3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU:
3.1.3. Môhình khuếch tán thông tin:
Để phân tích các giới hạn thông tin quốc tế một cách chính thức, theo nghiên cứu của Rapach, Strauss và Zhou (2013), ta có mô hình khuếch tán thông tin thực nghiệm như sau:
𝑟𝑗,𝑡+1 = 𝜇𝑗,𝑡+ 𝜃𝑗,𝑖𝜆𝑗,𝑖𝑢𝑖,𝑡+1 + (1 − 𝜃𝑗,𝑖)𝜆𝑗,𝑖𝑢𝑖,𝑡 + 𝑢𝑗,𝑡+1 (13) Trong đó:
𝑢𝑖,𝑡 = 𝛽𝑖,0 + 𝛽𝑖,𝑏𝑏𝑖𝑙𝑙𝑖,𝑡 + 𝛽𝑖,𝑑𝑑𝑦𝑖,𝑡, (14) 𝑢𝑗,𝑡 = 𝛽𝑗,0+ 𝛽𝑗,𝑏𝑏𝑖𝑙𝑙𝑗,𝑡+ 𝛽𝑗,𝑑𝑑𝑦𝑗,𝑡, (15)
Là thành phần tỷ suất sinh lợi kỳ vọng tương ứng với các biến kinh tế quốc gia trong các quốc gia i và j; 𝑢𝑖,𝑡+1 và 𝑢𝑗,𝑡+1 là các cú sốc tỷ suất sinh lợi không tương quan với nhau theo từng kỳ và xảy ra đồng thời trong quốc gia i và j; 𝜆𝑖,𝑗 đo lường tác động tổng thể của một đơn vị cú sốc tỷ suất sinh lợi của quốc gia j lên tỷ suất sinh lợi của quốc gia i, và 𝜃𝑖,𝑗 là tham số khuếch tán, nó đo lường tỷ lệ tác động tổng thể của cú sốc tỷ suất sinh lợi của quốc gia j được đưa vào một cách đồng thời với tỷ suất sinh lợi của quốc gia i. Mô hình khuếch tán thông tin cho phép đối với một cú sốc tỷ suất sinh lợi xảy ra trong một quốc gia được đưa vào một cách đầy đủ trong một quốc gia khác với một độ trễ, theo cách đó cho phép các giới hạn thông tin xuyên quốc gia.1
Giải 𝑢𝑗,𝑡+1 trễ một tuần trong phương trình (13), thay thế vào phương trình (12), ta có: 𝑟𝑖,𝑡+1 = 𝜇𝑖,𝑡 − (1 − 𝜃𝑖,𝑗)𝜆𝑖,𝑗𝜇𝑗,𝑡−1+ (1 − 𝜃𝑖,𝑗)𝜆𝑖,𝑗𝑟𝑗,𝑡+ 𝑒𝑖,𝑡+1, (16) Trong đó:
𝑒𝑖,𝑡+1 = 𝑢𝑖,𝑡+1+ 𝜃𝑖,𝑗𝜆𝑖,𝑗𝑢𝑗,𝑡+1− (1 − 𝜃𝑖,𝑗)𝜆𝑖,𝑗[𝜃𝑗,𝑖𝜆𝑗,𝑖𝑢𝑖,𝑡 + (1 − 𝜃𝑗,𝑖)𝜆𝑗,𝑖𝑢𝑖,𝑡−1]. (17)
Hệ số của 𝑟𝑗,𝑡 trong phương trình (16) thiết lập các điều kiện mà trong đó tỷ suất sinh lợi lấy trễ của quốc gia j dự báo tỷ suất sinh lợi của quốc gia i trong trường hợp của mô hình khuếch tán thông tin:
𝜆𝑖,𝑗# 0, (18)
𝜃𝑖,𝑗 ≠ 1. (19)
Những điều kiện này chủ yếu là mang tính trực giác. Công thức (18) đòi hỏi cú sốc tỷ suất sinh lợi của quốc gia j tác động tỷ suất sinh lợi của quốc gia i; nếu cú sốc của
1
Mô hình News-diffusion cho phép hoặc phản ứng dưới (θi,j< 1) hoặc phản ứng trên (θi,j > 1)
trong quốc gia i đối với một cú sốc tỷ suất sinh lợi của quốc gia j; các lực giới hạn thông tin hàm ý
quốc gia j không thích hợp cho quốc gia i, thì tỷ suất sinh lợi lấy trễ của quốc gia j sẽ không dự báo được tỷ suất sinh lợi trong quốc gia i. Nếu 𝜆𝑖,𝑗 ≠ 0, thì công thức (19) cho thấy rằng tỷ suất sinh lợi lấy trễ của quốc gia j tác động tỷ suất sinh lợi của quốc gia i nhưng phải mất hơn một tháng để một cú sốc tỷ suất sinh lợi của quốc gia j được phản ánh đầy đủ trong giá các cổ phần của quốc gia i, nguyên nhân là do các giới hạn thông tin quốc tế.
Phần 2 trình bày khả năng dự báo của tỷ suất sinh lợi lấy trễ của Mỹ/Trung Quốc cho tỷ suất sinh lợi của các quốc gia Đông Nam Á. Điều này có thể được giải thích trong nội dung của công thức (16), trong đó i đại diện cho một quốc gia Đông Nam Á, và j đại diện lần lượt cho Mỹ/Trung Quốc. Giả định rằng 𝜃𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑖 = 1, vì vậy tỷ suất sinh lợi lấy trễ của các quốc gia Đông Nam Á không dự báo được tỷ suất sinh lợi của Mỹ và Trung Quốc, công thức (16) trở thành:
𝑟𝑖,𝑡+1 = 𝜇𝑖,𝑡− (1 − 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴)𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼𝜇𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡−1+ (1 − 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴)𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼𝑟𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡+
𝑒𝑖,𝑡+1, (20)
Trong đó:
𝑒𝑖,𝑡+1 = 𝑢𝑖,𝑡+1+ 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼𝑢𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡+1− (1 − 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼)𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼𝜆𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑖𝑢𝑖,𝑡. (21)
Hệ số của 𝑟𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡 trong công thức (20) xác định các yếu tố mà tăng cường khả năng dự báo của tỷ suất sinh lợi lấy trễ của Mỹ/Trung Quốc đối với các quốc gia Đông Nam Á. Tác động tổng thể của một cú sốc tỷ suất sinh lợi của Mỹ/Trung Quốc lên quốc gia i càng lớn, được thể hiện bởi 𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 càng lớn, thì khả năng dự báo tỷ suất sinh lợi lấy trễ của Mỹ/Trung Quốc càng lớn; các liên kết kinh tế với Mỹ/Trung Quốc chặt chẽ hơn tương ứng với một 𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 lớn hơn. Hơn nữa, các giới hạn thông tin lớn hơn, tương ứng với một 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 nhỏ hơn, gia tăng khả năng dự báo lớn hơn của tỷ suất sinh lợi lấy trễ của Mỹ/Trung Quốc; khi 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 giảm, các nhà đầu tư tập trung nhiều vào Mỹ/Trung Quốc hơn so với quốc gia i, vì vậy một phần lớn trong cú sốc xảy ra ở Mỹ/Trung Quốc được phản ánh bên ngoài nước Mỹ/Trung Quốc với một sự chậm trễ.
Khi cú sốc tỷ suất sinh lợi của Mỹ/Trung Quốc quan trọng đối với các quốc gia Đông Nam Á và các giới hạn thông tin tồn tại, công thức (20) cho thấy một sự hồi quy dự báo theo quy ước dựa trên một mình các biến kinh tế quốc gia sẽ không đủ khả năng dự báo tỷ suất sinh lợi được mô hình hóa cho các quốc gia Đông Nam Á; thay vào đó, hồi quy dự báo sẽ gia tăng với việc thêm vào tỷ suất sinh lợi lấy trễ của Mỹ/Trung Quốc. Nói một cách nghiêm túc thì công thức (20) cũng cho thấy các biến kinh tế của Mỹ/Trung Quốc từ tháng t-1 (do sự có mặt của 𝜇𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡−1) được bao gồm trong hồi quy dự báo. Tuy nhiên, những biến kinh tế Mỹ/Trung Quốc này thiếu sự phù hợp cho việc dự báo 𝑟𝑖,𝑡+1 so với 𝑟𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡, bởi vì sự biến động trong tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của Mỹ/Trung Quốc (𝜇𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡−1) chỉ là một thành phần nhỏ trong tỷ suất sinh lợi thực của Mỹ/Trung Quốc. Hơn nữa, công thức (21) cho thấy sai số trong hồi quy dự báo sẽ tự tương quan. Hơn nữa, điều này có thể chỉ thiếu phù hợp trong thực tế, bởi vì hệ số của 𝑢𝑖,𝑡 trong công thức (21) sẽ có thể gần với 0; thực vậy, nếu quốc gia i tương quan thấp đối với Mỹ, 𝜆𝑈𝑆𝐴,𝑖 = 0 và tự tương quan biến mất.
Để có cái nhìn sâu sắc hơn về các giới hạn thông tin quốc tế thì nhóm ước lượng các tham số cấu trúc của mô hình khuếch tán thông tin. Để xác định các tham số cấu trúc, nhóm giả định rằng các quốc gia ngoài nước Mỹ/Trung Quốc thì nhỏ, vì vậy cú sốc tỷ suất sinh lợi xảy ra trong những nước này không tác động đến tỷ suất sinh lợi của Mỹ/Trung Quốc (𝜆𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑖 = 0). Vì vậy, mô hình khuếc tán thông tin có thể được đơn giản hóa:
𝑟𝑈𝑆𝐴,𝑡+1 = 𝑥′𝑈𝑆𝐴,𝑡𝛽𝑈𝑆𝐴+ 𝑢𝑈𝑆𝐴,𝑡+1, (22)
𝑟𝑖,𝑡+1 = 𝑥′𝑖,𝑡𝛽𝑖+ 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴𝑢𝑈𝑆𝐴,𝑡+1 + (1 − 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴)𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴𝑢𝑈𝑆𝐴,𝑡+ 𝑢𝑖,𝑡+1, (23) Cho i=VIE, …, THA, trong đó 𝑥𝑖,𝑡 = (1, 𝑏𝑖𝑙𝑙𝑖,𝑡, 𝑑𝑦𝑖,𝑡)′ và 𝛽𝑖 = (𝛽𝑖,0, 𝛽𝑖,𝑏, 𝛽𝑖,𝑑)′. Thu được 53 tham số trong công thức (22) và (23) trong vector sau:
∅ = (𝛽′𝑈𝑆𝐴 𝐶𝐻𝐼, 𝛽′ 𝑖,𝑈𝑆𝐴𝐶𝐻𝐼, 𝜃𝑉𝐼𝐸,𝑈𝑆𝐴 𝐶𝐻𝐼, 𝜆𝑉𝐼𝐸,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼, … , 𝛽′ 𝑖,𝑇𝐻𝐴, 𝜃𝑇𝐻𝐴,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼, 𝜆𝑇𝐻𝐴,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼)′, (24)
𝐸[𝑥𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡𝑢𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡+1(∅)] = 0, (25)
𝐸[(𝑏𝑖𝑙𝑙𝑖,𝑡, 𝑑𝑦𝑖,𝑡)′𝑢𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡+1(∅)] = 0, 𝑖 = 𝑉𝐼𝐸, … , 𝑇𝐻𝐴, (26)
𝐸[(𝑥′
𝑖,𝑡, 𝑢𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡+1(∅), 𝑢𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡(∅))′ 𝑢𝑖,𝑡+1(∅) = 0, 𝑖 = 𝑉𝐼𝐸, … , 𝑇𝐻𝐴. (27) Những điều kiện tức thì này cho thấy một tập hợp các điều kiện mang tính trực giao được hàm ý bởi mô hình khuếch tán thông tin và làm cho ước lượng GMM dễ dùng hơn. GMM sẽ ước lượng các tham số trong công thức (22) và (23) để xem xét mô hình khuếch tán thông tin giữa các quốc gia.
Từ đây, nhóm tiến hành ước lượng các tham số trong công thức (22) và (23) bằng GMM. Nhóm tập trung vào các giá trị ước lượng của 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 và 𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼, các tham số cấu trúc quan trọng trong mô hình khuếch tán thông tin. Thống kê t cho các giá trị ước lượng 𝜆̃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 là để kiểm định giả thuyết 𝐻0: 𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 = 0 ngược lại với giả thuyết 𝐻𝐴: 𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 > 0, và tất cả chúng đều cho thấy có những sự liên kết có ý nghĩa giữa thị trường cổ phiếu của mỗi quốc gia và thị trường Mỹ/Trung Quốc. Các thống kê t cho các giá trị ước lượng 𝜃̃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 là để kiểm định giả thuyết 𝐻0: 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 = 1 ngược với giả thuyết 𝐻𝐴: 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 < 1. Ngoài ra, nhóm cũng thực hiện ước lượng gộp của các tham số mô hình khuếch tán thông tin để nghiên cứu mối quan hệ trung bình trong dữ liệu dựa trên các giới hạn mang tính đồng nhất sau: 𝛽𝑖,𝑏 = 𝛽̅𝑏, 𝛽𝑖,𝑑 = 𝛽̅𝑑 cho tất cả i; 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 = 𝜃̅𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼, 𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 = 𝜆̅𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 cho tất cả 𝑖 ≠ 𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼.
Ngoài ra, để đánh giá tầm quan trọng tương đối của các giới hạn thông tin, nhóm sẽ so
sánh các hệ số của 𝑟𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼,𝑡 trong công thức (20) được hàm ý trong các ước lượng
GMM của 𝜃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 và 𝜆𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 với các ước lượng 𝛽̂𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 trong công thức (17).
Để tạo điều kiện cho việc so sánh, nhóm tiến hành tính 𝛽̃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 = (1 −
𝜃̃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼)𝜆̃𝑖,𝑡𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼, trong đó thống kê t được tính theo phương pháp delta. Việc so
sánh này để xem xét các giới hạn thông tin có giải thích cho tất cả các khả năng dự
báo tỷ suất sinh lợi lấy trễ của Mỹ/Trung Quốc không. Nếu giá trị 𝛽̂𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 lớn hơn
giá trị 𝛽̃𝑖,𝑈𝑆𝐴/𝐶𝐻𝐼 thì cho thấy các giới hạn thông tin không giải thích cho tất cả các khả năng dự báo tỷ suất sinh lợi lấy trễ của Mỹ/Trung Quốc và ngược lại.
