4.1.Kiểm định hành vi bầy đàn địa phương
Đầu tiên, bài nghiên cứu tiến hành kiểm định hành vi bầy đàn của nhà đầu tư Việt Nam thông qua việc sử dụng độ phân tán tỷ suất sinh lợi phù hợp với mơ 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). Mơ hình định lượng như sau:
CSADt= γ0 + γ1 Rm,t + γ2 |Rm,t| + γ3 R2 +
λt (1)
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.
C 0.000619 0.000756 0.818003 0.4135
|Rm,t| 1.152131 0.027687 41.612522 0.0000
R2m,t -1.114975 0.032405 -34.407017 0.0000
R-squared 0.512240 Mean dependent var 0.02364888
m, t
30
Adjusted R-squared 0.511656 S.D. dependent var 0.03035049 S.E. of regression 0.021209 Akaike info criterion -4.8669527 Sum squared resid 0.751681 Schwarz criterion -4.8572341 Log likelihood 4,076.639 Hannan-Quinn criter. -4.8633521 F-statistic 877.4312 Durbin-Watson stat 1.90971845 Prob(F-statistic) 0.000000
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.
C 0.004909 0.000712 6.894498 0.0000
Rm,t -0.392401 0.019561 -20.06042 0.0000
|Rm,t| 0.861803 0.028767 29.95781 0.0000
R2m,t -1.226939 0.029629 -41.41046 0.0000 R-squared 0.606952 Mean dependent var 0.023649 Adjusted R-squared 0.606246 S.D. dependent var 0.03035 S.E. of regression 0.019045 Akaike info criterion -5.081652 Sum squared resid 0.605721 Schwarz criterion -5.068693 Log likelihood 4257.342 Hannan-Quinn criter. -5.076851 F-statistic 859.6165 Durbin-Watson stat 1.67325 Prob(F-statistic) 0.000000
Như đã nêu ở phần tổng kết lý thuyết, một gía trị âm đối với hệ số của R2m,t
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. Ngồi 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 trị của thị trường Mỹ
Trong bối cảnh ngày nay khi hội nhập tài chính ngày càng sâu rộng thì mơ 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. Mơ hình ước lượng OLS của CCK thiếu sót do đã bỏ qua một số biến quan trọng.
31
Vì vậy, phương pháp của CCK chỉ thích hợp cho một hệ thống khép kín khơng 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 mơ hình các yếu tố chi phối của nước ngồi 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 trị quan trọng trong các giao dịch tài chính trên thị trường tồn 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 mơ 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. Mơ hình bấy giờ là:
CSADt= γ0 + γ1 Rm,t + γ2 |Rm,t|+ γ3 R2 + γ4 CSADUS, t + γ5 R 2 US,m, t + εt (2) Bảng 4-3: Phân tích hồi quy hành vi bầy đàn địa phương khi thêm ảnh hưởng của Mỹ vào mơ hình
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.007952 0.001148 6.924835 0.0000 Rm,t -0.384273 0.019435 -19.771960 0.0000 |Rm,t| 0.876130 0.028617 30.615890 0.0000 R2m,t -1.234485 0.029391 -42.002160 0.0000 CSADUS,t 0.308370 0.107424 -2.870585 0.0041 R2US,m,t -1.748991 0.741031 -2.360212 0.0184
R-squared 0.614557 Mean dependent var 0.023649
Adjusted R-squared 0.613402 S.D. dependent var 0.030350 S.E. of regression 0.018871 Akaike info criterion -5.098799 Sum squared resid 0.594001 Schwarz criterion -5.079362 Log likelihood 4,273.695 Hannan-Quinn criter. -5.091598 F-statistic 531.8975 Durbin-Watson stat 1.714735 Prob(F-statistic) 0.000000
m, t
Trong đó, CSADUS,t và R2US,m,t là độ phân tán và tỷ suất sinh lợi thị trường
bình phương của Mỹ. Khi ước lượng mơ hình kiểm định hành vi bầy đàn trên thị trường Việt Nam, bài nghiên cứu sử dụng CSADUS,t-1 và R2US,m,t-1 (sử dụng độ trễ 1 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 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 R2m,t và có ý nghĩa thống kê. Điều quan
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 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 R2US,m,t sẽ 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. Như vậy, thêm CSADUS,t và R2US,m,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.
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 thơng 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 thơng tin đầu tư tồn 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 khơng thể loại trừ vai trị của thị trường Mỹ. Các nghiên cứu thực nghiệm trước đó tại Việt Nam đã khơng phát hiện được những phân tích này.
Bảng 4-4: Kiểm định giả thuyết null: γ4 = γ5 = 0
Wald Test: Equation: EQ01
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 16.45429 (2, 1668) 0.0000
Chi-square 32.90857 2 0.0000
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
γ4 0.308370 0.107424
γ5 -1.748991 0.741031
Restrictions are linear in coefficients.
4.3Hành 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 sau: CSADt= γ0 + γ1 (1-D)Rm,t + γ2 DRm,t+ γ3 (1-D)R2 + γ4 2 m,t + γ5CSAD US, t + γ6 R2US,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 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 R2m,t đều mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê cao, 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 khốn 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
m, t
D R
để xem xét hành vi bất đối xứng trong những điều kiện thị trường khác nhau thì tác động của Mỹ đến thị trường Việt Nam đã bị suy yếu, bằng chứng là hệ số của R2US,m,t giảm ý nghĩa thống kê trong phương trình kiểm định khi so sánh với kết quả 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 khốn 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. Q 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 khốn khơng phải là khơng 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 ngồi 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 mơi 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 Thơng tin kinh tế thuộc tập đồn 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.
Ngồi 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 khốn Việt Nam. Vì
các nhà đầu tư kỳ vọng quá mức vào viễn cảnh kinh tế nội địa nên hồn tồn có thể hiểu được lý do tác động khơng có ý nghĩa của độ phân tán tỷ suất sinh lợi Mỹ đến thị trường Việt Nam trong giai đoạn này. Ngồi 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 đơng. 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 Rm,t< 0 Rm,t< 0
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.003931 0.001164 3.378403 0.0007 (1-D)Rm,t 1.732645 0.117673 14.72418 0.0000 DRm,t -1.336688 0.025210 -53.02280 0.0000 (1-D)R2m,t -35.89791 3.087438 -11.62709 0.0000 DR2m,t -1.308925 0.029108 -44.96728 0.0000 CSADUS,t -0.272602 0.103698 -2.628818 0.0086 R2US,m,t -1.144253 0.716872 -1.596174 0.1106
R-squared 0.641850 Mean dependent var 0.023646
Adjusted R-squared 0.640560 S.D. dependent var 0.030359 S.E. of regression 0.018201 Akaike info criterion -5.170458 Sum squared resid 0.551932 Schwarz criterion -5.147770 Log likelihood 4,332.088 Hannan-Quinn criter. -5.162052
F-statistic 497.6133 Durbin-Watson stat 1.737645
Prob(F-statistic) 0.000000
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.
Bảng 4-6: Kiểm định giả thuyết tương đồng: γ3 - γ4 = 0
Wald Test: Equation: EQ01
Test Statistic Value df 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.
γ3 - γ4 -34.589 3.08070768
Restrictions are linear in coefficients.
4.4Hành 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. Mơ hình kiểm định như sau: CSADt = γ0 + γ1(1-D)Rm,t + γ2DRm,t+ γ3(1-D)R2 +