(Luận văn) nghiên cứu mối quan hệ giữa các đặc tính nhà đầu tư cá nhân việt nam với hiệu ứng ngược vị thế và tự tin quá mức

t to ng BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO hi TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ep w n lo ad ju y th yi PHAN MINH ĐỨC pl n ua al n va NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC ĐẶC ll fu TÍNH NHÀ ĐẦU TƯ CÁ NHÂN VIỆT NAM VỚI m oi HIỆU ỨNG NGƯỢC VỊ THẾ VÀ TỰ TIN QUÁ MỨC at nh z z k jm ht vb om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ an Lu n va ey t re TP.HCM, NĂM 2014 th BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ng hi ep w n lo ad PHAN MINH ĐỨC ju y th yi pl NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC ĐẶC TÍNH al n ua NHÀ ĐẦU TƯ CÁ NHÂN VIỆT NAM VỚI HIỆU ỨNG n va NGƯỢC VỊ THẾ VÀ TỰ TIN QUÁ MỨC ll fu oi m Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 60340201 at nh z z LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ k jm ht vb om an Lu TS TRẦN THỊ HẢI LÝ l.c gm NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: n va ey t re TP.HCM, NĂM 2014 t to LỜI CAM ĐOAN ng hi ep w Tôi xin cam đoan công trình nghiên cứu riêng tơi hướng dẫn n lo TS.Trần Thị Hải Lý Các số liệu kết nêu luận văn trung thực ad ju y th chưa cơng bố cơng trình khác yi pl n ua al Tác giả luận văn n va ll fu oi m Phan Minh Đức at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi MỤC LỤC ep Trang phụ bìa Lời cam đoan w n Mục lục lo ad Danh mục bảng Tóm lược ju y th Danh mục hình yi pl GIỚI THIỆU al Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu 1.5 Đối tƣợng nghiên cứu 1.6 Phạm vi nghiên cứu n ua 1.1 n va ll fu oi m at nh z z vb jm ht KHUNG LÝ THUYẾT VỀ HIỆU ỨNG NGƢỢC VỊ THẾ VÀ TỰ TIN QUÁ MỨC k Hiệu ứng ngƣợc vị l.c gm 2.1 Lý thuyết triển vọng 2.1.2 Tính toán bất hợp lý 11 2.1.3 Hiệu ứng ngƣợc vị 15 2.1.4 Các chứng thực nghiệm hiệu ứng ngƣợc vị 16 an Lu 2.2.2 Sự tự tin q mức mơ hình tài 25 th Các khía cạnh tự tin mức 23 ey 2.2.1 t re Sự tự tin mức 22 n va 2.2 om 2.1.1 t to ng hi 2.2.3 ep 2.3 Các chứng thực nghiệm 27 Đặc điểm nhà đầu tƣ 31 w DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 35 n lo Mô tả liệu 35 ad 3.1 Điều chỉnh liệu 37 3.3 Phƣơng pháp nghiên cứu 38 ju y th 3.2 yi pl ua al KIỂM ĐỊNH VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 49 Các đặc điểm mẫu nghiên cứu 49 4.2 Kiểm định hiệu ứng ngƣợc vị 50 4.3 Đặc tính nhà đầu tƣ cá nhân Việt Nam hiệu ứng ngƣợc vị 52 4.4 Đặc điểm nhà đầu tƣ cá nhân Việt Nam tự tin mức 55 n 4.1 n va ll fu oi m nh at KẾT LUẬN 62 z z TÀI LIỆU THAM KHẢO 64 k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi DANH MỤC BẢNG ep Bảng 4.1a: Thống kê mô tả tài khoản giao dịch 50 w Bảng 4.1b: Thống kê mô tả đặc tính nhà đầu tư, tài khoản 50 n lo ad Bảng 4.2: Kiểm định khác biệt trung bình PGR PLR (t-test) 51 y th Bảng 4.3: Ma trận hệ số tương quan biến đặc điểm nhà đầu tư với PGR, ju yi PLR, PGR-PLR 53 pl ua al Bảng 4.4: Ảnh hưởng biến đặc điểm nhà đầu tư cá nhân lên hiệu ứng ngược n vị 54 va n Bảng 4.5: Kiểm định khuynh hướng tự tin mức 55 fu ll Bảng 4.6: Ma trận hệ số tương quan biến đặc điểm nhà đầu tư với tần suất m oi giao dịch, số lượng chứng khoán trung bình tài khoản tỷ suất sinh lợi vượt nh at trội danh mục 58 z Bảng 4.7: Ảnh hưởng biến đặc điểm nhà đầu tư lên biến tự tin mức z vb 59 k jm ht l.c gm DANH MỤC HÌNH Hình 2.1: Hàm giá trị lý thuyết triển vọng 10 om an Lu Hình 3.1: Chỉ số thị trường VNINDEX HNXINDEX giai đoạn nghiên cứu 36 n va ey t re th t to ng hi Tóm lược ep Nghiên cứu tiến hành dựa liệu giao dịch 116 tài khoản nhà đầu w tư cá nhân công ty chứng khoán Việt Nam giai đoạn từ 01/01/2011 n lo ad đến 30/04/2014 để kiểm định hiệu ứng ngược vị xem xét mức độ tự tin y th mức nhà đầu tư cá nhân Việt Nam Đồng thời xem xét đặc tính cá nhân ju yi pl nhà đầu tư bao gồm thời gian kích hoạt tài khoản, số lượng giao dịch, giá trị tài al n ua khoản độ tuổi ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị mức độ tự tin n va mức? Kết cho thấy nhà đầu tư cá nhân Việt Nam bị chi phối hiệu ứng ll fu ngược vị Cụ thể, họ có xu hướng thực hóa khoản lợi nhuận dự kiến m oi khoản lỗ dự kiến Các nhà đầu tư cho có nhiều kinh nghiệm khơn nh at khéo khơng phải ln ln bị chi phối hiệu ứng ngược vị tự tin z z mức so với nhà đầu tư khác vb k jm ht Từ khoá: hiệu ứng ngược vị thế, tự tin mức, nhà đầu tư cá nhân om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi ep GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài w Cho đến nay, có nhiều nghiên cứu giới cho thấy nhà đầu tư có n lo ad thể bị chi phối dạng lệch lạc hành vi khác nhau, khiến họ gặp phải sai y th lầm nhận thức Điều không ảnh hưởng đến hiệu đầu tư mà ảnh ju yi pl hưởng đến giá tài sản Hai số lệch lạc hành vi nghiên cứu rộng rãi al n va (Overconfidence) n ua Hiệu ứng ngược vị (Disposition Effect) Quá tự tin ll fu Hiệu ứng ngược vị xu hướng nhà đầu tư bán cổ phiếu lãi (những cổ phiếu m oi tăng giá) sớm giữ cổ phiếu lỗ (những cổ phiếu giảm nh at giá) lâu Trong Quá tự tin xảy người có khuynh hướng nghĩ z z họ giỏi so với khả thật họ vb jm ht Bên cạnh đó, nhiều nhà tâm lý học phát nhóm người khác k có mức độ lệch lạc nhận thức khác Ví dụ, nhà đầu tư nam gm om l.c thường tự tin nhà đầu tư nữ (Lundeberg, Fox, & Puncochar, 1994; Barber & Odean, 2001) Hơn nữa, kinh nghiệm khác dẫn tới hành vi an Lu khác (Wolosin et al., 1973; Gervais & Odean, 2001) Vì vậy, đầu tư ey th hướng tự tin nhà đầu tư cá nhân thị trường chứng khoán Việt Nam; t re Nghiên cứu vào kiểm định tồn Hiệu ứng ngược vị Khuynh n va tất nhà đầu tư cá nhân phản ứng giống t to ng hi xem xét đặc điểm liên quan đến kinh nghiệm nhà đầu tư cá nhân bao ep gồm: (a) độ tuổi, (b) thời gian kích hoạt tài khoản, (c) số lượng giao dịch (d) giá w trị tài khoản để xét xem liệu nhà đầu tư cá nhân với đặc tính khác n lo ad có mức độ gặp phải sai lầm nhận thức định đầu tư y th hay khơng ju yi Mục tiêu nghiên cứu pl 1.2 al n ua Tìm chứng thực nghiệm hiệu ứng ngược vị xem xét mức độ tự tin n va mức nhà đầu tư cá nhân thị trường chứng khốn Việt Nam Đồng thời, ll fu tìm kiếm mối quan hệ hiệu ứng với độ tuổi, thời gian kích hoạt tài m oi khoản, số lượng giao dịch giá trị tài khoản nhà đầu tư nh Câu hỏi nghiên cứu Hiệu ứng ngược vị (Disposition effect) có tồn nhà đầu tư cá nhân at 1.3 z z jm ht Độ tuổi, thời gian kích hoạt tài khoản, số lượng giao dịch giá trị tài khoản k om l.c nhà đầu tư ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế? gm vb thị trường chứng khốn Việt Nam khơng? Độ tuổi, thời gian kích hoạt tài khoản, số lượng giao dịch giá trị tài khoản an Lu nhà đầu tư ảnh hưởng đến tần suất giao dịch, mức độ đa dạng hoá danh ey t re Phƣơng pháp nghiên cứu n 1.4 va mục thành đầu tư họ? th t to ng hi Để kiểm định tồn Hiệu ứng ngược vị nhà đầu tư cá nhân ep thị trường chứng khốn Việt Nam, tơi dựa vào phương pháp nghiên cứu w Odean (1998a), sử dụng phương pháp kiểm định khác biệt trung bình hai chuỗi n lo ad liệu Tỷ lệ thực lãi (PGR) tỷ lệ thực lỗ (PLR) nhà đầu tư cá nhân y th mẫu ju yi pl Để kiểm tra mối quan hệ biến đặc tính nhà đầu tư cá nhân với hiệu ứng al n ua ngược vị thế, tần suất giao dịch, mức độ đa dạng hoá thành đầu tư, sử Đối tƣợng nghiên cứu ll fu 1.5 n va dụng phương pháp hồi quy OLS m oi Đối tượng nghiên cứu đề tài giao dịch thực tế đặc tính nhà đầu tư nh at cá nhân Việt Nam thị trường chứng khoán Việt Nam z Phạm vi nghiên cứu z 1.6 vb om l.c gm Bài nghiên cứu trình bày sau: k Nam giai đoạn từ 01/01/2011 đến 30/04/2014 jm ht Giao dịch 116 nhà đầu tư cá nhân có tài khoản cơng ty chứng khốn Việt Khung lý thuyết hiệu ứng ngược vị tự tin mức Trong chương an Lu này, điểm qua lý thuyết có liên quan đến hiệu ứng ngược vị thế, tự tin ey th cách tổ chức liệu trình bày phương pháp nghiên cứu t re Dữ liệu phương pháp nghiên cứu Trong chương này, mô tả liệu, n va chứng từ nghiên cứu trước hiệu ứng t to ng hi turnover numofs~k abnoma~n numoft~e accvalue invest~e ep 1.0000 numofstock -0.1084 0.2467 1.0000 -0.1506 0.1065 -0.0315 0.7375 1.0000 0.3346 0.0002 0.5906 0.0000 -0.0676 0.4707 1.0000 0.4660 0.0000 0.1102 0.2388 0.3029 0.0010 1.0000 0.3345 0.0002 -0.0638 0.4965 0.3363 0.0002 0.3176 0.0005 1.0000 0.1077 0.2496 0.2928 0.0014 0.1067 0.2543 0.0565 0.5471 turnover accage w n lo ad abnomalret~n y th numoftrade ju yi accvalue pl -0.2737 0.0030 al 0.0719 0.4433 accage 0.2046 0.0276 n ua investorage n va 0.0645 0.4913 1.0000 ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi Phụ lục 2: Kết mơ hình kiểm định ep Bảng 2.1 Kiểm định khác biệt trung bình PGR PLR (t-test) w Two-sample t test with equal variances n lo Group ad Mean 116 116 ju 232 yi combined y th Obs pl diff Std Err Std Dev [95% Conf Interval] 5014293 3476991 0200044 0152222 2154535 163948 4618045 3175469 5410541 3778514 4245642 0135228 2059727 3979205 451208 1537302 0251374 1042011 2032592 al t = degrees of freedom = n ua diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = va Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 0.0000 n Ha: diff < Pr(T < t) = 1.0000 6.1156 230 ll fu oi m Bảng 2.2a: Kết hồi quy biến đặc điểm nhà đầu tƣ lên PGR df MS at SS nh Source z 51417292 029564262 Total 5.33832475 115 046420215 = = = = = = 116 17.39 0.0000 0.3853 0.3631 17194 0209673 0111436 07115 0019456 2736683 -5.57 -3.17 -0.49 -0.22 6.88 P>|t| 0.000 0.002 0.624 0.828 0.000 [95% Conf Interval] -.1584038 -.0573885 -.1759294 -.0042783 1.341349 -.0753078 -.0132251 1060474 0034323 2.425933 an Lu -.1168558 -.0353068 -.034941 -.000423 1.883641 t om numoftrade accvalue investorage accage _cons Std Err l.c Coef gm pgr k jm ht 111 vb 2.05669168 3.28163307 z Model Residual Number of obs F( 4, 111) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE n va ey t re th t to ng hi Bảng 2.2b: Kiểm định phƣơng sai thay đổi mơ hình hồi quy biến đặc điểm ep nhà đầu tƣ lên PGR w Kiểm định Breush-Pagan n lo ad ju y th Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of pgr yi chi2(1) Prob > chi2 7.50 0.0062 pl = = ua al n Bảng 2.2c: Kết hồi quy biến đặc điểm nhà đầu tƣ lên PGR khắc va n phục phƣơng sai thay đổi - phƣơng pháp Weighted least squares regression – fu ll Philip B Ender (thay đổi tỷ trọng phƣơng sai biến numoftrade accage) 2.9955e+07) df MS z SS at Source type: proportional to e^2 nh (sum of wgt is oi m WLS regression - z 022127494 000217974 Total 112705042 115 000980044 = = = = = = 116 101.51 0.0000 0.7853 0.7776 01476 k jm 111 ht 088509975 024195067 vb Model Residual Number of obs F( 4, 111) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 0115642 00392 0373494 002151 1455722 -11.47 -9.41 -0.03 0.53 12.71 P>|t| 0.000 0.000 0.974 0.594 0.000 [95% Conf Interval] -.1555198 -.0446746 -.0752095 -.0031133 1.56138 -.1096893 -.029139 0728112 0054114 2.138302 an Lu -.1326045 -.0369068 -.0011992 0011491 1.849841 t om numoftrade accvalue investorage accage _cons Std Err l.c Coef gm pgr n va ey t re th t to ng hi 6000 ep Weighted Residuals versus Fitted lo ad yi ju y th 2000 n 4000 w n -4000 ua al -2000 pl n va Fitted values ll fu oi m at nh Bảng 2.3a: Kết hồi quy biến đặc điểm nhà đầu tƣ lên PLR df MS z SS z Source Total 3.09108049 115 026878961 0159801 008493 0542266 0014828 208575 -6.42 -2.92 0.25 2.23 5.93 P>|t| 0.000 0.004 0.801 0.028 0.000 116 17.25 0.0000 0.3833 0.3611 13105 [95% Conf Interval] -.1342686 -.0416219 -.0937412 0003654 8231976 -.0709373 -.0079629 1211661 006242 1.649808 an Lu -.1026029 -.0247924 0137124 0033037 1.236503 t om numoftrade accvalue investorage accage _cons Std Err l.c Coef = = = = = = gm plr k 296223367 017172856 jm 111 ht 1.18489347 1.90618702 vb Model Residual Number of obs F( 4, 111) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE n va ey t re th t to ng hi Bảng 2.3b: Kiểm định phƣơng sai thay đổi mơ hình hồi quy biến đặc điểm ep nhà đầu tƣ lên PLR w Kiểm định Breush-Pagan n lo ad Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of plr y th = = ju chi2(1) Prob > chi2 17.44 0.0000 yi pl Bảng 2.3c: Kết hồi quy biến đặc điểm nhà đầu tƣ lên PLR khắc ua al n phục phƣơng sai thay đổi - phƣơng pháp Weighted least squares regression – va n Philip B Ender (thay đổi tỷ trọng phƣơng sai biến numoftrade accage) m 1.5813e+07) nh SS oi Source type: proportional to e^2 ll (sum of wgt is fu WLS regression - df MS at Number of obs F( 4, 111) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 221626201 067143142 111 05540655 000604893 Total 288769343 115 002511038 z Model Residual z 116 91.60 0.0000 0.7675 0.7591 02459 0092166 0040634 0354256 0013084 0933909 -11.06 -6.22 -1.62 2.86 16.04 P>|t| 0.000 0.000 0.108 0.005 0.000 [95% Conf Interval] -.120182 -.0333285 -.1275933 0011499 1.313344 om -.1019187 -.0252766 -.0573952 0037426 1.498404 t l.c numoftrade accvalue investorage accage _cons Std Err gm Coef k plr jm ht vb = = = = = = -.0836554 -.0172248 0128029 0063353 1.683464 an Lu n va ey t re th t to ng ep w 5000 10000 hi Weighted Residuals versus Fitted n lo ad pl n ua al n va -15000 -10000 yi -5000 ju y th Fitted values ll fu oi m at nh Bảng 2.4a: Kết hồi quy biến đặc điểm nhà đầu tƣ lên PGR-PLR (DE) SS df MS z Source z 067121875 028625552 Total 3.44592381 115 029964555 = = = = = = 116 2.34 0.0590 0.0779 0.0447 16919 k jm 111 ht 2684875 3.17743631 vb Model Residual Number of obs F( 4, 111) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 0206317 0109652 0700113 0019144 2692886 -0.69 -0.96 -0.69 -1.95 2.40 P>|t| 0.491 0.340 0.489 0.054 0.018 [95% Conf Interval] -.0551365 -.0322414 -.1873664 -.0075198 1134321 0266296 0112152 0900977 0000674 1.180659 an Lu -.0142535 -.0105131 -.0486343 -.0037262 6470454 t om numoftrade accvalue investorage accage _cons Std Err l.c Coef gm de n va ey t re th t to ng hi Bảng 2.4b: Kiểm định phƣơng sai thay đổi mơ hình hồi quy biến đặc điểm ep nhà đầu tƣ lên PGR-PLR (DE) w Kiểm định Breush-Pagan n lo ad ju y th Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of de = = yi chi2(1) Prob > chi2 6.02 0.0142 pl al n ua Bảng 2.4c: Kết hồi quy biến đặc điểm nhà đầu tƣ lên PGR-PLR (DE) n va khắc phục phƣơng sai thay đổi - phƣơng pháp Weighted least squares fu ll regression – Philip B Ender (thay đổi tỷ trọng phƣơng sai biến numoftrade oi m accage) z 1.0195e+07) df MS 111 010857663 000492665 Total 098116497 115 000853187 0122832 0040284 0391836 0015036 0942449 -2.86 -4.07 2.66 -2.59 3.39 P>|t| 0.005 0.000 0.009 0.011 0.001 [95% Conf Interval] -.0594325 -.0243639 0264167 -.0068673 1331305 -.0107523 -.0083987 1817065 -.0009082 5066357 n va -.0350924 -.0163813 1040616 -.0038878 3198831 t 116 22.04 0.0000 0.4426 0.4226 0222 an Lu numoftrade accvalue investorage accage _cons Std Err om Coef = = = = = = l.c de gm 043430652 054685845 k Model Residual Number of obs F( 4, 111) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE jm ht SS vb Source type: proportional to e^2 z (sum of wgt is at nh WLS regression - ey t re th t to ng hi 2000 ep Weighted Residuals versus Fitted w n lo ad ju y th pl -2000 yi n va -4000 n ua al m ll fu oi Fitted values at nh z Bảng 2.5a: Kết hồi quy biến đặc điểm nhà đầu tƣ lên Tần suất giao z df MS 263876134 023910663 Total 3.7095881 115 032257288 4.46 -4.96 0.74 1.52 2.72 0.000 0.000 0.461 0.131 0.008 [95% Conf Interval] 0467086 -.0695882 -.079445 -.000802 1819181 1214382 -.0298714 1741412 0061322 1.157302 ey t re 0188562 0100216 0639863 0017497 2461143 P>|t| n 0840734 -.0497298 0473481 0026651 66961 t va numoftrade accvalue investorage accage _cons Std Err 116 11.04 0.0000 0.2845 0.2588 15463 an Lu Coef = = = = = = om turnover l.c 111 gm 1.05550453 2.65408357 k Model Residual Number of obs F( 4, 111) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE jm SS ht Source vb dịch (Turnover) th t to ng hi Bảng 2.5b: Kiểm định phƣơng sai thay đổi mơ hình hồi quy biến đặc điểm ep nhà đầu tƣ lên Tần suất giao dịch (Turnover) w Kiểm định Breusch-Pagan n lo ad Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of numofstock y th = = ju chi2(1) Prob > chi2 yi pl n ua al Kiểm định White 25.63 0.0000 20.41 0.1177 ll = = fu chi2(14) Prob > chi2 n va White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity m oi Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test nh chi2 df p Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 20.41 12.42 1.52 14 0.1177 0.0145 0.2178 Total 34.35 19 0.0167 at Source z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi Bảng 2.6a: Kết hồi quy biến đặc điểm nhà đầu tƣ lên Số lƣợng cổ phiếu ep nắm giữ trung bình (Numofstock) w n Source SS lo ad Model Residual y th Total df MS 476.799923 563.28356 111 119.199981 5.07462666 1040.08348 115 9.04420419 Number of obs F( 4, 111) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 116 23.49 0.0000 0.4584 0.4389 2.2527 ju yi numofstock Coef Std Err pl 1.769479 5815622 9049817 -.0421821 -18.8512 n ua al numoftrade accvalue investorage accage _cons t 6.44 3.98 0.97 -1.65 -5.26 [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.334 0.101 0.000 1.225141 2922605 -.9421671 -.0926919 -25.956 2.313818 8708639 2.752131 0083277 -11.7464 n va 2747009 1459964 9321658 0254898 3.585445 P>|t| ll fu Bảng 2.6b: Kiểm định phƣơng sai thay đổi mơ hình hồi quy biến đặc điểm m oi nhà đầu tƣ lên Số lƣợng cổ phiếu nắm giữ trung bình (Numofstock) nh at Kiểm định Breusch-Pagan z z Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of numofstock 25.63 0.0000 k jm = = ht vb chi2(1) Prob > chi2 = = 42.94 0.0001 an Lu chi2(14) Prob > chi2 om White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity l.c gm Kiểm định White Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test p 42.94 20.28 2.04 14 0.0001 0.0004 0.1530 Total 65.25 19 0.0000 th Heteroskedasticity Skewness Kurtosis ey df t re chi2 n va Source t to ng hi Bảng 2.6c: Kết hồi quy biến đặc điểm nhà đầu tƣ lên Số lƣợng cổ phiếu ep nắm giữ trung bình (numofstock) khắc phục phƣơng sai thay đổi - phƣơng w pháp Weighted least squares regression – Philip B Ender (thay đổi tỷ trọng n lo ad phƣơng sai biến numoftrade accage) y th type: proportional to e^2 ju WLS regression - yi (sum of wgt is pl SS df ua al Source 2.2155e+03) 4.0667769 1.69225988 Total 5.75903678 n Model Residual MS 111 Number of obs F( 4, 111) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 1.01669422 015245585 va 115 050078581 = = = = = = 116 66.69 0.0000 0.7062 0.6956 12347 n P>|t| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.372 0.000 0.000 nh 5.91 12.22 -0.90 -5.79 -3.61 at 2084973 0253951 5911544 006481 1.668927 oi 1.232313 3103561 -.5293432 -.0375036 -6.019408 t m numoftrade accvalue investorage accage _cons Std Err ll Coef fu numofstock 8191619 2600339 -1.700755 -.050346 -9.326497 1.645465 3606782 6420687 -.0246612 -2.712319 z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi ep Weighted Residuals versus Fitted w n lo ad ju y th yi pl n ua al ll fu -2 n va oi m Fitted values nh at Bảng 2.7a: Kết hồi quy biến đặc điểm nhà đầu tƣ lên Tỷ suất sinh lợi z z Source SS df jm ht vb vƣợt trội (abnormal return) MS 000709604 000534491 Total 062166872 115 000540581 -1.22 1.60 -0.78 1.37 -0.34 0.224 0.113 0.439 0.174 0.735 [95% Conf Interval] -.0090323 -.0005782 -.0263873 -.0001609 -.0854124 0021406 00536 0115267 0008759 0604186 ey Bảng 2.7b: Kiểm định phƣơng sai thay đổi mơ hình hồi quy biến đặc điểm t re 0028192 0014983 0095667 0002616 0367969 P>|t| n -.0034459 0023909 -.0074303 0003575 -.0124969 t va numoftrade accvalue investorage accage _cons Std Err 116 1.33 0.2641 0.0457 0.0113 02312 an Lu Coef = = = = = = om abnomalret~n l.c 111 gm 002838416 059328456 k Model Residual Number of obs F( 4, 111) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE th nhà đầu tƣ lên Tỷ suất sinh lợi vƣợt trội (abnormal return) t to ng hi Kiểm định Breusch-Pagan ep Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of abnomalreturn w n lo = = ad chi2(1) Prob > chi2 38.38 0.0000 ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi Kiểm định White ep White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity w n lo ad chi2(14) Prob > chi2 = = 41.91 0.0001 chi2 df p 41.91 9.09 1.45 14 0.0001 0.0588 0.2284 52.46 19 0.0001 yi Source pl ju y th Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test n n va Total ua al Heteroskedasticity Skewness Kurtosis fu ll Bảng 2.7c: Kết hồi quy biến đặc điểm nhà đầu tƣ lên Tỷ suất sinh lợi oi m vƣợt trội (abnormal return) khắc phục phƣơng sai thay đổi - phƣơng pháp nh at Weighted least squares regression – Philip B Ender (thay đổi tỷ trọng phƣơng z z 2.8409e+10) df gm SS k Source type: proportional to e^2 jm (sum of wgt is ht WLS regression - vb sai biến numoftrade accvalue) MS 111 000709385 000038025 Total 007058275 115 000061376 -2.00 -0.04 5.27 -3.65 -0.73 0.048 0.964 0.000 0.000 0.465 [95% Conf Interval] -.0089973 -.0056639 0131123 -.0008646 -.1845339 -.0000484 0054133 0289291 -.0002563 0848298 ey 002258 0027951 003991 0001535 0679674 P>|t| t re -.0045229 -.0001253 0210207 -.0005605 -.049852 t n numoftrade accvalue investorage accage _cons Std Err 116 18.66 0.0000 0.4020 0.3805 00617 va Coef = = = = = = an Lu abnomalret~n om 002837539 004220737 l.c Model Residual Number of obs F( 4, 111) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE th ep w n lo ad ju y th hi 1.00e+07 2.00e+07 ng yi pl n ua al n va ll fu 02 oi m 01 Fitted values -.01 -.02 -2.00e+07 -1.00e+07 t to Weighted Residuals versus Fitted at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th