nghĩ đơn giản rằng tất cả những người khác không thể sai hay “đám đông

luôn đúng”.

- Thứ ba, đó là áp lực từ chính nhà đầu tư. Họ hoài nghi về khả năng của

mình và có phần quá tin vào khả năng của đám đông. Mâu thuẫn trong lựa

chọn của họ nên theo đám đông hay tách lập với đám đông, kết quả là họ

thiên về đám đông. Họ bán theo tâm lý bầy đàn bởi họ được an ủi rằng nếu

mình mất tiền thì những người khác cũng sẽ mất.

Hành vi bầy đàn có 02 loại:

 Hành vi “gượng ép”: Chẳng hạn, mọi người cảm thấy không thể thắng

được đám đông, nên để tránh bị dậm chân mà họ gượng ép theo đám

đông.

 Hành vi “tự nguyện”: Thể hiện ở những người khôn ngoan nhất, họ tham

gia vào hành vi bầy đàn chủ yếu với mục đích đầu cơ mang tính cá nhân

mang tính lợi dụng, khi họ đưa vào “tài khoản ảo” trong đầu mình quan

điểm/đánh giá của người khác, và thậm trí họ biết việc hành xử trong bầy

đàn là sai hay không có cơ sở.

Hành vi bất hợp lý, dù là hành vi cá nhân hay hành vi của nhóm, đều gây ra

sự xáo trộn trong thị trường, người ta gọi hiện tượng này là những “kẻ náo loạn thị

trường” hay “những người giao dịch nhiễu”. Một nhà đầu tư thiếu thông tin nội bộ,

họ thường hành động một cách thiếu lý lẽ dựa trên lời đồn như thể họ đang nắm bắt

thông tin đó. Trên đây là những tìm hiểu về Lý thuyết tài chính hành vi, phần tiếp theo sẽ

là các ứng dụng của nó trong việc giải thích các hiện tượng liên quan đến hành vi

con người trên thị trường chứng khoán Việt Nam, giới hạn trong bài nghiên cứu

này là phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn dưới góc nhìn của Tài chính hành

vi.

Thực tiễn cho thấy có nhiều phương pháp tiếp cận thực nghiệm trong

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

nghiên cứu hành vi bầy đàn trên thị trường chứng khoán. Dưới đây đề cập ba

cách tiếp cận được các nghiên cứu trên thị trường quốc tế sử dụng để xem xét

hành vi bầy đàn trên thị trường chứng khoán:

2.3.1 Tiếp cận hành vi bầy đàn dựa vào tương quan trong mẫu hình giao dịch

Lakonishok, Shleifer và Vishny là các tác giả đi tiên phong trong hướng

tiếp cận này. Lakonishok, Shleifer và Vishny (1992) định nghĩa hành vi bầy

đàn là xu hướng trung bình trong việc mua hoặc bán những chứng khoán cụ thể

nào đó ở cùng một thời điểm của một nhóm các nhà quản lý tiền tệ. Cách tiếp

cận này sử dụng thước đo H(i,t) = |p(i,t)– p(t)| - AF(i,t) để đánh giá hành

vi bầy đàn với p(i,t)=B(i,t)/[ B(i,t)+S(i,t)], trong đó B(i,t) là số lượng các nhà quản

lý tiền tệ mua ròng cổ phiếu i trong quý t, [S(i,t)] là số lượng các nhà quản lý tiền

tệ bán ròng cổ phiếu i trong quý t, p(t) là trung bình của p(i,t) của các nhà quản lý

mua trong quý so với tổng cả nhà quản trị mua và bán và AF(i,t) là nhân tố điều

chỉnh AF(i,t)= E[|p(i,t)– p(t)|]. Theo thước đo này, bầy đàn sẽ không xuất hiện khi

H(i,t) nhỏ và gần về 0. Grinblatt, Titman và Wermer (1995) và Warmer (1999) kế

thừa phương pháp của Lakonishok, Shleifer và Vishny (1992), nhưng nghiên cứu

trên các quỹ hỗ tương. Trong đó, Grinblatt, Titman và Wermer sử dụng dữ liệu

danh mục của 274 quỹ hỗ tương trong thời kỳ từ cuối 1974 đến cuối 1984.

Thước đo để đánh giá hành vi bầy đàn của Lakonishok, Shleifer và Vishny

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

, với N là số chứng khoán trong danh mục, Ri,t là tỷ suất sinh lợi thực tế của cổ phiếu i ở thời kỳ t, Rm,t là tỷ suất sinh lợi trung bình của N chứng khoán trong danh mục tại t.

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

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

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

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

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

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

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

L là biến giả nhận giá trị 1 nếu tỷ

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

L + βU Dt

U + λt, với Dt suất sinh lợi thị trường ở kỳ t nằm trong vùng thấp bất thường bên đuôi trái của U biến giả nhận giá trị 1

CSSDt = α + βL Dt

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

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

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

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

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

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

bầy đàn xảy ra, nghĩa các nhà đầu tư sẽ làm quyết định tương tự nhau, dẫn đến độ phân tán CSSDt thấp, thì giá trị của βL và βU trong phương trình trên phải nhận giá trị âm và có ý nghĩa thống kê.

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

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

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

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

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

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

gian. Ngoài ra bầy đàn có thể xảy ra trong phạm vi toàn bộ phân phối chứ không

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

hay không hợp lý.

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

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

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

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

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

tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu so với tỷ suất sinh lợi thị trường CSAD (cross-

sectional absolute deviation). Họ đã chứng minh rằng mô hình định giá tài sản

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

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

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

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

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

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

hình sau đây để khám phá hành vi bầy đàn:

m,t + λt

(*) CSADt= α + β1 |Rm,t|+ β2 R2

là độ phân tán tuyệt đối trung bình được Trong đó, CSADt =

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

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

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

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

số hồi quy.

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

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

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

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

độ nhỏ hơn. Lúc đó mối quan hệ giữa CSAD và |Rm,t| là phi tuyến và hệ số β2 sẽ

mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê.

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

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

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

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

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

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

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

hưởng bên ngoài.

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

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

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

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

hình như sau:

m,t + γ4 CSADUS,t + γ5 R2

US,m,t + εt (**)

CSADt= γ0 + γ1 Rm,t + γ2 |Rm,t|+ γ3 R2

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

US,m,t của Mỹ đã được đưa vào mô hình. Nghiên

sinh lợi thị trường bình phương R2

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

3. Dữ liệu nghiên cứu

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

3.1 Nguồn dữ liệu

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

khoán New York và giá đóng cửa của các chứng khoán này được tính toán làm cơ

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

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

chứng khoán Mỹ.

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

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

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

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

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

ngày t.

là độ phân tán tuyệt đối trung bình được tính CSADt =

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

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

bằng nhau Rm,t

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

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

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

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

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

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

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

4. Phân tích thực nghiệm

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

4.1. Kiểm định hành vi bầy đàn địa phương

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

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

thống kê được trình bày tại Bảng 4-1.

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

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

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

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

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

(1) CSADt= γ0 + γ1 Rm,t + γ2 |Rm,t| + γ3 R2

m,t + λt

Dependent Variable: CSADt Method: Least Squares Sample: 1 1674 Included observations: 1674

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.000619 0.000756 0.818003 1.152131 0.027687 41.612522 -1.114975 0.032405 -34.407017

0.4135 0.0000 0.0000

C |Rm,t| R2 m,t R-squared

0.512240 Mean dependent var

0.02364888

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

Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.511656 S.D. dependent var 0.021209 Akaike info criterion 0.751681 Schwarz criterion 4,076.639 Hannan-Quinn criter. 877.4312 Durbin-Watson stat 0.000000

0.03035049 -4.8669527 -4.8572341 -4.8633521 1.90971845

Dependent Variable: CSADt Method: Least Squares Sample: 1 1674 Included observations: 1674

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.004909 -0.392401 0.861803 -1.226939

0.000712 0.019561 0.028767 0.029629

6.894498 -20.06042 29.95781 -41.41046

0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

0.023649 0.03035 -5.081652 -5.068693 -5.076851 1.67325

C Rm,t |Rm,t| R2 m,t R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.606952 0.606246 0.019045 0.605721 4257.342 859.6165 0.000000

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat

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

m,t

Như đã nêu ở phần tổng kết lý thuyết, một gía trị âm đối với hệ số của R2

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

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

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

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

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

lớn hơn.

4.2. Vai trò của thị trường Mỹ Trong bối cảnh ngày nay khi hội nhập tài chính ngày càng sâu rộng thì mô

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

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

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

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

những ảnh hưởng từ các yếu tố bên ngoài.

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

CSADt= γ0 + γ1 Rm,t + γ2 |Rm,t|+ γ3 R2

m,t + γ4 CSADUS,t + γ5 R2

US,m,t + εt (2)

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

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.007952 0.001148 -0.384273 0.019435 0.876130 0.028617 -1.234485 0.029391 0.308370 0.107424 -1.748991 0.741031

6.924835 -19.771960 30.615890 -42.002160 -2.870585 -2.360212

0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0041 0.0184

0.023649 0.030350 -5.098799 -5.079362 -5.091598 1.714735

C Rm,t |Rm,t| R2 m,t CSADUS,t R2 US,m,t R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.614557 Mean dependent var 0.613402 S.D. dependent var 0.018871 Akaike info criterion 0.594001 Schwarz criterion 4,273.695 Hannan-Quinn criter. 531.8975 Durbin-Watson stat 0.000000

của Mỹ vào mô hình

US,m,t là độ phân tán và tỷ suất sinh lợi thị trường

US,m,t-1 (sử dụng độ trễ 1

Trong đó, CSADUS,t và R2

bình phương của Mỹ. Khi ước lượng mô hình kiểm định hành vi bầy đàn trên thị trường Việt Nam, bài nghiên cứu sử dụng CSADUS,t-1 và R2 cho các nhân tố thị trường Mỹ) do chênh lệch múi giờ giữa Mỹ và Việt Nam là -12.

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

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

m,t và có ý nghĩa thống kê. Điều quan

vẫn thấy rằng hành vi bầy đàn hiện diện trên thị trường chứng khoán Việt Nam được phản ánh qua giá trị âm của hệ số R2

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

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

US,m,t sẽ chỉ ra rằng sự hình thành

thị trường Mỹ, được thể hiện thông qua giá trị âm của hệ số ước lượng và có ý nghĩa thống kê cao. Một giá trị âm hệ số của R2

US,m,t vào phương trình kiểm định giúp tăng mức

bầy đàn ở thị trường Việt Nam cũng bị ảnh hưởng bởi những điều kiện thị trường ở Mỹ. Như vậy, thêm CSADUS,t và R2

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

không phát hiện được những phân tích này.

Wald Test: Equation: EQ01

Test Statistic

Value

Probability

(2, 1668)

F-statistic Chi-square

16.45429 32.90857

0.0000 0.0000

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0)

Value

Std. Err.

0.308370 -1.748991

0.107424 0.741031

γ4 γ5

Restrictions are linear in coefficients.

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

4.3 Hành vi bầy đàn cho trường hợp thị trường tăng và giảm Phần lớn các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới đều chứng tỏ trong những

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

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

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

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

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

m,t + γ5CSADUS,t + γ6

CSADt= γ0 + γ1 (1-D)Rm,t + γ2 DRm,t+ γ3 (1-D)R2 R2

US,m,t + εt (3)

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

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

bằng 0 nếu ngược lại.

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

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

m,t đều mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê cao,

phương, bài nghiên cứu tìm thấy bằng chứng khá phù hợp với các kết quả trình bày ở trên. Đặc biệt, các hệ số của R2

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

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

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

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

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

động của Mỹ đến thị trường Việt Nam đã bị suy yếu, bằng chứng là hệ số của R2

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

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

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

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

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

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

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

của thị trường chứng khoán không phải là không có cơ sở khi một loạt những sự

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

nhất:

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

các nhà đầu tư khác trên các sàn...

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

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

các nhà đầu tư kỳ vọng quá mức vào viễn cảnh kinh tế nội địa nên hoàn toàn có thể

hiểu được lý do tác động không có ý nghĩa của độ phân tán tỷ suất sinh lợi Mỹ đến

thị trường Việt Nam trong giai đoạn này. Ngoài ra, thực tế cho thấy rằng tình trạng

đầu tư phổ biến trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn tăng trưởng

nóng 2006 - 2007 chủ yếu theo tâm lý bầy đàn, có rất nhiều nhà đầu tư không am

hiểu về doanh nghiệp, thị trường nội địa và tất nhiên phớt lờ trước những thông tin

biến động từ những yếu tố nước ngoài nhưng vẫn đầu tư mạnh tay theo đám đông.

Đây có lẽ là giai đoạn mà hành vi bầy đàn thể hiện một cách rõ nét nhất trên thị

trường chứng khoán Việt Nam.

Bảng 4-5: Kết quả kiểm định hành vi bầy đàn cho trường hợp Rm,t> 0 và

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.003931 1.732645 -1.336688 -35.89791 -1.308925 -0.272602 -1.144253

0.001164 0.117673 0.025210 3.087438 0.029108 0.103698 0.716872

3.378403 14.72418 -53.02280 -11.62709 -44.96728 -2.628818 -1.596174

0.0007 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0086 0.1106

0.023646 0.030359 -5.170458 -5.147770 -5.162052 1.737645

C (1-D)Rm,t DRm,t (1-D)R2 m,t DR2 m,t CSADUS,t R2 US,m,t R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.641850 Mean dependent var 0.640560 S.D. dependent var 0.018201 Akaike info criterion 0.551932 Schwarz criterion 4,332.088 Hannan-Quinn criter. 497.6133 Durbin-Watson stat 0.000000

Rm,t< 0

Ngoài ra, để kiểm tra sự tương đồng của các hệ số bầy đàn cho trường hợp

thị trường tăng và giảm, bài nghiên cứu cũng tiến hành một kiểm định tương đồng

bằng cách trừ đi hệ số khi thị trường giảm từ hệ số khi thị trường tăng. Các kết quả

được báo cáo trong bảng 4-6. Thông qua kiểm định Chi-square với p-value < 0,05

giả thuyết các hệ số tương đồng bị bác bỏ. Bằng chứng rõ ràng cho thấy các hệ số

trong trường hợp thị trường tăng khác nhau có ý nghĩa thống kê so với trong trường

hợp thị trường giảm.

Wald Test: Equation: EQ01

Test Statistic Value

Probability

(1, 1666)

F-statistic Chi-square

126.0592 126.0592

0.0000 0.0000

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0) Value

Std. Err.

-34.589 3.08070768

Bảng 4-6: Kiểm định giả thuyết tương đồng: γ3 - γ4 = 0

Restrictions are linear in coefficients.

γ3 - γ4

4.4 Hành vi bầy đàn trong giai đoạn trầm lắng và hỗn loạn Phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn theo cách tiếp cận của Christie và

Huang (1995) cho thấy hành vi bầy đàn phổ biến trong giai đoạn thị trường căng

thẳng, là giai đoạn mà tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư thị trường lên đến cực

điểm. Ngoài ra, kinh nghiệm gần đây cho thấy biến động tỷ suất sinh lợi lên đến cực

điểm liên tục xảy ra trong thời kỳ khủng hoảng tài chính. Điều này thúc đẩy bài

nghiên cứu tiến hành kiểm định xem liệu những biến động cực mạnh của thị trường

như khủng hoảng tài chính có làm thay đổi mối quan hệ tham số trong phương trình

kiểm định hay không. Cụ thể, bài nghiên cứu xem xét tác động của cuộc khủng

hoảng tài chính gần đây (Khủng hoảng thị trường tín dụng năm 2008) đến hành vi

bầy đàn. Điều quan trọng là đánh giá xem liệu các hệ số trong thời kỳ khủng hoảng

có khác nhau có ý nghĩa so với trong giai đoạn trầm lắng. Với mục đích này, bài

nghiên cứu chia dữ liệu làm hai nhóm và sử dụng một Điểm ngưỡng để phân tích.

Do cuộc khủng hoảng thị trường tín dụng Mỹ kéo dài từ 03/01/2008 đến

31/03/2009 (Chiang và Zheng, 2010) nên Điểm ngưỡng được xác định tại mốc

31/03/2009. Theo đó bài nghiên cứu thiết lập một biến giả D với D = 1 khi xem xét

dữ liệu sau cột mốc 31/03/2009 và bằng 0 đối với giai đoạn trước đó. Mô hình kiểm

định như sau:

m,t + γ4 DR2

m,t + γ5CSADUS,c,t +

CSADt = γ0 + γ1(1-D)Rm,t + γ2DRm,t+ γ3(1-D)R2 γ6R2

US,c,m,t + εt (4)

US,m,t đề cập đến độ phân tán và tỷ suất sinh lợi thị trường bình phương của Mỹ trong giai đoạn mẫu khi cuộc

Trong đó sự tham gia của c vào CSADUS,t và R2

khủng hoảng thị trường tín dụng năm 2008 nổ ra. Sự hiện diện của 2 biến này có ý

nghĩa thống kê trong mô hình sẽ cho thấy một hiệu ứng lan truyền diễn ra trên thị trường hay nói cách khác thị trường chứng khoán Việt Nam bị tác động bởi cuộc

khủng hoảng Mỹ.

Để cung cấp một so sánh ít thiên lệch, bài nghiên cứu sử dụng một kích thước mẫu dữ liệu tương đồng giữa thời kỳ trước và sau khi khủng hoảng. Bằng chứng thực nghiệm được trình bày tại bảng 4-7 cho thấy hệ số γ3 của R2 m,t mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê cao, nghĩa là thị trường chứng khoán Việt Nam biểu lộ

hành vi bầy đàn khi cuộc khủng hoảng diễn ra. Bên cạnh đó, kết quả cũng cho thấy giai đoạn sau khủng hoảng, khi thị trường chứng khoán Việt Nam bước vào giai đoạn trầm lắng, hành vi bầy đàn không tiếp tục hiện diện trên thị trường do hệ số γ4 mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê.

Tuy nhiên, kết quả từ bảng biểu 4-7 lại không tìm thấy bằng chứng cho thấy

thị trường chứng khoán Việt Nam có hành vi bầy đàn theo thị trường Mỹ trong

trường hợp này. Điều này có thể là kết quả của một thực tế rằng cuộc khủng hoảng dường như là trên toàn thế giới, vì thế thông tin của R2 US,c,m,t đã được phản ánh m,t địa phương và làm cho hệ số ước lượng của R2 trong R2 US,c,m,t không có ý nghĩa thống kê.

Bảng 4-7: Kết quả kiểm định hành vi bầy đàn trong giai đoạn hỗn loạn và trầm lắng

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.023003 0.001284 17.916213 -0.876923 0.023217 -37.771369 -0.186017 0.038456 -4.837154 -0.846549 0.029085 -29.106412 2.846244 3.438666 1.208142 -1.947149 -0.246875 0.126788 -0.327222 -0.283370 0.865986

0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0045 0.0517 0.7435

C (1-D)Rm,t DRm,t (1-D)R2 m,t DR2 m,t CSADUS,t R2 US,m,t R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.473506 Mean dependent var 0.471614 S.D. dependent var 0.022049 Akaike info criterion 0.811407 Schwarz criterion 4,018.439 Hannan-Quinn criter. 250.1714 Durbin-Watson stat 0.000000

0.023650 0.030333 -4.786920 -4.764265 -4.778527 1.478208

Trước khi kết thúc phần này, bài nghiên cứu tiến hành một kiểm định sâu

hơn để đánh giá xem liệu các hệ số trong thời kỳ khủng hoảng có khác nhau có ý

nghĩa so với trong giai đoạn trầm lắng. Để làm điều này, bài nghiên cứu lấy hệ số

ước lượng của thời kỳ khủng hoảng trừ cho hệ số ước lượng của thời kỳ sau khủng

hoảng của các hệ số bầy đàn bằng cách sử dụng thống kê Chi-square. Kết quả kiểm

định được trình bày tại bảng 4-8 cho thấy giả thuyết null bị bác bỏ ở mức ý nghĩa

1% khi cho rằng không có sự khác biệt giữa các hệ số bầy đàn trong thời kỳ khủng

hoảng và trầm lắng.

Bảng 4-8: Kiểm định giả thuyết null về sự không khác biệt giữa các hệ số bầy

Wald Test: Equation: EQ01

Test Statistic Value

Probability

F-statistic Chi-square

12.56214 (1, 1669) 12.56214

0.0004 0.0004

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0)

Value

Std. Err.

-4.285214

1.209040

đàn trong thời kỳ khủng hoảng và trầm lắng: γ3 - γ4 = 0

Restrictions are linear in coefficients.

γ3 - γ4

5. Kết luận Bài nghiên cứu phân tích thực nghiệm hành vi bầy đàn của nhà đầu tư trên

thị trường chứng khoán Việt Nam có xem xét ảnh hưởng của yếu tố nước ngoài, cụ

thể ở đây là Mỹ. Bằng cách áp dụng dữ liệu ngày từ 04/01/2006 đến 28/12/2012, bài

nghiên cứu tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa khẳng định sự tồn tại của hành vi bầy

đàn trên thị trường Việt Nam, bất kể cả trong những khi thị trường tăng hay giảm.

Điểm đặc biệt tại nghiên cứu này là việc tiên phong mở rộng nghiên cứu về

hành vi bầy đàn tại thị trường Việt Nam có sự đóng góp của những yếu tố xuyên

biên giới quốc gia. Kết quả thực nghiệm chỉ ra rằng sự hình thành bầy đàn ở thị

trường Việt Nam cũng bị ảnh hưởng bởi những điều kiện thị trường ở Mỹ trong giai

đoạn mẫu 2006 – 2012. Nguyên nhân lý giải cho vấn đề là do các nhà đầu tư trên thị

trường Việt Nam cũng có xu hướng theo dõi tin tức và hình thành chiến lược đầu tư

của họ dựa trên những tổ chức đầu tư ở Phố Wall, nơi được coi là một trung tâm xử

lý và phổ biến thông tin đầu tư toàn cầu. Vì vậy, các cách tiếp cận truyền thống

trước đây khi loại trừ nhân tố thị trường nước ngoài ra khỏi mô hình kiểm định hành

vi bầy đàn có khả năng tạo ra một sự thiên lệch trong kết quả nghiên cứu. Điều thú

vị là mặc dù các nhà đầu tư trên thị trường Việt Nam có xem xét các yếu tố biến

động từ thị trường Mỹ trước khi đưa ra các quyết định đầu tư của họ, nhưng khi

phân tích trong điều kiện thị trường tăng trưởng nóng, vai trò của thị trường Mỹ trở

nên suy yếu, thay vào đó các thông tin từ thị trường địa phương lại chiếm ưu thế và

giữ vai trò quyết định.

Bằng cách sử dụng một Điểm ngưỡng để xem xét sức ảnh hưởng của cuộc

khủng hoảng tín dụng Mỹ năm 2008 đến thị trường nội địa, bằng chứng cho thấy thị

trường chứng khoán Việt Nam biểu lộ hành vi bầy đàn khi cuộc khủng hoảng diễn

ra. Bên cạnh đó, kết quả cũng cho thấy giai đoạn sau khủng hoảng, khi thị trường

chứng khoán Việt Nam bước vào giai đoạn trầm lắng, hành vi bầy đàn không còn

tiếp tục hiện diện trên thị trường. Điều quan trọng là kết quả thực nghiệm không tìm

thấy bằng chứng cho thấy thị trường chứng khoán Việt Nam có hành vi bầy đàn

theo thị trường Mỹ trong thời kỳ khủng hoảng. Thực tế có thể là do cuộc khủng

hoảng có sức ảnh hưởng to lớn và gây ra một hiệu ứng domino trên toàn thế giới

nên thông tin từ thị trường Mỹ vốn đã phản ánh trong các thông tin thị trường địa

phương, vì vậy khi tiếp tục đưa các yếu tố từ thị trường Mỹ vào mô hình kiểm định

làm cho các yếu tố này mất đi ý nghĩa của nó.

Mặc dù nghiên cứu này đã có sự đóng góp trong việc mở rộng nghiên cứu về

hành vi bầy đàn trên thị trường Việt Nam dưới ảnh hưởng của điều kiện thị trường

Mỹ. Tuy nhiên, bên cạnh các nhân tố từ thị trường Mỹ cũng còn rất nhiều yếu tố

nước ngoài khác tác động đến hành vi của nhà đầu tư Việt Nam. Vì vậy, các nghiên

cứu sau nên tiếp tục khám phá thêm các yếu tố nước ngoài khác có ảnh hưởng ý

nghĩa đến thị trường Việt Nam. Bên cạnh đó, bài nghiên cứu này tiến hành phân

tích thực nghiệm hành vi của nhà đầu tư khi hiện tượng bầy đàn xảy ra mà chưa

phân biệt cụ thể các dạng bầy đàn, trong khi đó không phải tất cả các dạng bầy đàn

đều phi lý. Do đó, hướng nghiên cứu tiếp theo nên mở rộng cách tiếp cận theo

phương pháp này nhưng phân tích chi tiết các dạng bầy đàn diễn ra trên thị trường.

Danh mục tài liệu tham khảo

1. Trần Thị Hải Lý (2010), “Nghiên cứu rủi ro và tỷ suất sinh lợi trên thị trường

chứng khoán Việt Nam”, Luận án tiến sĩ

2. Abhijit Banerjee, A simple Model of Herb Behavior, 1992, page 797 – 817

3. Ackert and Deaves, “Behavioral Finance: Psychology, Decision – Making, and

Markets”

4. Andrei Sheleifer và Robert W.Vishny, Advance in Behavioral Finance, vol II,

Richard H. Thaler, page 79 – 102 (Part II)

5. Andrei shleifer and Lawrence H.Summers, The noise trader approach to finance, 1990

6. Ball, R., Kothari, S.P., 1989. Nonstationary expected returns: implications for

tests of market efﬁciency and serial correlation in returns. Journal of

Financial Economics 25, 51–74.

7. Barber and Odean, 2000, “Trading is harzadous to your wealth : The common

stock investment performance of individual investors”, Journal of Finance 55,

775

8. Bekaert, G., Harvey, C., 1997. Emerging equity market volatility. Journal of

Financial Economics 43, 29–77.

9. Bekaert, G., Wu, G., 2000. Asymmetric volatility and risk in equity markets.

Review of Financial Studies 13, 1–42.

10. Bikhchandani, S., Hirshleifer, D., Welch, I., 1992. A theory of fads, fashion,

custom, and cultural change as informational cascades. Journal of Political

Economy 100,992–1026.

11. Boyer, B., Kumagai, T., Yuan, K., 2006. How do crises spread?

Evidence from accessible and inaccessible stock indices. Journal of Finance

61, 957–1003.

12. Cai, Y., Chou, R.Y., Li, D., 2009. Explaining international stock correlations

with CPI ﬂuctuations and market volatility. Journal of Banking and Finance

33, 2026–2035.

13. Chandar, N., Patro, D., Yezegel, A., 2009. Crises, contagion and cross-listings.

Journal of Banking and Finance 33, 1709–1729.

14. Chang, E.C., Cheng, J.W., Khorana, A., 2000. An examination of herd

behavior in equity markets: An international perspective. Journal of

Banking and Finance 24, 1651–1679.

15. Chiang and Zheng, 2010, An empirical analysis of herd behavior in global

stock markets, Journal of Banking & Finance

16. Chiang, T.C., Jeon, B.N., Li, H., 2007. Dynamic correlation analysis of

ﬁnancial contagion: Evidence from Asian markets. Journal of International

Money and Finance 26, 1206–1228.

17. Claessens, S., Demirgüç-Kunt, A., Moshirian, F., 2009. Global ﬁnancial

crisis, risk analysis and risk measurement. Journal of Banking and Finance

33, 1949–1952. Christie, W.G., Huang, R.D., 1995. Following the pied

piper: do individual returns herd around the market? Financial Analysts

Journal 51, 31–37.

18. Connolly, R., Stivers, C., 2006. Information content and other characteristics of

daily cross-sectional dispersion in stock returns. Journal of Empirical

Finance 13, 79–112.

19. Connolly, R., Wang, F., 2003. International equity market comovements:

economic news or contagion. Paciﬁc Basin Finance Journal 11, 23–43.

20. Conrad, J., Gultekin, M., Kaul, G., 1991. Asymmetric predictability of

conditional variances. Review of Financial Studies 4, 597–622.

21. Corsetti, G., Pericoli, M., Sbracia, M., 2005. Some contagion, some

interdependence:

22. More pitfalls in tests of ﬁnancial contagion. Journal of International Money

and Finance 24, 1177–1199.

23. Northcarft, G.B., và M.A. Neale, 1987, “Experts, amateurs, and real estate: An

anchoring and adiustment perspectiveon property pricing decisions”

Organizational Behavior and Human Decision Processes 39, 84 - 97

24. Demirer, R., Kutan, A.M., 2006. Does herding behavior exist in

Chinese stock markets? Journal of International Financial Markets

Institutions and Money 16, 123–142.

25. Duffee, G.R., 2001. Asymmetric cross-sectional dispersion in stock returns:

evidence and implications. Federal Reserve Bank of San Francisco

Working Papers in Applied Economic Theory 2000-18.

26. Forbes, K., Rigobon, R., 2002. No contagion, only interdependence:

Measuring stock market comovements. Journal of Finance 57, 2223–2261.

27. French, K.R. and J.M. Poterba, 1991, Investor diversification and international

equity markets, American Economic Review 81, 222-226.

28. Gleason, K.C., Mathur, I., Peterson, M.A., 2004. Analysis of intraday

herding behavior among the sector ETFs. Journal of Empirical Finance 11,

681–694.

29. Grifﬁn, J., Nardari, F., Stulz, R., 2007. Do investors trade more when stocks

have performed well? Evidence from 46 countries. Review of Financial

Studies 20, 905–951.

30. Grinblatt, M., Titman, S., Wermers, R., 1995. Momentum investment

strategies, portfolio performance, and herding: a study of mutual fund

behavior. American Economic Review 85, 1088–1105.

31. Hwang, S., Salmon, M., 2006. Sentiment and beta herding. Working

paper, University of Warwick.

32. Kahneman và Tversky, Prospect Theory: An anlaysis of decision under risk, 1979, page

279

33. Kennedy, P., 2008. A Guide to Econometrics. Blackwell Publishing, Malden,

MA.

34. Lakonishok, J., Shleifer, A., Vishny, R.W., 1992. The impact of institutional

trading on stock prices. Journal of Financial Economics 32, 23–44.

35. Longin, F., Solnik, B., 2001. Extreme correlation of international equity

markets. Journal of Finance 56, 649–676.

36. Markwat, T., Kole, E., van Dijk, D., 2009. Contagion as a domino effect in

global stock markets. Journal of Banking and Finance 33, 1996–2012.

37. Masih, R., Masih, A.M.M., 2001. Long and short term dynamic causal

transmission amongst

international

stock

markets.

Journal of

International Money and Finance 20, 563–587.

38. Newey, W.,

West, K., 1987. A simple, positive semi-deﬁnite,

heteroskedasticity and autocorrelation consistent covariance matrix.

Econometrica 55, 703–708.

39. Nofsinger, J., Sias, R., 1999. Herding and feedback trading by institutional

and individual investors. Journal of Finance 54, 2263–2295.

40. Statman, M., Thorley, S., Vorkink, K., 2006. Investor overconﬁdence and

trading volume. Review of Financial Studies 19, 1531–1565.

41. Tan, L., Chiang, T.C., Mason, J., Nelling, E., 2008. Herding behavior in

Chinese stock markets: an examination of A and B shares. Paciﬁc-Basin

Finance Journal 16, 61–77.

42. Villatoro, F., 2009. The

delegated portfolio management problem:

reputation and herding. Journal of Banking and Finance 33, 2062–2069.

43. Welch, I., 2000. Herding among security analysts. Journal of Financial

Economics 58, 369–396.

44. Wermers, R., 1999. Mutual fund herding and the impact on stock prices.

Journal of Finance 54, 581–622.

45. Zhou, R., Lai, R., 2009. Herding and information based trading. Journal of

Empirical Finance 16, 388–393

PHỤ LỤC KẾT QUẢ HỒI QUY

Bảng 3-1: Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu nghiên cứu

Null Hypothesis: CSADt has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 10 (Automatic based on SIC, MAXLAG=24)

t-Statistic

Prob.*

0.000539

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

-4.25746 -3.43408 -2.86307 -2.56763

Null Hypothesis: Rm,t has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=24)

t-Statistic

Prob.*

0.000000

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

-13.05695 -3.43406 -2.86307 -2.56763

Null Hypothesis: CSADUS,t has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 8 (Automatic based on SIC, MAXLAG=24)

t-Statistic

Prob.*

0.002465

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

-3.85387 -3.43407 -2.86307 -2.56763

Null Hypothesis: RUS,m,t has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=24)

t-Statistic

Prob.*

0.000000

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

-32.8372 -3.43406 -2.86306 -2.56763

Tất cả các kết quả kiểm định tại Bảng 1-1 đều cho thấy các chuỗi dữ liệu nghiên

cứu có tính dừng, bằng chứng là p-value < 0,05 nên giả thuyết Ho bị bác bỏ.

Bảng 3-2: Kiểm định giả thuyết đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô

hình

R2

Rm,t

1 -0.642322

|Rm,t| -0.642322 1

m,t -0.590485 0.681557

CSADUS,t R2 0.040760 0.001980

US,m,t 0.016507 0.023644

-0.590485 0.040760

0.681557 0.001980

1 -0.021291

-0.021291 1

-0.006522 0.485931

0.016507

0.023644

-0.006522

0.485931

Rm,t |Rm,t| R2 m,t CSADUS,t R2

US,m,t

Tất cả tương quan giữa các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,8 cho thấy hiện tượng

đa cộng tuyến yếu.

Bảng 3-3: Kiểm định giả thuyết về sự không tương quan giữa các sai số

32.77765

0.078405

Prob. Chi-Square(1)

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Obs*R-squared Sample: 1 1674 Included observations: 1674 Variable

Coefficient Std. Error 0.00114 0.01937 0.028349 0.029246 0.106554 0.734001 0.024563

t-Statistic -0.375399 -0.642873 0.108014 -0.554557 0.310712 0.06078 5.769962

Prob. 0.707400 0.520400 0.914000 0.579300 0.756100 0.951500 0.506700 0.016547 0.018843 -5.117379 -5.094703 -5.108978 2.040133

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat

-0.000428 -0.012453 0.003062 -0.016219 0.033108 0.044612 0.141725 0.195800 0.160520 0.018691 0.582371 4290.246 5.548744 0.078405

C Rm,t |Rm,t| R2 m,t CSADUS,t R2 US,m,t RESID(-1) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

Kết quả hồi quy cho thấy p-value > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết Ho: không có

hiện tượng tự tương quan giữa các sai số.

Bảng 3-4: Kiểm định giả thuyết về phương sai thay đổi

766.0566

0.05478

Heteroskedasticity Test: White Obs*R-squared Sample: 1 1674 Included observations: 1674

Variable

Coefficient

US,m,t

m,t

US,m,t

Prob. Chi-Square(18) Std. Error 0.000104 0.005218 0.350189 0.326421 5.092446 0.179294 1.37926 0.007877 5.169757 0.434882 3.968571 0.300003 3.837849 39.47361 0.014465 0.464338 4.030717 0.099156 11.06463

t-Statistic -0.679083 2.057955 -0.69799 -3.514475 2.602183 0.395018 0.209763 1.835225 1.578738 0.228821 -7.607978 14.11183 -1.941284 12.71384 0.220647 0.285845 -1.189608 4.440259 0.591005

Prob. 0.4972 0.0398 0.4853 0.0005 0.0093 0.6929 0.8339 0.0667 0.1146 0.8190 0.1786 0.0000 0.0524 0.0000 0.8254 0.7750 0.2344 0.0593 0.5546 0.0553 0.0107 -11.5536 -11.4921 -11.5308 1.919085

C Rm,t R2 m,t Rm,t *|Rm,t| Rm,t * R2 m,t Rm,t * CSADUS,t Rm,t * R2 |Rm,t| |Rm,t|* R2 |Rm,t|* CSADUS,t |Rm,t R2 m,t)2 (R2 R2 m,t * CSADUS,t m,t * R2 R2 CSADUS,t (CSADUS,t)2 CSADUS,t * R2 R2 US,m,t (R2 US,m,t)2 R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

-7.09E-05 0.010739 -0.244429 -1.147199 13.25147 0.070824 0.289317 0.014456 8.161694 0.09951 -30.1928 4.23359 -7.450354 501.861 0.003192 0.132729 -4.794974 0.440278 6.539247 0.457620 0.451721 0.000746 0.000920 9689.369 77.57603 0.054781

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat

Kết quả hồi quy cho thấy p-value > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết Ho: chưa

phát hiện phương sai thay đổi.

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

Dependent Variable: CSADt Method: Least Squares Sample: 1 1674 Included observations: 1674

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.000619 0.000756 0.818003 1.152131 0.027687 41.612522 -1.114975 0.032405 -34.407017

0.4135 0.0000 0.0000

C |Rm,t| R2 m,t R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.512240 Mean dependent var 0.511656 S.D. dependent var 0.021209 Akaike info criterion 0.751681 Schwarz criterion 4,076.639 Hannan-Quinn criter. 877.4312 Durbin-Watson stat 0.000000

0.02364888 0.03035049 -4.8669527 -4.8572341 -4.8633521 1.90971845

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

Dependent Variable: CSADt Method: Least Squares Sample: 1 1674 Included observations: 1674

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.004909 -0.392401 0.861803 -1.226939

0.000712 0.019561 0.028767 0.029629

6.894498 -20.06042 29.95781 -41.41046

0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

0.023649 0.03035 -5.081652 -5.068693 -5.076851 1.67325

C Rm,t |Rm,t| R2 m,t R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.606952 0.606246 0.019045 0.605721 4257.342 859.6165 0.000000

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat

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

của Mỹ vào mô hình

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.007952 0.001148 -0.384273 0.019435 0.876130 0.028617 -1.234485 0.029391 0.308370 0.107424 -1.748991 0.741031

6.924835 -19.771960 30.615890 -42.002160 -2.870585 -2.360212

0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0041 0.0184

0.023649 0.030350 -5.098799 -5.079362 -5.091598 1.714735

0.614557 Mean dependent var 0.613402 S.D. dependent var 0.018871 Akaike info criterion 0.594001 Schwarz criterion 4,273.695 Hannan-Quinn criter. 531.8975 Durbin-Watson stat 0.000000

C Rm,t |Rm,t| R2 m,t CSADUS,t R2 US,m,t R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

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

Wald Test: Equation: EQ01

Test Statistic

Value

Probability

F-statistic Chi-square

16.45429 32.90857

(2, 1668) 2

0.0000 0.0000

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0)

Value

Std. Err.

0.308370 -1.748991

0.107424 0.741031

γ4 γ5

Restrictions are linear in coefficients.

Bảng 4-5: Kết quả kiểm định hành vi bầy đàn cho trường hợp Rm,t> 0 và

Rm,t< 0

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.003931 1.732645 -1.336688 -35.89791 -1.308925 -0.272602 -1.144253

0.001164 0.117673 0.025210 3.087438 0.029108 0.103698 0.716872

3.378403 14.72418 -53.02280 -11.62709 -44.96728 -2.628818 -1.596174

0.0007 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0086 0.1106

0.023646 0.030359 -5.170458 -5.147770 -5.162052 1.737645

C (1-D)Rm,t DRm,t (1-D)R2 m,t DR2 m,t CSADUS,t R2 US,m,t R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.641850 Mean dependent var 0.640560 S.D. dependent var 0.018201 Akaike info criterion 0.551932 Schwarz criterion 4,332.088 Hannan-Quinn criter. 497.6133 Durbin-Watson stat 0.000000

Bảng 4-6: Kiểm định giả thuyết tương đồng: γ3 - γ4 = 0

Wald Test: Equation: EQ01

Test Statistic Value

Probability

F-statistic Chi-square

126.0592 126.0592

(1, 1666) 1

0.0000 0.0000

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0) Value

Std. Err.

-34.589 3.08070768

γ3 - γ4

Restrictions are linear in coefficients.

Bảng 4-7: Kết quả kiểm định hành vi bầy đàn trong giai đoạn hỗn loạn và trầm lắng

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.023003 0.001284 17.916213 -0.876923 0.023217 -37.771369 -4.837154 -0.186017 0.038456 -0.846549 0.029085 -29.106412 2.846244 3.438666 1.208142 -1.947149 -0.246875 0.126788 -0.327222 -0.283370 0.865986

0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0045 0.0517 0.7435

C (1-D)Rm,t DRm,t (1-D)R2 m,t DR2 m,t CSADUS,t R2 US,m,t R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.473506 Mean dependent var 0.471614 S.D. dependent var 0.022049 Akaike info criterion 0.811407 Schwarz criterion 4,018.439 Hannan-Quinn criter. 250.1714 Durbin-Watson stat 0.000000

0.023650 0.030333 -4.786920 -4.764265 -4.778527 1.478208

Bảng 4-8: Kiểm định giả thuyết null về sự không khác biệt giữa các hệ số bầy đàn

trong thời kỳ khủng hoảng và trầm lắng: γ3 - γ4 = 0

Wald Test: Equation: EQ01

Test Statistic Value

Probability

F-statistic Chi-square

12.56214 (1, 1669) 12.56214

0.0004 0.0004

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0)

Value

Std. Err.

-4.285214

1.209040

γ3 - γ4

Restrictions are linear in coefficients.