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
2.3.3.2 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