Luận văn: KIỂM ĐỊNH ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ VÀ RỦI RO HÀNH VI BẦY ĐÀN TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM potx

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM - CƠNG TRÌNH DỰ THI GIẢI THƢỞNG NGHIÊN CỨU KHOA HỌC SINH VIÊN “NHÀ KINH TẾ TRẺ – NĂM 2011” TÊN CƠNG TRÌNH: KIỂM ĐỊNH ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ VÀ RỦI RO HÀNH VI BẦY ĐÀN TRÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM THUỘC NHĨM NGÀNH: KHOA HỌC KINH TẾ MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG DANH MỤC HÌNH DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT MỞ ĐẦU Chƣơng 1: CÁC TÁC NHÂN KINH TẾ VÀ THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN 1.1 Giới thiệu 1.2 Học thuyết: 1.3 Xây dựng nhân tố kinh tế 1.3.1 Sản lƣợng công nghiệp 1.3.2 Lạm phát 1.3.3 Tiêu dùng 1.3.4 Giá dầu 1.3.5 Thay đổi tỷ giá hối đoái 1.3.6 Tăng trƣởng cung tiền 1.3.7 Thay đổi cán cân thƣơng mại 1.3.8 Giá vàng 1.3.9 Chênh lệch lãi suất 1.3.10 Tỷ suất sinh lợi MSCI Châu Á 10 1.4 Những kết kiểm định ảnh hƣởng yếu tố vĩ mô lên TTCK giới 10 1.4.1 Tổng quan mối quan hệ giá CK nhân tố vĩ mô nƣớc 10 1.4.2 Chứng thị trƣờng chứng khoán Mỹ 11 1.4.3 Chứng thị trƣờng chứng khoán quốc gia Brazil, Ấn độ, Trung Quốc, Nga 12 1.4.4 Chứng thực nghiệm Thái Lan 12 1.4.5 Chứng thị trƣờng chứng khốn Ln Đơn 13 KẾT LUẬN CHƢƠNG 16 Chƣơng 2: TÀI CHÍNH HÀNH VI 17 2.1 Hành vi không hợp lý (nhận thức lệch lạc) 17 2.1.1 Thuyết triển vọng 18 2.1.2 Sự khơng u thích rủi ro 20 2.1.3 Định nghĩa hẹp 20 2.1.4 Tính tốn bất hợp lý 20 2.1.5 Hiệu ứng phân bổ tài khoản 21 2.1.6 Hiệu ứng tiếc nuối 21 2.1.7 Mâu thuẩn nhận thức 21 2.1.8 Phụ thuộc vào kinh nghiệm hay thuật toán 22 2.1.9 Quá tự tin 22 2.1.10 Lệch lạc tình điển hình 22 2.1.11 Bảo thủ 23 2.2 Tâm lý bầy đàn 23 2.2.1 Tâm lý bầy đàn theo thông tin 23 2.2.2 Tâm lý bầy đàn theo danh tiếng 24 2.2.3 Tâm lý bầy đàn theo thù lao 24 2.3 Hạn chế khả kinh doanh chênh lệch giá 24 KẾT LUẬN CHƢƠNG 25 Chƣơng 3: KIỂM ĐỊNH ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC BIẾN KINH TẾ VĨ MƠ LÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM 26 3.1 Nguồn liệu phƣơng pháp tiến hành kiểm định 26 3.1.1 Nguồn liệu 26 3.1.2 Phƣơng pháp tiến hành kiểm định, giới thiệu mô hình phân tích 27 3.1.2.1 Kiểm định nghiệm đơn vị 27 3.1.2.2 Kiểm định đồng liên kết 29 3.2 Phân tích kết hồi quy cho tồn giai đoạn từ tháng 1/2005 đến tháng 12/2010 31 3.2.1 Kiểm định mối quan hệ TSSL CK với nhân tố 31 3.2.2 Tác động tổng hợp nhân tố lên TSSL CK 38 3.3 Phân tích kết hồi quy cho giai đoạn khủng hoảng 42 3.4 Những giới hạn mơ hình 44 KẾT LUẬN CHƢƠNG 46 Chƣơng 4: ẢNH HƢỞNG CỦA TÀI CHÍNH HÀNH VI LÊN TỶ SUẤT SINH LỢI THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 47 4.1 Các biểu Tài hành vi thị trƣờng chứng khoán Việt Nam 47 4.1.1 Phản ứng thái với tin tức kinh tế 47 4.1.2 Tâm lý hành động theo nhà đầu tƣ nƣớc 48 4.1.3 Lệch lạc tình điển hình 49 4.2 Đo lƣờng mức độ ảnh hƣởng Tài hành vi lên thị trƣờng chứng khốn Việt Nam 49 4.2.1 Bài nghiên cứu “Nghiên cứu rủi ro TSSL TTCK Việt Nam” tác giả Trần Thị Hải Lý 49 4.2.2 Bài nghiên cứu “Đo lƣờng hành vi bầy đàn Thị trƣờng chứng khoán Việt Nam” tác giả Cao Vệ 52 KẾT LUẬN CHƢƠNG 54 Chƣơng 5: NHỮNG KIẾN NGHỊ CHO NHÀ ĐẦU TƢ VÀ CHÍNH PHỦ DỰA TRÊN MƠ HÌNH ĐA NHÂN TỐ 55 5.1 Kiến nghị cho Nhà đầu tƣ: 55 5.1.1 Nhân định thị trƣờng thời gian qua dự đoán cho thời gian tới 55 5.1.2 Ứng dụng mơ hình định lƣợng vào dự báo giá Chứng khoán cho Nhà đầu tƣ 57 5.2 Kiến nghị cho Chính phủ 58 5.2.1 Điều hành sách vĩ mơ dựa chế thị trƣờng 58 5.2.2 Minh bạch thông tin thị trƣờng chứng khoán 59 5.2.3 Xây dựng hoàn thiện thị trƣờng phái sinh 60 KẾT LUẬN CHƢƠNG 60 KẾT LUẬN 61 PHỤ LỤC PHỤ LỤC PHỤ LỤC PHỤ LỤC PHỤ LỤC PHỤ LỤC PHỤ LỤC DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO DANH MỤC BẢNG Bảng 1: Các biến, ký hiệu biến, cách tính nguồn liệu Bảng 2: Kết kiểm định hồi quy đơn biến Bảng 3: Tổng hợp kết kiểm định nghiệm đơn vị biến Bảng 4: Kết hồi quy đơn biến giai đoạn sau khủng hoảng Bảng 5: Kết kiểm định hành vi bầy đàn toàn phân phối TSSL thị trường từ 01/01/2002 đến 31/12/2008 Bảng 6: Kiểm định hành vi bầy đàn trường hợp thị trường giảm tăng Bảng 7: Kết ước lượng từ mơ hình Hwang Salmon Bảng 8: Dự báo tình hình kinh tế Việt Nam DANH MỤC HÌNH Hình 1: Đường lợi ích biên trường hợp NĐT khơng thích rủi ro theo Lý thuyết hữu dụng kỳ vọng Hình 2:Mối quan hệ thay đổi lạm phát số VN-Index Hình 3: Đồ thị thay đổi tỷ giá hối đối số VN-Index Hình 4: Đồ thị M2/GDP Hình 5: Mối quan hệ TSSL MSCI Châu Á TSSL VN-Index Hình 6: Mối quan hệ độ phân tán trung bình CSAD |Rm,t| DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT - TTCK : TTCK - CK - TGHĐ : Tỷ giá hối đoái - TTQT : Thị trường quốc tế - TSSL : Tỷ suất sinh lợi - CP : Cổ phiếu - XK : Xuất - NK : Nhập - DN : Doanh nghiệp - NĐT : NĐT - CRR : Chen – Roll – Ross - NEER : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực - NHNN - GDP : Tổng sản phẩm quốc nội - CPI - CCK : Chang, Cheng Khorana - HS : Chứng khoán : Ngân hàng nhà nước : Chỉ số giá tiêu dùng : Hwang Salmon MỞ ĐẦU Lý chọn đề tài TTCK đóng vai trị quan trọng kinh tế thông qua việc huy động nguồn vốn chuyển hóa chúng thành khoản đầu tư hiệu Điều hàm ý có mối quan hệ đặc biệt TTCK với kinh tế Do đó, việc phát triển TTCK vấn đề cấp bách trước tình hình hội nhập ngày sâu rộng xu hướng quốc tế hóa TTCK thị trường vốn đóng vai trị quan trọng kinh tế thị trường, tạo điều kiện cho nhà nước, doanh nghiệp cá nhân huy động nguồn vốn cho hoạt động sản xuất kinh doanh Chính điều mà đòi hỏi phải phát triển thị trường lành mạnh ổn định Để làm điều này, cần phải tìm nguyên nhân tác động đến nó, từ đưa giải pháp thích hợp để định hướng tốt cho thị trường Những ngun nhân tác động đến TTCK khơng thể khơng nói đến biến đổi kinh tế vĩ mơ Chính mà tác giả lựa chọn đề tài “Vận dụng mơ hình đa nhân tố Chen – Roll – Ross vào kiểm định ảnh hưởng nhân tố vĩ mô lên TTCK Việt Nam” Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu đề tài nghiên cứu mối quan hệ TSSL TTCK Việt Nam nhân tố kinh tế vĩ mơ Bên cạnh đó, hành vi NĐT nghiên cứu nhân tố rủi ro thị trường Từ kết kiểm định xác định nhân tố tác động chủ yếu đến số giá thị trường, đề xuất giải pháp nhằm khắc phục yếu điểm có sách kinh tế vĩ mơ, từ giúp cho việc thực sách kinh tế vĩ mơ thời gian tới hiệu hơn, giúp NĐT nhận định việc đầu tư mang lại hiệu Phƣơng pháp nghiên cứu - Phương pháp thống kê phân tích so sánh: dựa số liệu thu thập được, tác giả thống kê phân tích, đánh giá tương quan biến, tác giả dùng phương pháp so sánh đồ thị để phân tích dễ dàng - Phương pháp hồi quy (đơn biến đa biến) để xác định mối quan hệ nhân tố vĩ mô TSSL Nội dung nghiên cứu Chương 1: Trình bày vấn đề xây dựng yếu tố vĩ mô để tiến hành kiểm định TTCK Việt Nam chương sau Đồng thời minh họa nghiên cứu TTCK giới ảnh hưởng biến vĩ mô lên TTCK nước Chương 2: Trình bày lý luận chung Tài hành vi Chương 3: Kiểm định ảnh hưởng biến kinh tế vĩ mô lên TTCK Việt Nam Chương 4: Phân tích định tính minh họa vài phân tích định lượng ảnh hưởng TCHV lên TTSL TTCK Việt Nam Chương 5: Đề xuất giải pháp nhằm tăng khả áp dụng mơ hình xây dựng chương Đồng thời, thơng qua nhằm hạn chế tâm lý bầy đàn TTCK Đóng góp đề tài Từ việc kiểm định ảnh hưởng biến kinh tế vĩ mô lên TTCK Việt Nam, nghiên cứu hạn chế TTCK Việt Nam, hạn chế phía nhà đầu tư Từ đó, đề tài đưa khuyến nghị cho phía nhà đầu tư phía phủ, nhằm giúp cho thị trường hoạt động hiệu Hƣớng phát triển đề tài Bằng việc kiểm định ảnh hưởng yếu tố vĩ mô lên TTCK, nghiên cứu phát yếu tố vĩ mơ có tác động đến giá CK tác động mờ nhạt, mà chủ yếu giá CK chịu chi phối nhiều từ hành vi bầy đàn NĐT thị trường Cùng với giới hạn thị trường, điều làm cho mơ hình đa nhân tố xây dựng trở nên hiệu Thông qua nghiên cứu, vấn đề nghiên cứu tương lai gợi mở Như kiểm định với chuỗi thời gian dài hơn, có sức thuyết phục hơn, kiểm định ảnh hưởng rủi ro hệ thống lên ngành, nghiên cứu hành vi bầy đàn nhóm NĐT khác nhau,… Chƣơng 1: CÁC TÁC NHÂN KINH TẾ VÀ THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN Trong đầu tư, hiểu biết hành vi giá CK điều cần thiết Trong thị trường tài chính, giá CK chịu ảnh hưởng nhiều nhân tố nhân tố vĩ mô, nhân tố thuộc doanh nghiệp, tâm lý bầy đàn NĐT Có nhiều nghiên cứu thực nghiệm chứng minh tác động Trong số đó, nghiên cứu tác giả Nai-fu Chen, Richard Roll Stephen A.Ross (1986) trở thành sở cho nghiên cứu sau nhân tố vĩ mô tác động đến TSSL TTCK Chương dựa nghiên cứu gốc “Economic forces and the stock market” Chen – Roll – Ross viết vào năm 1986 mở rộng thêm yếu tố vĩ mô làm tảng cho trình tiến hành kiểm định TTCK Việt Nam Để minh họa ảnh hưởng khác biến kinh tế vĩ mô lên TTCK, nghiên cứu CRR thực thông qua việc kiểm định TTCK Mỹ Lý thuyết tài cho biến kinh tế vĩ mơ sau có tác động mang tính hệ thống lên TSSL TTCK: biến động đường cong giá lãi suất, lạm phát kỳ vọng lạm phát ngồi kỳ vọng, sản lượng cơng nghiệp, thay đổi phần bù rủi ro CRR nhận thấy biến kinh tế vĩ mô nguồn gốc rủi ro định giá đáng kể 1.1 Giới thiệu Giá tài sản thường tin phản ứng nhạy cảm với thông tin kinh tế Những chứng ngày ủng hộ quan điểm giá tài sản định chịu ảnh hưởng đa dạng kiện không lường trước mà kiện có tác động mạnh đến giá tài sản kiện khác Phù hợp với khả NĐT việc đa dạng hóa, học thuyết tài đại tập trung vào ảnh hưởng thị trường, hay ảnh hưởng hệ thống coi rủi ro đầu tư Kết luận chung học thuyết đại cho thành tố tác động đến TSSL dài hạn tài sản định chịu ảnh hưởng thông tin kinh tế PHỤ LỤC 4: KIỂM ĐỊNH ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ LÊN TTCK VIỆT NAM GIAI ĐOAN SAU KHỦNG HOẢNG PHỤ LỤC 4.1: Kiểm định mối quan hệ nhân tố với TSSL CK (1) R_M2_GDP R Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 04/07/11 Time: 14:03 Sample: 28 Included observations: 28 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.057031 0.027054 -2.108046 0.0448 R_M2_GDP 9.021596 3.258247 2.768850 0.0102 R-squared 0.227720 Mean dependent var -0.003804 Adjusted R-squared 0.198016 S.D dependent var 0.112479 S.E of regression 0.100729 Akaike info criterion -1.684020 Sum squared resid 0.263804 Schwarz criterion -1.588862 Log likelihood 25.57628 F-statistic 7.666528 Durbin-Watson stat 1.551387 Prob(F-statistic) 0.010236 (2) R_CPI R Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 04/06/11 Time: 01:52 Sample: 28 Included observations: 28 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.012151 0.027807 -0.436967 0.6657 R_CPI 1.458026 3.065792 0.475579 0.6383 R-squared 0.008624 Mean dependent var -0.003804 -0.029506 S.D dependent var 0.112479 S.E of regression 0.114126 Akaike info criterion -1.434274 Sum squared resid 0.338645 Schwarz criterion -1.339116 Log likelihood 22.07983 F-statistic 0.226175 Durbin-Watson stat 1.133958 Prob(F-statistic) 0.638346 Adjusted R-squared (3) R_Ex R Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 04/04/11 Time: 23:27 Sample: 28 Included observations: 28 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 0.022941 0.021920 1.046555 0.3049 R_EX -4.577271 1.771561 -2.583750 0.0157 R-squared 0.204303 Mean dependent var -0.003804 Adjusted R-squared 0.173699 S.D dependent var 0.112479 S.E of regression 0.102245 Akaike info criterion -1.654149 Sum squared resid 0.271803 Schwarz criterion -1.558992 Log likelihood 25.15809 F-statistic 6.675763 Durbin-Watson stat 1.226917 Prob(F-statistic) 0.015746 (4) R_GOLD R Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 04/04/11 Time: 23:29 Sample: 28 Included observations: 28 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.008199 0.022424 -0.365650 0.7176 R_GOLD R-squared 0.235294 0.346131 0.679781 0.5027 0.017463 Mean dependent var -0.003804 -0.020327 S.D dependent var 0.112479 S.E of regression 0.113616 Akaike info criterion -1.443229 Sum squared resid 0.335626 Schwarz criterion -1.348072 Log likelihood 22.20521 F-statistic 0.462103 Durbin-Watson stat 1.056834 Prob(F-statistic) 0.502651 Adjusted R-squared (5) R_IP R Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 04/04/11 Time: 23:30 Sample: 28 Included observations: 28 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.005414 0.021839 -0.247900 0.8062 R_IP 0.148847 0.315883 0.471211 0.6414 R-squared 0.008468 Mean dependent var -0.003804 -0.029668 S.D dependent var 0.112479 S.E of regression 0.114135 Akaike info criterion -1.434116 Sum squared resid 0.338698 Schwarz criterion -1.338958 Log likelihood 22.07762 F-statistic 0.222040 Durbin-Watson stat 1.119940 Prob(F-statistic) 0.641420 Adjusted R-squared (6) R_MSCI R Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 04/04/11 Time: 23:31 Sample: 28 Included observations: 28 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.013223 0.014637 -0.903432 0.3746 R_MSCI 0.865901 0.153796 5.630188 0.0000 R-squared 0.549386 Mean dependent var -0.003804 Adjusted R-squared 0.532054 S.D dependent var 0.112479 S.E of regression 0.076943 Akaike info criterion -2.222756 Sum squared resid 0.153926 Schwarz criterion -2.127598 Log likelihood 33.11858 F-statistic 31.69902 Durbin-Watson stat 1.956245 Prob(F-statistic) 0.000006 (7) R_OIL R Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 04/04/11 Time: 23:32 Sample: 28 Included observations: 28 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.000204 0.020055 -0.010168 0.9920 R_OIL 0.439940 0.206260 2.132943 0.0425 R-squared 0.148921 Mean dependent var -0.003804 Adjusted R-squared 0.116187 S.D dependent var 0.112479 S.E of regression 0.105743 Akaike info criterion -1.586862 Sum squared resid 0.290721 Schwarz criterion -1.491705 Log likelihood 24.21607 F-statistic 4.549447 Durbin-Watson stat 1.497846 Prob(F-statistic) 0.042536 (8) R_Rf R Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 04/04/11 Time: 23:32 Sample: 28 Included observations: 28 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.000633 0.021530 -0.029384 0.9768 R_RF 0.246354 0.254171 0.969246 0.3414 R-squared 0.034872 Mean dependent var -0.003804 -0.002248 S.D dependent var 0.112479 S.E of regression 0.112605 Akaike info criterion -1.461107 Sum squared resid 0.329679 Schwarz criterion -1.365949 Log likelihood 22.45550 F-statistic 0.939438 Durbin-Watson stat 1.265791 Prob(F-statistic) 0.341353 Adjusted R-squared (9 R_TB R Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 04/04/11 Time: 23:33 Sample: 28 Included observations: 28 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.009088 0.022341 -0.406797 0.6875 R_TB -0.015990 0.019540 -0.818342 0.4206 R-squared 0.025110 Mean dependent var -0.003804 -0.012385 S.D dependent var 0.112479 S.E of regression 0.113173 Akaike info criterion -1.451043 Sum squared resid 0.333013 Schwarz criterion -1.355886 Log likelihood 22.31460 F-statistic 0.669684 Durbin-Watson stat 1.049942 Prob(F-statistic) 0.420599 Adjusted R-squared (10) R_TM R Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 04/04/11 Time: 23:33 Sample: 28 Included observations: 28 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.015050 0.022251 -0.676362 0.5048 R_TM 0.573067 0.397041 1.443344 0.1609 R-squared 0.074181 Mean dependent var -0.003804 Adjusted R-squared 0.038573 S.D dependent var 0.112479 S.E of regression 0.110288 Akaike info criterion -1.502689 Sum squared resid 0.316251 Schwarz criterion -1.407531 Log likelihood 23.03764 F-statistic 2.083242 Durbin-Watson stat 0.823781 Prob(F-statistic) 0.160865 PHỤ LỤC 4.2: Hồi quy mơ hình đa biến Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 04/07/11 Time: 14:09 Sample (adjusted): 27 Included observations: 26 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 0.038020 0.027644 1.375328 0.1892 D(R_M2_GDP) -4.860726 4.541527 -1.070284 0.3014 R_CPI(1) -4.504504 2.755331 -1.634832 0.1229 R_EX -4.076035 1.755953 -2.321267 0.0348 R_GOLD 0.343335 0.323042 1.062819 0.3047 R_IP -0.477986 0.273536 -1.747432 0.1010 R_MSCI 0.678003 0.198019 3.423935 0.0038 R_OIL 0.289499 0.246020 1.176731 0.2576 R_RF 0.116890 0.327031 0.357429 0.7258 R_TB 0.004244 0.013950 0.304249 0.7651 R_TM 0.500984 0.293986 1.704106 0.1090 R-squared 0.775346 Mean dependent var -0.000435 Adjusted R-squared 0.625577 S.D dependent var 0.111260 S.E of regression 0.068080 Akaike info criterion -2.240154 Sum squared resid 0.069524 Schwarz criterion -1.707883 Log likelihood 40.12201 F-statistic 5.176932 Durbin-Watson stat 2.250248 Prob(F-statistic) 0.002310 PHỤ LỤC 4.3: Kiểm định mơ hình Rt = α + β1R_Ex + β2R_MSCI + ԑi Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 04/07/11 Time: 14:11 Sample: 28 Included observations: 28 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 0.007598 0.014809 0.513090 0.6124 R_EX -3.442792 1.193740 -2.884038 0.0080 R_MSCI 0.801009 0.137712 5.816571 0.0000 R-squared 0.661880 Mean dependent var -0.003804 Adjusted R-squared 0.634831 S.D dependent var 0.112479 S.E of regression 0.067970 Akaike info criterion -2.438539 Sum squared resid 0.115499 Schwarz criterion -2.295803 Log likelihood 37.13955 F-statistic 24.46917 Durbin-Watson stat 2.165331 Prob(F-statistic) 0.000001 PHỤ LỤC 5: MƠ HÌNH ĐỘ PHÂN TÁN TRUNG BÌNH CỦA TỶ SUẤT SINH LỢI CHANG, CHENG VÀ KHORANA (2000) Tiến hành hồi quy độ phân tán trung bình TSSL CK so với TSSL thị trường theo TSSL tuyệt đối thị trường TSSL thị trường bình phương thời kỳ theo mơ hình sau: CSADt = α + λ1 |Rm,t| + λ2 R2m,t + ԑt Trong đó: CSADt = độ phân tán trung bình, tính trung bình độ lệch tuyệt đối TSSL cổ phiếu i danh mục theo ngày so với TSSL trung bình danh mục thị trường Rm,t theo ngày với tỷ trọng Các tác giả tranh luận rằng, theo mơ hình định giá tài sản truyền thống độ phân tán (CSAD) tăng tuyến tính so với TSSL tuyệt đối thị trường CK khác có độ nhạy cảm so với thị trường (βi) khác (tức không tồn hành vi bầy đàn) Ngược lại người tham gia thị trường bỏ qua niềm tin họ theo thị trường thị trường có biến động giá lớn mối quan hệ tăng tuyến tính CSAD TSSL tuyệt đối thị trường khơng cịn đúng, thay vào mối quan hệ tăng phi tuyến chí giảm, hệ số λ2 mơ hình nhận giá trị âm có ý nghĩa thống kê Bên cạnh đó, nghiên cứu xem xét khả xảy bầy đàn không đối xứng hai trường hợp thị trường xuống (Rm,t 0): Mơ hình bầy đàn cho trường hợp thị trường xuống: CSADtRm,t < = α Rm,t < + λ1 |Rm,t Rm,t < 0| + λ2 (Rm,t Rm,t < 0)2 + ԑt Mơ hình bầy đàn cho trường hợp thị trường lên: CSADtRm,t > = α Rm,t > + λ1 |Rm,t Rm,t > 0| + λ2 (Rm,t Rm,t > 0)2 + ԑt Hai giả thiết kiểm định: Giả thiết 1: H0: λ2 ≥ 0: Không tồn hành vi bầy đàn TTCK Việt Nam H1: λ2 < 0: Tồn hành vi bầy đàn TTCK Việt Nam Giả thiết 2: H0: λ2 Rm,t > = λ2 Rm,t < 0: Hành vi bầy đàn đối xứng trường hợp Rm,t >0 Rm,t < H1: λ2 Rm,t > ≠ λ2 Rm,t < 0: Hành vi bầy đàn không đối xứng trường hợp Rm,t >0 Rm,t < PHỤ LỤC 6: MƠ HÌNH HWANG VÀ SALMON (2004) Trong điều kiện thị trường hiệu quả, Beta CK tính dựa cơng thức sau: Et (rit) = βimt Et(rmt) (1) Trong đó: rit phần bù rủi ro CK i thời điểm t Rmt phần bù rủi ro thị trường thời điểm t Lý thuyết CAPM cho βimt có giá trị không thay đổi theo thời gian Tuy nhiên, nghiên cứu cho βimt cân có giá trị thay đổi theo thời gian Theo HS, đóng góp phần lớn vào thay đổi giá trị Beta theo thời gian gây tâm lý NĐT Trong Beta cân theo CAPM có thay đổi, thay đổi có chậm HS cho rằng, thay xảy Beta cân theo pt (1), mối quan hệ phần bù rủi ro CP so với thị trường thể theo cơng thức đây: (2) Trong đó: : Phần bù rủi ro kỳ vọng CP i, Beta CP i thời điểm t điều kiện có hành vi bầy đàn hmt: Tham số đại diện cho hành vi bầy đàn, có giá trị thay đổi theo thời gian, hmt ≤  Khi hmt = 0, = βimt: Khơng có tâm lý bầy đàn  Khi hmt = 1, = 1: Nghĩa Beta CP Beta thị trường, Etb(rit) = Et(rmt) Do đó, hmt = thể hành vi bầy đàn hoàn hảo tất cổ phiếu biến động chiều vpows mức độ danh mục thị trường  Khi < hmt < 1, hành vi bầy đàn tồn với mức độ xác định thông qua giá trị hmt Như thảo luận trên, xảy hành vi bầy đàn cổ phiếu biến động theo hướng tiến lại gần mức độ biến động thị trường Nghĩa là:  Nếu βimt > 1, tức Et (rit) > Et (rmt), hành vi bầy đàn tạo (rmt), dẫn đến Et (rit) > (rit) > Et (rmt), kết (rit) hướng Et < βimt, cổ phiếu trở nên rủi ro so với thực chất (theo CAPM)  Nếu βimt < 1, tức Et (rit) < Et (rmt), hành vi bầy đàn tạo (rmt), dẫn đến Et (rit) < (rit) < Et (rmt), kết (rit) hướng Et > βimt, cổ phiếu trở nên rủi ro so với thực chất (theo CAPM) Bên cạnh đó, thảo luận, tồn hành vi bầy đàn đồng nghĩa với tồn hành vi bầy đàn ngược, giải thích với h mt < Trong trường hợp này, cổ phiếu có βimt > hành vi bầy đàn ngược tạo Et (rit) > (rit) > Et (rmt) Điều nghĩa làm khuếch đại mức tăng (giảm) cổ phiếu nhiều rủi ro Ngược lại, cổ phiếu có βimt < hành bi bầy đàn ngược làm cho Et (rit) < (rit) < Et (rmt) Với mục tiêu đo lường mức độ hành vi bầy đàn quy mơ tồn thị trường, HS sử dụng toàn cổ phiếu thị trường để loại bỏ tác động riêng biệt số cổ phiếu cách sử dụng liệu chéo tồn cổ phiếu thị trường thời điểm t Để đo lường biến động beta cổ phiếu, HS thực tính tốn độ lệch chuẩn beta (nhe đề cập trên, sử dụng liệu chéo): Stdc( )= = Ec( )=1 = = = = Stdc( )( ) Công thức (2) viết lại sau: log[Stdc( )] = log[Stdc( )] + log (3) Từ (3) suy Cuối (3) viết lại sau: log[Stdc( )] = μm + Hmt + νm (4) )] = μm + νmt (5) Trong đó: log[Stdc( với μm = E[log[Stdc( )]] νmt ~ iid(0, Hmt = log ) (6) HS giả định hệ số bầy đàn tuân theo quy tắc AR(1) mơ hình họ trở thành: log[Stdc( )] = μm + Hmt + νm Hmt = φmHm,t-1 + ηmt Trong đó, ηmt ~ iid(0, (7) (8) ) Hệ thống cơng thức (7) (8) tạo thành mơ hình khơng gian trạng thái với biến không quan sát nhân tố bầy đàn Để ước lượng giá trị công thức, HS sử dụng phương pháp lọc Kalman Do đó, hệ thống cơng thức trên, log[Stdc( )] kỳ vọng thay đổi theo mức độ bầy đàn khác nhau, thay đổi phản ánh thông qua Hmt Sự ý đặc biệt tập trung vào mẫu hình Hmt Nếu = Hmt = 0, lúc khơng có tượng bầy đàn Ngược lại, giá trị đáng kể hỗ trợ cho tồn tượng bầy đàn điều củng cố giá trị φm đáng kể Giá trị tuyệt đối φm nhận giá trị nhỏ 1, tượng bầy đàn khơng đượckỳ vọng q trình diễn q mức (bùng nổ) Để kiểm định tính bền vững kết nghiên cứu, HS tiến hành đánh giá lại mơ hình gốc cách thêm vào số biến (tỷ số cổ tức/giá, lãi suất tín phiếu kho bạc, phần vù kỳ hạn, phần bù rủi ro phá sản) biến phi (biến động thị trường, chiều hướng thị trường, quy mô, tỷ số giá trị sổ sách/giá trị thị trường) vào công thức (7) Ý tưởng đo lường xem liệu ý nghĩa Hmt có giữ vững ý nghĩa có diện biến tương ứng với trạng thái khác (hay thay đổi nhân tố bản) thị trường hay không Nếu thay đổi log[Stdc( )] đóng góp vào biến tượng bầy đàn mức độ thị trường, thị thêm vào biến mơ hình làm cho Hmt khơng có ý nghĩa PHỤ LỤC 7: NGHỊ ĐỊNH 11 Nghị định 11 ban hành vào ngày 24/2/2011, bao gồm hướng giải pháp nhầm khôi phục ổn định kinh tế vĩ mơ trì an sinh xã hội, là: Chính sách thắt chặt tiền tệ, sách thắt chặt tài chính, có thâm hụt thương mại, tăng giá điện hỗ trợ cho người nghèo dựa vào chế thị trường hơn, tăng cường an sinh xã hội, tăng cường mức phổ biến thơng tin sách Ngày 1/3/2011, ngân hàng nhà nước ban hành thị hướng dẫn thực nghị 11 Bao gồm: Tăng trưởng trần tín dụng 20% (giảm so với mục tiêu ban đầu 23%), mục tiêu tăng trưởng cung tiền M2 năm 15%-16% (giảm so với mức 21%-24%) Để đạt mục tiêu này, NHNN đạo ngân hàng tổ chức tín dụng kiềm chế tăng trưởng tín dụng mức 20% Các tổ chức đạo giới hạn tín dụng hoạt động “phi sản xuất” BĐS CK thị trường khoảng 22% tổng cho vay tính đến cuối tháng 6/2011, 16% tính đến cuối năm 2011 NHNN xử phạt tổ chức mà không đáp ứng mục tiêu cách gia tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc Điều có nghĩa hạn chế cho vay ngoại tệ việc nhập mặt hàng không cần thiết, bao gồm sản phẩm tiêu dùng NHNN có mục đích hạn chế nhập vàng vài doanh nghiệp, cuối cấm kinh doanh vàng miếng Những hành động nhầm làm giảm mức độ đầu vào ngoại hối vàng, từ giúp ổn định tiền đồng Về mặt tài chính, Bộ Tài sửa đổi mức thâm hụt ngân sách xuống 5% GDP (mục tiêu ban đầu 5.3%) Mục tiêu thu ngân sách sửa đổi tăng khoảng 7%-8% Chính phủ đặt mục tiêu tăng thu thuế cao thông qua việc cải thiện sách thi hành thuế Điều có nghĩa rà sốt chặt chẽ khoản đầu tư thực quan nhà nước hay doanh nghiệp nhà nước Tăng cường an sinh xã hội liên quan đến biện pháp nhầm bảo vệ cho nhóm dễ bị tổn thương từ tác động việc tăng giá điện, hỗ trợ khác Bộ thông tin truyền thông đạo thông tin kịp thời hoạt động sách DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO GS.TS Trần Ngọc Thơ, Tài doanh nghiệp đại, Nhà xuất thống kê, 2005 PGS.TS Phan Thị Bích Nguyệt, Đầu tư tài – Phân tích đầu tư chứng khốn, Nhà xuất Tài chính, 2008 Nguyễn Khắc Minh, Các phương pháp phân tích dự báo kinh tế, Nhà xuất khoa học kỹ thuật, 2002 Trần Thị Hải Lý, Nghiên cứu rủi ro tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam, Luận án tiến sĩ kinh tế, 2010 Nguyễn Duy Sửu, Phân tích nhân tố vĩ mơ ảnh hưởng đến số giá chứng khốn Việt Nam, Luận án thạc sĩ kinh tế, 2010 Lương Thị Thảo, xây dựng mơ hình đa nhân tố xác định tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam, Luận án thạc sĩ, 2010 Cao Vệ, Đo lường hành vi bầy đàn TTCK Việt Nam, Công trình dự thi nghiên cứu khoa học – Eureka, 2010 Lê Thị Ngọc Lan, Nghiên cứu lý thuyết tài hành vi thị trường chứng khốn Việt Nam”, Luận văn thạc sĩ, 2009 Hồ Quốc Tuấn, “Tài hành vi: Nghiên cứu ứng dụng tâm lý học vào tài chính”, Tạp chí kinh tế phát triển, số 201 tháng 7/2007 10 Chen, Roll, Ross, Economic forces and the stock market, The journal of business, Vol 59, No 3, 1986 11 Robert D.Gay, Effect of macroeconomic variables on stock market returns for four emerging economies: Brazil, Russia, India and China, International Business & Economics Research Journal, 2008 12 Komain Jiranyakul, Economic Forces and the Thai Stock Market, NIDA Economic Review, Vol 4, No 2, 2009 13 Nil Giinsel & Sadik Cukur, The effects of macroeconomic factors on the London stock returns: A sectoral approach, International Research Journal of Finance and Economics, 2007 14 Anari A and Kolari J, Stock price and inflation, Journal of financal research, 24, 2001 15 Harrington, Diana R.Modern Portfolio theory, The Capital Asset pricing Model, and Abitrage Pricing Theory: A user’s guide, 2d ed Englewood Cliffs, NJ, Prentice Hall, 1987 16 Terrance Odean, Are investors reluctant to realize their losses, The journal of Finance, Vol 53, No 17 Các website:  www.cophieu68.com  www.gso.gov.vn  www.bloomberg.com  www.eia.doe.gov  www.sbv.gov.vn  www.adb.org  www.gold.org  www.MSCI.com  www.imf.org  www.worldbank.org ... KẾT LUẬN CHƢƠNG 46 Chƣơng 4: ẢNH HƢỞNG CỦA TÀI CHÍNH HÀNH VI LÊN TỶ SUẤT SINH LỢI THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VI? ??T NAM 47 4.1 Các biểu Tài hành vi thị trƣờng chứng khoán Vi? ??t Nam. .. Ross vào kiểm định ảnh hưởng nhân tố vĩ mô lên TTCK Vi? ??t Nam? ?? Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu đề tài nghiên cứu mối quan hệ TSSL TTCK Vi? ??t Nam nhân tố kinh tế vĩ mơ Bên cạnh đó, hành vi. .. Chƣơng 3: KIỂM ĐỊNH ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC BIẾN KINH TẾ VĨ MÔ LÊN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VI? ??T NAM 3.1 Nguồn liệu phƣơng pháp tiến hành kiểm định 3.1.1 Nguồn liệu Dựa sở nghiên cứu gốc Chen-Roll-Ross,