a. Từ khối lượng giao dịch (Vt) đến sự thay đổi giá chứng khoán (Rt)
Bảng 3.16: Kết quả hồi quy phương trình 3.15a (Phụ lục 10.1) Rt = αR + α1Rt-1 + α2Rt-2+ α3Rt-3 + β1Vt-1 + β2Vt-2 + β3Vt-3 + εR,t (3.15a)
Hệ sốước lượng Sai số chuẩn Thống kê T
α1 0.285204 0.057792 4.935027* α2 -0.091133 0.060006 -1.518738 α3 0.031359 0.056997 0.550188 β1 0.006536 0.006402 1.020955 β2 -0.001252 0.007429 -0.168549 β3 -0.000264 0.006157 -0.042888 R2 điều chỉnh 0.084782 Thống kê F 6.156733*
Ghi chú: *, *** có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1% và 10%
Kết quả bảng 3.16 cho thấy ảnh hưởng của các độ trễ khối lượng giao dịch đến sự
thay đổi giá chứng khoán là yếu và không có ý nghĩa thống kê.
Kiểm định giả thiết H0: Vt không tác động nhân quả Granger lên Rt
Bảng 3.17: Kết quả kiểm định và tính toán: RSSU, RSSR (Phụ lục 10.1), Ftính toán (Phụ lục 12). RSSU RSSR Ftính toán Ftra bảng 0.470140 0.474961 1.1314 α = 1% α = 5% α = 10% Bậc tự do 331 3.8417 2.6321 2.1005 Số ràng buộc 3
Bảng 3.17 cho thấy giá trị thống kê F tính toán nhỏ hơn giá trị F tra bảng nên ta không thể bác bỏ giả thuyết H0. Như vậy khối lượng giao dịch (Vt) không tác động nhân quả Granger đến sự thay đổi giá (Rt).
b. Từ sự thay đổi giá chứng khoán (Rt) đến khối lượng giao dịch (Vt)
Bảng 3.18: Kết quả hồi quy phương trình 3.16a (Phụ lục 10.2) Vt = αV + α1Vt-1 + α2Vt-2 + α3Vt-3 + β1Rt-1 + β2Rt-2 + β3Rt-3 + εV,t (3.16a)
Hệ sốước lượng Sai số chuẩn Thống kê T
αV 1.425302 0.440880 3.232856*
α1 0.611077 0.056437 10.82765*
α3 0.176578 0.054271 3.253622* β1 2.055626 0.509444 4.035039* β2 0.516717 0.528959 0.976857 β3 -1.265638 0.502435 -2.519011** R2 điều chỉnh 0.834027 Thống kê F 280.7300*
Ghi chú: *, ** có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1% và 5%
Bảng 3.18 cho thấy ảnh hưởng của độ trễ sự thay đổi giá chứng khoán đến khối lượng giao dịch là mạnh và biến Rt-1 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, Rt-3 có ý nghĩa thống kê ở mức 5%.
Kiểm định giả thiết H0: Rt không tác động nhân quả Granger lên Vt
Bảng 3.19: Kết quả kiểm định và tính toán: RSSU, RSSR (Phụ lục 10.2), Ftính toán (Phụ lục 12). RSSU RSSR Ftính toán Ftra bảng 36.53330 39.43240 8.7555 α = 1% α = 5% α = 10% Bậc tự do 331 3.8417 2.6321 2.1005 Số ràng buộc 3
Giá trị thống kê F tính toán lớn hơn giá trị F tra bảng nên ta bác bỏ giả thuyết H0 ở
mức 1%. Như vậy sự thay đổi giá (Rt) có tác động nhân quả Granger đến khối lượng giao dịch (Vt).
Phân tích ảnh hưởng của sự thay đổi giá (Rt) đến khối lượng giao dịch (Vt): Kết quả từ bảng 3.21 cho thấy rằng sự thay đổi giá chứng khoán có tương quan
đồng biến với khối lượng giao dịch với độ trễ thời gian bằng 1 và có tương quan nghịch biến với khối lượng giao dịch ởđộ trễ thời gian bằng 3. Điều này có nghĩa là khi sự thay đổi giá chứng khoán tăng lên ở tuần t-1 hoặc giảm ở tuần t-3 thì khối lượng giao dịch sẽ tăng tương ứng ở tuần thứ t. Một cách cụ thể, kết quả phân tích hồi quy chỉ ra rằng khi sự thay đổi giá chứng khoán tăng lên 1% ở tuần t-1 thì khối
lượng giao dịch sẽ tăng lên tương ứng là 2.055626 và sự thay đổi giá chứng khoán tăng lên 1% ở tuần t-3 thì khối lượng giao dịch sẽ giảm tương ứng là 1.265638.
3.4.2.2. Kiểm định nhân quả Granger giữa sự thay đổi giá chứng khoán (Rt) và sự thay đổi trong khối lượng giao dịch (Tt) (Rt) và sự thay đổi trong khối lượng giao dịch (Tt)
a. Từ sự thay đổi khối lượng giao dịch (Tt) đến sự thay đổi giá chứng khoán (Rt)
Bảng 3.20: Kết quả hồi quy phương trình 3.15b (Phụ lục 11.1) Rt = αR + α1Rt-1 + α2Rt-2 + α3Rt-3 + β1Tt-1 + β2Tt-2 + β3Tt-3 + εR,t (3.15b)
Hệ sốước lượng Sai số chuẩn Thống kê T
αR -0.000997 0.002070 -0.481818 α1 0.295746 0.056508 5.233682* α2 -0.088502 0.059092 -1.497698 α3 0.028566 0.056230 0.508023 β1 0.110935 0.103455 1.072304 β2 0.101508 0.107028 0.948426 β3 0.233886 0.102941 2.272041** R2 điều chỉnh 0.090800 Thống kê F 6.559353*
Ghi chú: *, ** có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1% và 5% (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Bảng 3.20 cho thấy ảnh hưởng của độ trễ sự thay đổi trong khối lượng giao dịch
đến sự thay đổi giá chứng khoán là yếu và biến Tt-3 có ý nghĩa thống kê ở mức 5%
Kiểm định giả thiết H0: Tt không tác động nhân quả Granger lên Rt
Bảng 3.21: Kết quả kiểm định và tính toán: RSSU, RSSR (Phụ lục 11.1), Ftính toán (Phụ lục 12). RSSU RSSR Ftính toán Ftra bảng 0.467048 0.474961 1.8693 α = 1% α = 5% α = 10% Bậc tự do 331 3.8417 2.6321 2.1005 Số ràng buộc 3
Giá trị thống kê F tính toán nhỏ hơn giá trị F tra bảng nên ta không thể bác bỏ giả
thuyết H0. Như vậy sự thay đổi trong khối lượng giao dịch (Tt) không tác động nhân quả Granger đến sự thay đổi giá (Rt).
b. Từ sự thay đổi giá chứng khoán (Rt) đến sự thay đổi khối lượng giao dịch (Tt)
Bảng 3.22: Kết quả hồi quy phương trình 3.16b (Phụ lục 11.2) Tt = αV + α1Tt-1 + α2Tt-2 + α3Tt-3 + β1Rt-1 + β2Rt-2 + β3Rt-3 + εT,t (3.16b)
Hệ sốước lượng Sai số chuẩn Thống kê T
αT 0.000660 0.001120 0.589253 α1 -0.358037 0.055982 -6.395554* α2 -0.202716 0.057915 -3.500199* α3 -0.012955 0.055704 -0.232569 β1 0.107231 0.030578 3.506787* β2 0.016865 0.031976 0.527440 β3 -0.104634 0.030428 -3.438807* R2 điều chỉnh 0.141048 Thống kê F 10.14097*
Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
Bảng 3.22 cho thấy ảnh hưởng của độ trễ sự thay đổi giá chứng khoán đến sự thay
đổi trong khối lượng giao dịch là mạnh. Biến Rt-1 và Rt-3 có ý nghĩa thống kê ở
mức 1%.
Kiểm định giả thiết H0: Tt không tác động nhân quả Granger lên Rt
Bảng 3.23: Kết quả kiểm định và tính toán: RSSU, RSSR (Phụ lục 11.2), Ftính toán (Phụ lục 12). RSSU RSSR Ftính toán Ftra bảng 0.136760 0.147429 8.6074 α = 1% α = 5% α = 10% Bậc tự do 331 3.8417 2.6321 2.1005 Số ràng buộc 3
Giá trị F tính toán lớn hơn giá trị F tra bảng nên ta bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 1%. Như vậy sự thay đổi giá chứng khoán (Rt) có tác động nhân quả
Granger đến sự thay đổi trong khối lượng giao dịch (Tt).
Phân tích ảnh hưởng của sự thay đổi giá (Rt) đến sự thay đổi trong khối lượng giao dịch (Tt): Kết quả từ bảng 3.25 cho thấy rằng sự thay đổi giá chứng khoán có tương quan đồng biến với sự thay đổi trong khối lượng giao dịch với độ trễ thời gian bằng 1 và tương quan nghịch biến với sự thay đổi trong khối lượng giao dịch với độ trễ thời gian bằng 3. Điều này có nghĩa là khi sự thay đổi giá chứng khoán tăng lên ở tuần t-1 hoặc giảm ở tuần t-3 thì sự thay đổi trong khối lượng giao dịch sẽ tăng tương ứng ở tuần thứ t. Một cách cụ thể, kết quả phân tích hồi quy chỉ ra rằng khi sự thay đổi giá chứng khoán tăng lên 1% ở tuần t-1 thì sự thay đổi trong khối lượng giao dịch sẽ tăng lên tương ứng là 10.7% và khi sự thay đổi giá tăng lên 1% ở tuần t-3 thì sự thay đổi trong khối lượng giao dịch sẽ giảm tương ứng là 10.5%.
Đểđưa ra quyết định tốt hơn về quan hệ nhân quả giữa sự thay đổi giá chứng khoán với khối lượng giao dịch và sự thay đổi trong khối lượng giao dịch, bảng 3.24 trình bày kết quả của quan hệ nhân quả Granger dựa trên VAR(3).
Bảng 3.24: Tóm tắt mối quan hệ nhân quả Granger (Phụ lục 10.3 và 11.3)
Giả thuyết H0 Thống kê F Chiều dài
độ trễ (k) Kết luận Vt không tác động nhân quả Granger lên Rt 1.12110 3 Chấp nhận H0 Rt không tác động nhân quả Granger lên Vt 8.67614* 3 Bác bỏ H0 Tt không tác động nhân quả Granger lên Rt 1.85225 3 Chấp nhận H0 Rt không tác động nhân quả 8.52964* 3 Bác bỏ H0
Granger lên Tt
Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
Kết luận: Kết quả ở bảng 3.24 cho thấy bằng chứng về quan hệ nhân quả
Granger một chiều từ sự thay đổi giá chứng khoán đến khối lượng giao dịch và từ
sự thay đổi giá chứng khoán đến sự thay đổi trong khối lượng giao dịch.
Những phát hiện của quan hệ nhân quả một chiều từ sự thay đổi giá chứng khoán
đến khối lượng giao dịch và sự thay đổi trong khối lượng giao dịch có thểđược giải thích về mặt lý thuyết: Sự thay đổi tích cực lớn về giá có ngụ ý sự tăng vốn cao hơn, khuyến khích giao dịch của các nhà đầu tư dẫn đến gia tăng khối lượng. Hơn nữa, (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
đa số người tham gia trên thị trường chứng khoán ở Việt Nam là những nhà đầu tư
nhỏ lẻ và thường xuyên tham gia vào các hoạt động đầu cơ (lướt sóng), do đó hành vi của họ có thể được đặc trưng bởi sự phản ứng với những biến động của thị
trường.
Quan hệ nhân quả một chiều có vẻ là phù hợp với mô hình giao dịch gây nhiễu của De Long et al. (1990), mối quan hệ nhân quả đồng biến từ sự thay đổi giá chứng khoán đến khối lượng giao dịch và sự thay đổi trong khối lượng giao dịch phù hợp với chiến lược giao dịch của những người giao dịch nhiễu - những người quyết định giao dịch chủ yếu dựa trên những biến động giá trong quá khứ. Khi họ nhận thấy thị
trường đang trong xu hướng tăng thì họ mua vào để tìm kiếm tỷ suất sinh lợi trong ngắn hạn, từ đó dẫn đến khối lượng giao dịch gia tăng và ngược lại. Vì khi thị
trưởng giảm sâu thị họ mua vào bắt đáy dẫn đến khối lượng giao dịch tăng và ngược lại.
Các kết quả này phù hợp với các bằng chứng trước đó ở các thị trường phát triển cũng như các thị trường mới nổi như:
Smirlock and Starks (1988) nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ nhân quả Granger giữa sự thay đổi giá chứng khoán và khối lượng giao dịch của các công ty thuộc S&P500 tại Sở giao dịch chứng khoán New York, sử dụng dữ liệu hàng ngày từ
ngày 15/06 đến ngày 21/08/1981. Kết quả nghiên cứu ủng hộ mối quan hệ nhân quả
Granger một chiều từ sự thay đổi giá đến khối lượng giao dịch trên thị trường Mỹ. Saatcioglu and Starks (1998) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa giá chứng khoán và khối lượng giao dịch tại sáu thị trường chứng khoán Mỹ Latinh (Argentina, Brazil, Chile, Colombia, Mexico và Venezuela), sử dụng dữ liệu hàng tháng. Kết quả tìm thấy bằng chứng về quan hệ nhân quả một chiều từ tỷ suất sinh lợi chứng khoán đến khối lượng giao dịch ở tất cả sáu thị trường.
Hiemstra and Jones (1994) áp dụng kiểm định nhân quả tuyến tính và phi tuyến ở
thị trường chứng khoán Mỹ và tìm thấy bằng chứng của quan hệ nhân quả Granger một chiều từ tỷ suất sinh lợi chứng khoán Dow Jones đến phần trăm thay đổi trong khối lượng giao dịch tại Sở giao dịch chứng khoán New York.
Chen et al. (2001) đã kiểm định quan hệ giá-khối lượng tại chín thị trường chứng khoán phát triển. Họđã tìm thấy bằng chứng cho thấy tỷ suất sinh lợi tác động nhân quả Granger lên khối lượng giao dịch ở thị trường Mỹ, Nhật Bản, Anh, Ý, Hồng Kông, Hà Lan, Pháp và Thụy Sĩ.
Lee and Rui (2002) nghiên cứu mối quan hệ nhân quả giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và khối lượng giao dịch tại thị trường Mỹ, Nhật Bản và Anh. Dữ liệu được sử
dụng bao gồm chỉ số giá thị trường và khối lượng giao dịch hàng ngày từ ba Sở giao dịch chứng khoán: New York, Tokyo và London. Đối với Sở giao dịch chứng khoán New York, nghiên cứu sử dụng chỉ số S&P500 giai đoạn từ ngày 02/01/1973
đến ngày 01/12/1999. Đối với Sở giao dịch chứng khoán Tokyo, dữ liệu được sử
dụng là chỉ số TOPIX giai đoạn từ ngày 07/01/1974 đến ngày 01/12/1999. Đối với thị trường London, nghiên cứu sử dụng chỉ số FT-FE100 giai đoạn từ ngày 27/10/1986 đến ngày 01/12/1999. Kết quả cho thấy tỷ suất sinh lợi tác động nhân quả Granger lên khối lượng giao dịch ở các thị trường Mỹ và Nhật Bản.
Gunduz and Hatemi-J (2005) đã kiểm định mối quan hệ năng động giữa giá chứng khoán và khối lượng giao dịch hàng tuần ở các thị trường chứng khoán Cộng hòa Séc, Hungary, Ba Lan, Nga và Thổ Nhĩ Kỳ. Họ tìm thấy kết quả giá chứng khoán
tác động một chiều đến cả khối lượng giao dịch và tỷ lệ giữa giá trị giao dịch trên vốn hoá trị trường ở Nga và Thổ Nhĩ Kỳ.
Kamath et al. (2005) đã kiểm định mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và khối lượng giao dịch trong bốn thị trường mới nổi ở Malaysia, Indonesia, Thái Lan và Hàn Quốc. Ở Thái Lan và Hàn Quốc, họ thấy rằng chỉ có tỷ suất sinh lợi tác
động nhân quả Granger lên khối lượng giao dịch.
Một nghiên cứu khác của Kamath and Wang (2006) tại sáu thị trường chứng khoán phát triển ở châu Á (Hồng Kông, Malaysia, Singapore, Hàn Quốc, Đài Loan, Indonesia) trong thời gian từ tháng 01/2003 đến tháng 10/2005. Tại thị trường Hàn Quốc, họ tìm thấy tỷ suất sinh lợi có tác động nhân quả Granger lên khối lượng giao dịch.
Ajayi et al. (2006) nghiên cứu mối quan hệ giữa giá-khối lượng giao dịch tại các thị
trường chứng khoán tại Châu Âu. Dữ liệu sử dụng bao gồm chỉ số giá thị trường và khối lượng giao dịch hàng này giai đoạn từ ngày 04/01/1982 đến ngày 12/02/1996. Kết quả nghiên cứu xác nhận quan hệ nhân quả một chiều từ sự thay đổi giá chứng khoán đến khối lượng giao dịch tại sáu trong mười thị trường chứng khoán châu Âu.
Pisedtasalasai and Gunasekarage (2007) nghiên cứu quan hệ nhân quả giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán, sự biến động tỷ suất sinh lợi và khối lượng giao dịch tại năm thị trường chứng khoán mới nổi ởĐông Nam Á là Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore và Thái Lan. Kết quả nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ nhân quả từ tỷ
suất sinh lợi chứng khoán đến khối lượng giao dịch tại Indonesia, Malaysia, Singapore và Thái Lan.
Kamath (2008) đã kiểm định mối quan hệ giữa sự thay đổi giá chứng khoán và sự
thay đổi khối lượng giao dịch hàng ngày tại Sở giao dịch chứng khoán Santiago của Chile. Sử dụng dữ liệu từ chỉ số IPSA (Selective Stock Price Index) giai đoạn từ
tháng 01/2003 đến tháng 10/2006. Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả cung cấp một bằng chứng rõ ràng về sự thay đổi giá chứng khoán tác động nhân quả Granger
lên sự thay đổi trong khối lượng giao dịch hàng ngày trên thị trường chứng khoán Chile. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Mahajan and Singh (2009) đã kiểm định thực nghiệm mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi, khối lượng giao dịch và sự biến động năng động. Sử dụng dữ liệu hàng ngày của Sensitive Index (SENSEX) tại thị trường chứng khoán Ấn Độ, giai đoạn từ
tháng 10/1996 đến tháng 03/2006. Nghiên cứu của họ cũng phát hiện quan hệ nhân quả một chiều từ tỷ suất sinh lợi đến khối lượng, đó là dấu hiệu của mô hình giao dịch gây nhiễu của sự tương tác tỷ suất sinh lợi-khối lượng giao dịch trong thị
KẾT LUẬN
Luận văn này kiểm định mối quan hệ giữa sự thay đổi giá chứng khoán với khối lượng giao dịch và sự thay đổi trong khối lượng giao dịch, sử dụng dữ liệu hàng tuần từ Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh trong giai đoạn từ cuối tháng 12/2007 đến tháng 08/2014. Luận văn tìm thấy bằng chứng của mối quan hệ đồng thời đồng biến giữa sự thay đổi giá chứng khoán với khối lượng giao dịch và sự thay đổi trong khối lượng giao dịch, và chỉ ra rằng nội dung thông tin của khối lượng giao dịch có tác động đến sự thay đổi giá chứng khoán tương lai. Bằng chứng này là phù hợp với các bằng chứng được báo cáo của các nghiên cứu trên nhiều thị
trường phát triển và mới nổi. Luận văn cũng tìm thấy bằng chứng về quan hệ nhân quả Granger một chiều từ sự thay đổi giá chứng khoán đến khối lượng giao dịch và sự thay đổi trong khối lượng giao dịch tại thị trường chứng khoán Việt Nam.
Một số hạn chế của luận văn này là chỉ sử dụng kiểm định nhân quả Granger tuyến