1.4.3 .Giới hạn khả năng kinh doanh chênh lệch giá trên thị trường tài chính
2.3. Phân tích tâm lý bầy đàn trên TTCK Việt Nam
2.3.1. Mơ hình định lượng
Với thực trạng thông tin giao dịch của các nhà đầu tư Việt Nam hiện nay, bằng phương pháp tiếp cận hành vi bầy đàn sử dụng độ phân tán của tỷ suất sinh lợi, đề tài sử dụng mơ hình của Chang, Cheng và Khorana (2000) trong nghiên cứu này để kiểm định hiệu ứng bầy đàn trên thị trường Việt Nam. Mơ hình định lượng như sau:
CSADt 1 Rm ,t 2 2 m ,t t (2.1)
Trong đó CSADt 1 R - R là độ phân tán trung bình, được tính bằng
i 1 i,t m, t
trung bình độ lệch tuyệt đối của các tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu i (i=1, …, N) trong danh mục so với tỷ suất sinh lợi trung bình của danh mục tỷ trọng bằng nhau Rm,t; εt là phần dư là sai số của độ phân tán tuyệt đối trung bình của mơ hình so với độ phân tán tuyệt đối thực tế tính được. Các hệ số ; λ1 ; λ2 là hệ số hồi quy.
Ngoài xem xét cho toàn bộ phân phối của tỷ suất sinh lợi trên dữ liệu tuần và ngày, nghiên cứu này cũng xem xét khả năng xảy ra bầy đàn không đối xứng trong hai trường hợp thị trường đi xuống (khi Rm,t âm) và thị trường đi lên (khi Rm,t dương).
Mơ hình bầy đàn cho trường hợp thị trường tăng
CSAD Rm , t 0 Rm , t 0 R Rm , t 0 ( R Rm ,t 0 ) 2 (2.2) t 1 m,t 2 m ,t t Trong đó CSAD R m, t 0 1 R -
R t là độ phân tán trung bình, được tính
i 1 i, t m,t
bằng trung bình độ lệch tuyệt đối của các tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu i ( i=1,…N) trong danh mục so với tỷ suất sinh lợi trung bình của danh mục tỷ trọng bằng nhau Rm,t khi thị trường đi lên, nghĩa là Rm,t>0.
N N P t 1 m,t 2 m ,t t Trong đó CSAD R m, t 0 1 R -
R t là độ phân tán trung bình, được tính
i 1 i,t m, t
bằng trung bình độ lệch tuyệt đối của các tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu i ( i=1,…N) trong danh mục so với tỷ suất sinh lợi trung bình của danh mục tỷ trọng bằng nhau Rm,t khi thị trường đi xuống, nghĩa là Rm,t<0.
Nếu như bầy đàn xảy ra trên thị trường chứng khoán Việt Nam thì hệ số 2 trong 3 mơ hình trên sẽ mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê.
Đề tài sẽ tiến hành kiểm định hai giả thuyết: Giả thuyết 1:
H0: 2 ≥0, không tồn tại hành vi bầy đàn trên thị trường chứng khoán Việt Nam H1: 2 <0, tồn tại hành vi bầy đàn trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Giả thuyết 2: H0: Rm , t 0
= Rm , t
0 , hành vi bầy đàn đối xứng trong trường hợp R >0 và R <0
2 2 m,t m,t
H1: Rm , t 0
Rm , t
0 , hành vi bầy đàn không đối xứng trong trường hợp R >0
2 2 m,t
và Rm,t <0 2.3.2. Dữ liệu
Dữ liệu là giá đóng cửa của các chứng khốn trên HoSE được thu thập từ ngày 1/1/2004 đến 30/11/2010. Kết thúc ngày 30/11/2010, HoSE có 273 cổ phiếu niêm yết nhưng có 19 cổ phiếu giao dịch chính thức vào tháng 9&10/2010 nên được loại ra vì vậy có 254 cổ phiếu trong mẫu nghiên cứu, số công ty trong mẫu ít nhất là vào ngày 1/1/2004 với 14 cơng ty. Do giới hạn thời gian nghiên cứu, tác giả chưa thu thập được cổ tức cổ phiếu nên chưa tiến hành điều chỉnh giá cổ phiếu.
Tỷ suất sinh lợi của chứng khoán i, Ri Pi , t Pi , t 1
, trong đó P , P là giá
, t
i ,t 1
it i,t-1
dương. Trong 352 quan sát theo tuần của tồn bộ mẫu, có 174 quan sát có Rm,t âm và 178 quan sát có Rm,t dương.
2.3.3. Kết quả thực nghiệm
2.3.3.1 Thống kê mô tả các biến quan sát
Bảng 2.5: Thống kê mô tả độ lệch tuyệt đối từ 1/1/2004 đến 30/11/2010
Dữ liệ u ngày Dữ liệ u tuần Rm CSAD Rm CSAD Số lương cổ phiếu trong mẫu 254 254 254 254 Trung bình (0,0028) 0,0086 0,0010 0,0154 Độ lệch chuẩn 0,0512 0,0041 0,0714 0,0071 Nhỏ nhất (1,0000) - (1,0000) - Lớn nhất 0,0511 0,0118 0,1698 0,0209 Số quan sát 1,725 1,725 352 352
Bảng 2.5 trình bày kết quả thống kê mô tả của độ lệch tuyệt đối trung bình CSAD và tỷ tỷ suất sinh lợi danh mục thị trường. CSAD của tỷ suất sinh lợi tuần là 1,54%, của dữ liệu ngày là 0,86%, có thể thấy CSAD giảm theo tần số của dữ liệu. CSAD đối với dữ liệu tuần nằm trong khoảng từ 0% đến 2,09%, trong khi đó đối với dữ liệu ngày nằm trong khoảng từ 0% đến 1,18%. Tỷ suất sinh lợi thị trường trung bình tuần là 0,10% và trung bình ngày là -0,28%. Độ lệch chuẩn của thị trường ứng với dữ liệu tuần cao hơn so với tỷ suất sinh lợi thị trường ứng với dữ liệu ngày ( 7,14% > 5,12%) điều này thể kết luận đầu tư theo tuần thì có rủi ro hơn so với đầu tư theo ngày.
R
2.3.3.2 Kết quả kiểm định
Bảng 2.6: Kết quả kiểm định hành vi bầy đàn cho toàn bộ phân phối của tỷ suất sinh lợi theo dữ liệu tuần và ngày
Mơ hình 2.1: CSADt 1 Rm
,t
2
2 m ,t t
Dữ liệu ngày Dữ liệu tuần t-
Coefficient t-Statistic p-value Coefficient Statistic p-value
0,006 53,590 0,000 0,011 26,528 0,000 1 0,237 38,202 0,000 0,147 15,249 0,000 2 -0,231 36,550 0,000 -0,140 -12,543 0,000 R-squared 0,460 0,406 Adjusted R- squared 0,459 0,402 F-statistic 732,394 117,664 Prob(F-statistic) 0,000 0,000 Số quan sát 1.725 352
Bảng 2.6 trình bày kết quả kiểm định hành vi bầy đàn cho toàn bộ phân phối của tỷ suất sinh lợi theo dữ liệu tuần và ngày. Từ mơ hình ta thấy giá trị thống kê F- statistic = 732,394 và có giá trị p-value = 0,000 ứng với dữ liệu ngày, F-statistic = 117,664 và có giá trị p-value = 0,000 vậy cả hai mơ hình phù hợp với mức ý nghĩa 5%. Ta thấy R2 = 45,9% ứng với dữ liệu ngày và R2 = 40,2% thể hiện các biến độc lập (trị tuyệt đối của tỷ suất sinh lợi thị trường |Rmt| và bình phương tỷ suất sinh lời của thị
trường 2
m ,t) giải thích sự thay đổi của biến phụ thuộc (độ phân tán trung bình CSAD) khoảng 40% ứng dữ liệu tuần và khoảng 46% ứng dữ liệu ngày cũng tương đối cao. Đối với dữ liệu ngày hệ số Coefficient của biến |Rm,t| dương (1=0,237) và p-value =0,000 cho thấy độ phân tán của tỷ suất lợi nhuận có quan hệ đồng biến với trị tuyệt đối của tỷ suất lợi nhuận thị trường ở mức ý nghĩa thống kê 1%, hệ số Coefficient của biến R2m,t âm (2=-0,231) và p-value =0,000 cho thấy độ phân tán của tỷ suất lợi nhuận
nghĩa thống kê) chứng tỏ độ phân tán của tỷ suất lợi nhuận có quan hệ đồng biến với trị tuyệt đối của tỷ suất lợi nhuận thị trường, và 2=-0,140 và p-value =0,000 (âm và có
ý nghĩa thống kê) tức độ phân tán của tỷ suất lợi nhuận có quan hệ phi tuyến bậc hai với tỷ suất lợi nhuận thị trường. Như vậy, kết quả kiểm định trên chứng minh giả thuyết H0 không tồn tại hành vi bầy đàn trên thị trường Việt Nam bị từ chối và chấp nhận giả thuyết H1 có sự tồn tại của hành vi bầy đàn trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Tiếp theo sẽ là kết quả kiểm định giả thuyết 2: có tồn tại hành vi bầy đàn đối xứng không?
Bảng 2.7: Kết quả kiểm định hành vi bầy đàn cho trường hợp Rm,t>0 và Rm,t<0 với cả dữ liệu tuần và dữ liệu ngày
Mơ hình 2.2: CSADt 1 Rm ,t 2 2 m ,t t với Rm>0
Dữ liệu ngày Dữ liệu tuần
Coefficient t-Statistic p-value Coefficient t-Statistic p-value
0,003 22,490 0,000 0,008 13,741 0,000 1 0,820 49,763 0,000 0,385 15,635 0,000 2 -14,697 -37,584 0,000 -2,194 -11,951 0,000 R-squared 0,800 0,642 Adjusted R- squared 0,800 0,637 F-statistic 1699,292 153,070 Prob(F-statistic) 0,000 0,000 Số quan sát 851 178 Mơ hình 2.3: CSADt 1 Rm ,t 2 2 Rm ,t t với Rm<0
Dữ liệu ngày Dữ liệu tuần
Coefficient t-Statistic p-value Coefficient t-Statistic p-value
0,006 39,668 0,000 0,010 17,767 0,000 1 0,228 26,093 0,000 0,169 11,465 0,000 2 -0,222 -25,366 0,000 -0,159 -10,263 0,000 R-squared 0,440 0,438 Adjusted R- squared 0,439 0,432 F-statistic 342,481 66,707 Prob(F-statistic) 0,000 0,000 Số quan sát 874 174
Bảng 2.7 trình bày kết quả kiểm định hành vi bầy đàn cho trường hợp Rm,t>0 và Rm,t<0 với cả dữ liệu tuần và dữ liệu ngày để xem xét mức độ của hành vi bầy đàn với tình trạng lợi nhuận thị trường dương và âm. Trong cả hai trường hợp, ta thấy ở cả 4 mơ hình cho giá trị thống kê F-statistic có p-value = 0,000 vậy cả 4 mơ hình đều phù
R
thấy các biến độc lập (trị tuyệt đối của tỷ suất sinh lợi thị trường |Rmt| và bình phương tỷ suất sinh lời của thị trường 2
m ,t) giải thích tương đối tốt sự thay đổi của biến phụ thuộc (độ phân tán trung bình CSAD). Và R2 trong mơ hình ứng với giá trị Rmt > 0 lớn so với mơ hình ứng với Rmt < 0. Điều này chứng tỏ rằng trong mơ hình ứng với Rmt > 0 thì các biến độc lập giải thích biến đổi của biến phụ thuộc tốt hơn. Trường hợp dữ liệu ngày ứng với Rmt > 0 có R2 = 80% cho thấy mối quan hệ các biến trong mơ hình rất cao).
Các hệ số hồi quy của tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kê ở 1% với p-value = 0,000. Trên cả dữ liệu ngày và dữ liệu tuần 1 dương với p-value=0. Còn 2 của cả dữ liệu ngày và dữ liệu tuần đều âm. Đồng thời, hệ số 2 cho hai trường hợp Rm,t>0 và Rm,t<0 khác nhau có ý nghĩa thống kê theo kiểm định F (p-value = 0,000) điều này chứng tỏ giả thiết H0 hành vi bầy đàn đối xứng trong trường hợp Rm,t>0 và Rm,t<0 bị từ chối. 2 (Rm,t>0) = -14,697 và 2 (Rm,t<0) = -0,222 cho thấy hành vi bầy đàn trong trường hợp thị trường đi lên mạnh hơn trong trường hợp thị trường đi xuống.
Bên cạnh đó, các hệ số 2 trên dữ liệu ngày âm lớn hơn nhiều so với các hệ số
2 trên dữ liệu tuần ở cả 3 trường hợp: toàn bộ phân phối, Rm,t>0 và Rm,t<0 chứng tỏ bầy đàn tồn tại rất mạnh trên dữ liệu ngày và yếu hơn trên dữ liệu tuần.
Kết quả thực nghiệm trên đây ở thị trường chứng khoán Việt Nam tương tự kết quả trong nghiên cứu của: Chang, Cheng và Khorana (2000) cho thị trường Đài Loan và Nam Triều; Tan, Chiang, Mason và Nelling, (2008) ở thị trường chứng khoán Shanghai và Shenzhen của Trung Quốc và kết quả của Guglielmo, Fotini, Nikolaos (2008) ở thị trường chứng khoán Athens của Hi Lạp. Các nghiên cứu này cũng tìm thấy chứng cứ bầy đàn rất mạnh trên dữ liệu tỷ suất sinh lợi ngày, nhưng yếu hơn trên tỷ suất sinh lợi tuần và tháng.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 2:
Kết quả thống kê mô tả cho thấy, các nhà đầu tư dành đến 82,40% tiền cho đầu tư ngắn hạn, còn lại 17,60% dành cho đầu tư dài hạn. Điều này chứng tỏ có tình trạng đầu cơ trên thị trường chứng khốn Việt Nam. Bên cạnh đó, đa số các nhà đầu tư đều cho rằng luật chứng khốn Việt Nam chưa hồn thiện, và họ cũng cho rằng luật này
chưa răn đe. Như vậy, nhìn chung mức độ răn đe của luật chứng khốn Việt Nam chưa tốt. Về độ nhiễu của thông tin kết quả cho thấy, tỷ lệ tài sản vơ hình và tổng tài sản là rất thấp, việc đánh giá giá trị tài sản vơ hình trong cơ cấu tài sản hiện vẫn chưa được xem trọng. Giá trị thị trường và sổ sách trên thị trường hiện nay với giá trị trung bình thấp hơn so với trên thị trường NYSE. Tỷ số giữa nợ dài hạn từ một năm trở lên và tổng tài sản trên thị trường chứng khốn TP.HCM là khơng cao. Kết quả kiểm định hành vi bầy đàn cho thấy, đối với toàn bộ phân phối của tỷ suất sinh lợi theo dữ liệu tuần và ngày độ phân tán của tỷ suất lợi nhuận có quan hệ đồng biến với trị tuyệt đối của tỷ suất lợi nhuận thị trường, độ phân tán của tỷ suất lợi nhuận có quan hệ phi tuyến bậc hai với tỷ suất lợi nhuận thị trường ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Trường hợp Rm,t>0 và Rm,t<0 với cả dữ liệu tuần và dữ liệu ngày các hệ số của tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kê ở 1%. Mặc dù kết quả thực nghiệm cho thấy hành vi bầy đàn khá mạnh trên thị trường chứng khoán Việt Nam tuy nhiên đề tài chưa thể đưa ra câu trả lời là hành vi bầy đàn đó là hợp lý hay không. Hành vi bầy đàn không hợp lý là việc các nhà đầu tư bỏ qua thông tin của bản thân và bắt chước một cách mù quáng hành động của các nhà đầu tư khác. Các nhà đầu tư trên thị trường CK Việt Nam có bắt chước một cách mù qng hay khơng hay chỉ đơn thuần là mua bán chứng khoán dựa trên thành quả trong quá khứ. Đây là một hướng nghiên cứu tiếp theo cho đề tài này.
Chương 3: CÁC GIẢI PHÁP NHẰM GIA TĂNG TÍNH HIỆU QUẢ CỦA THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
3.1. Một số giải pháp nhằm gia tăng tính hiệu quả của TTCK Việt Nam
Để thị trường chứng khoán Việt Nam phát triển mạnh, bền vững và hạn chế tác động của đầu cơ thao túng thị trường, bất cân xứng thơng tin, hiệu ứng bày đàn, tăng tính hiệu quả, tính thanh khoản cho thị trường và minh bạch hóa thơng tin cần thiết phải có những giải pháp đồng bộ. Qua kết quả nghiên cứu, tác giả mạnh dạn đề xuất một số giải pháp như sau:
3.1.1. Hạn chế tình trạng đầu cơ lũng đoạn thị trường chứng khốn
Hiện tượng thơng đồng để thực hiện mua bán chứng khoán nhằm tạo ra cung cầu giả, giao dịch chứng khốn bằng hình thức cấu kết lơi kéo người khác liên tục mua bán để thao túng giá chứng khoán, kết hợp hoặc sử dụng các phương pháp giao dịch khác để thao túng giá, lũng đoạn thị trường cần được ngăn chặn. Thao túng giá chứng khốn thật ra khơng phải là câu chuyện mới mẻ trên thị trường chứng khoán VN, nhưng chỉ bắt đầu rộ lên nhiều trong năm 2010, với nhiều biến tướng ngày càng phức tạp hơn. Từ thời điểm từ cuối năm 2010 đến nay, khá nhiều vụ làm giá đã bị phanh phui và xử phạt, phần nào đem lại niềm tin cho thị trường. Tuy nhiên, số lượng bị phát hiện và mức xử phạt chưa có tính răn đe cao, tác giả mạnh dạn kiến nghị một số giải pháp sau:
Thứ nhất, Chính phủ cần cụ thể và chi tiết hơn theo hướng tăng cường mức độ xử phạt để cải thiện mức độ răng đe của pháp luật.
Đầu tháng 8/2010, Chính phủ ban hành Nghị định 85/2010/NĐ-CP với điểm nhấn là tăng cường mức độ xử phạt đối với những hành vi gian lận trong chứng khoán và thao túng thị trường. Theo đó, cá nhân, tổ chức thơng đồng trong giao dịch chứng khoán nhằm tạo ra cung, cầu giả tạo; hoặc giao dịch chứng khốn bằng hình thức cấu kết, lơi kéo người khác liên tục đặt lệnh mua, bán chứng khoán gây ảnh hưởng lớn đến cung cầu và giá chứng khoán, thao túng giá chứng khoán sẽ bị phạt từ 200-300 triệu đồng. Đây là một bước đi rất là cần thiết và tích cực để TTCK hoạt động một cách minh bạch hơn, lành mạnh hơn. Điều này càng có ý nghĩa đặc biệt vì trong thời gian
qua, đã có rất nhiều hành vi thao túng thị trường hay giao dịch gian lận chứng khoán nhưng chỉ bị xử lý rất nhẹ, khơng tạo được lịng tin cho các NĐT chân chính.
Tuy nhiên, theo quan điểm của tác giả, tính răng đe của mức xử phạt như trên là