Kiểm định sự tồn tại của hành vi bầy đàn:

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.3. Kết quả hồi quy

4.3.1. Kiểm định sự tồn tại của hành vi bầy đàn:

Bảng 4.3: Bảng kết quả kiểm định sự tồn tại của hành vi bầy đàn

𝑪𝑺𝑨𝑫𝒕 = 𝜸𝟎+ 𝜸𝟏 𝑹𝒎,𝒕 + 𝜸𝟐𝑹𝒎,𝒕𝟐 +ε (1)

2002 – 8/2013 2002 – 2007 2008 – 8/2013

Coef t-Stat Coef t-Stat Coef t-Stat

𝛾0 0.0090 37.873*** 0.0062 19.198*** 0.0109 38.964***

𝛾1 0.8478 22.942*** 1.1027 19.742*** 0.7700 19.077***

R-squared 0.351077 0.266347 0.524016 Adj R-squared 0.350624 0.265149 0.523434 Durbin-Watson stat 1.027335 1.445826 1.088617 F-statistic 774.7349 222.1822 899.9958 Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000 0.000000

Giả thuyết kiểm định của mô hình (1) là kiểm định 1 phía nên giá trị p-value được chia đôi trước khi so sánh với các mức ý nghĩa . ***, ** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê tương ứng tại 1%, 5% và 10%.

(Nguồn: Kết quả phân tích bằng Eviews 6, Phụ lục 2)

Sau khi có kết quả hồi quy, tác giả tiến hành một số kiểm định sơ bộ nhằm đảm bảo mơ hình hồi quy tốt theo các giả thuyết của phương pháp hồi quy OLS.

Kiểm định tự tƣơng quan: Một trong những giả định quan trọng của mơ hình

tuyến tính cổ điển là khơng có quan hệ tự tương quan và tương quan chuỗi giữa các biến nhiễu đưa vào hàm hồi qui tổng thể. Chính vì vậy, sau khi có kết quả mơ hình hồi quy, dựa vào kết quả mơ hình hồi quy vừa thu được ta tiến hành kiểm định tự tương quan bậc 1.

Tác giả thực hiện kiểm định hiện tượng tự tương quan bằng BG – Test trong Eviews và thu được kết quả như sau:

Bảng 4.4: Bảng kết quả kiểm định tự tương quan của phương trình (1)

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

 Giai đoạn 2002 – 8/2013:

F-statistic 0.821346 Prob. F(1,2862) 0.3649 Obs*R-squared 0.822258 Prob. Chi-Square(1) 0.3645

 Giai doạn 2002 – 2007

Obs*R-squared 0.109858 Prob. Chi-Square(1) 0.7403  Giai đoạn 2008 – 8/2013

F-statistic 1.023021 Prob. F(1,1634) 0.0143 Obs*R-squared 1.019145 Prob. Chi-Square(1) 0.0143

(Nguồn: Kết quả phân tích bằng Eviews 6, Phụ lục 3)

Giả thuyết: H0: khơng có tương quan chuỗi H1: tồn tại tương quan chuỗi

Kết quả kiểm định cho thấy, tại mức ý nghĩa 5%, Prob (Obs*R-squared) của hai giai đoạn 2002 – 08/2013 và 2002 – 2007 > 0,05, ta chấp nhận giả thuyết H0, tức là phương trình hồi quy của hai giai đoạn này khơng có hiện tượng tự tương quan.

Trong khi đó, vớ i phương trình hồi quy giai đoạn 2008 – 08/2013, Prob (Obs*R- squared) < 0.05, ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhâ ̣n giả thuyết H1 tức là có hiện tượng tự

tương quan tại mức ý nghĩa 5%. Trên cơ sở đó , tác giả tiến hành thực hiện khắc phục hiê ̣n tươ ̣ng tự tương quan cho phương trình của giai đoa ̣n 2008 – 08/2013.

Kiểm định phƣơng sai thay đổi: tác giả thực hiện kiểm định White đối với phương trình hồi quy (1), kết quả thu được như sau:

Bảng 4.5: Bảng kết quả kiểm định phương sai thay đổi của phương trình (1)

Heteroskedasticity Test: White

 Giai đoạn 2002 – 8/2013:

F-statistic 46.92518 Prob. F(5,2861) 0.0000 Obs*R-squared 217.2977 Prob. Chi-Square(5) 0.0000 Scaled explained SS 1851.182 Prob. Chi-Square(5) 0.0000  Giai doạn 2002 – 2007

Obs*R-squared 6.948008 Prob. Chi-Square(5) 0.2245 Scaled explained SS 204.0597 Prob. Chi-Square(5) 0.0000  Giai đoạn 2008 – 8/2013

F-statistic 6.233481 Prob. F(5,1633) 0.0000 Obs*R-squared 30.69606 Prob. Chi-Square(5) 0.0000 Scaled explained SS 110.4607 Prob. Chi-Square(5) 0.0000

***, ** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê tương ứng tại 1%, 5% và 10%.

(Nguồn: Kết quả phân tích bằng Eviews 6, Phụ lục 4)

Với p-value (Obs*R-squared) = 0,0000 < 0,05 nên ở mức ý nghĩa 5%, tác giả kết luận phương trình hồi quy của 2 giai đoạn 2002 – 08/2013 và 2008 – 08/2013 có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi, trong khi phương trình của giai đoạn 2002 - 2007 khơng có hiện tượng phương sai thay đổi ở mức ý nghĩa 5%.

Như vậy, với sự tồn tại của hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình hồi quy có thể sẽ làm các ước lượng khơng cịn hiệu quả. Trên cơ sở đó, tác giả tiến hành khắc phục phương sai thay đổi bằng phương pháp hồi quy có trọng số.

Kết quả hồi quy thu được như sau:

Bảng 4.6: Bảng kết quả kiểm định sự tồn tại của hành vi bầy đàn sau khi khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi

𝑪𝑺𝑨𝑫𝒕 = 𝜸𝟎+ 𝜸𝟏 𝑹𝒎,𝒕 + 𝜸𝟐𝑹𝒎,𝒕𝟐 +ε (1)

2002 – 8/2013 2002 – 2007 2008 – 8/2013 Coef t-Stat Coef t-Stat Coef t-Stat

𝛾0 0.0086 41.618*** 0.0062 19.198*** 0.010 37.822*** 𝛾1 0.9852 22.941*** 1.1027 19.742*** 0.8568 18.582*** 𝛾2 -12.215 -8.612*** -22.905 -15.973*** -5.131 -3.893***

R-squared 0.341690 0.266347 0.467743 Adj R-squared 0.341230 0.265149 0.467093 Durbin-Watson stat 1.105153 1.445826 1.068782 F-statistic 743.2663 222.1822 718.8525 Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000 0.000000

(Nguồn: Kết quả phân tích bằng Eviews 6, Phụ lục 5)

Tiếp theo, tác giả tiến hành kiểm định White một lần nữa để xem mơ hình hồi quy còn tồn tại phương sai thay đổi hay không.

Bảng 4.7: Bảng kết quả kiểm định phương sai thay đổi sau khi khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi

Heteroskedasticity Test: White

 Giai đoạn 2002 – 8/2013:

F-statistic 0.671981 Prob. F(5,2861) 0.6447 Obs*R-squared 3.363002 Prob. Chi-Square(5) 0.6442 Scaled explained SS 30.92067 Prob. Chi-Square(5) 0.0000  Giai đoạn 2008 – 8/2013

F-statistic 0.155603 Prob. F(5,1633) 0.9784 Obs*R-squared 0.780499 Prob. Chi-Square(5) 0.9783 Scaled explained SS 2.746665 Prob. Chi-Square(5) 0.7390

(Nguồn: Kết quả phân tích bằng Eviews 6, Phụ lục 6)

Như vậy, sau khi được khắc phục, các phương trình hồi quy đều khơng cịn hiện tượng phương sai thay đổi.

bảng 4.7, các hệ số của biến Rm,t2 đều có giá trị âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% cho cả ba giai đoạn thời gian nghiên cứu. Điều này cho thấy giữa CSAD và Rm,t không có mối quan hệ tuyến tính mà là quan hệ phi tuyến bậc hai, hay nói cách khác, đây là bằng chứng thực nghiệm cho thấy có sự tồn tại của hành vi bầy đàn trên TTCK Việt Nam trong suốt giai đoạn từ năm 2002 – 2013, trong đó CSAD đạt giá trị cực đại khi

Rm,t = 4,03%, CSAD tăng ở mức độ chậm hơn so với tốc độ tăng của Rm,t khi Rm,t tăng ở mức nhỏ hơn 4,03% và sẽ giảm khi Rm,t vượt quá 4,03%. Như vậy, khi

thị trường biến động mạnh thì nhà đầu tư càng có xu hướng hành động theo sự biến động của thị trường mà bỏ qua những quan điểm riêng của mình, điều này làm cho mức chênh lệch giữa TSSL cổ phiếu và TSSL của thị trường càng giảm, hay nói cách khác khi thị trường biến động mạnh, rủi ro phi hệ thống của các cổ phiếu gần như chuyển thành rủi ro thị trường và chi phối rủi ro tổng thể. Có thể thấy, các nhà đầu tư tham gia thị trường ln có sự đè chừng nhất định, khi phải ra quyết định mua hay bán trong một môi trường thiếu thơng tin như Việt Nam, họ thường có xu hướng chạy theo biến động của thị trường, vì họ tin rằng những nhà đầu tư khác sẽ có những thơng tin chính xác hơn.

Ngồi ra, theo kết quả hồi quy trong 2 giai đoạn riêng biệt từ 2002 đến 2007 và từ 2008 đến tháng 08/2013, hệ số hồi quy của biến R2m,t trong giai đoạn 2002 – 2007 lớn hơn rất nhiều so với giai đoạn còn lại. Điều này hàm ý rằng, trong giai đoạn sơ khai của thị trường, mức độ bầy đàn trên thị trường là mạnh hơn đáng kể so với giai đoạn gần đây. Nguyên nhân chính của việc này là do thị trường ở giai đoạn này còn sơ khai, số lượng các mã chứng khốn niêm yết cịn ít và số lượng cổ phiếu niêm yết của từng mã cũng rất ít, trong khi sức cầu liên tục tăng cao đã khiến cán cân cung cầu hàng hóa trên thị trường bị mất cân đối nghiêm trọng, tạo ra tâm lý mua bằng mọi giá của NĐT. Bên cạnh đó, số lượng nhà đầu tư tham gia thị trường cịn ít, cũng như mức độ chun nghiệp của nhà đầu tư cịn thấp, chính vì vậy, một nhóm các nhà đầu tư sẽ dễ dàng gây ảnh hưởng/tác động đến các nhà đầu tư khác, gây ra hành vi bầy đàn mạnh mẽ trên thị trường trong giai đoạn này.

4.3.2. Hành vi bầy đàn trong thị trƣờng tăng và giảm

Bảng 4.8: Bảng kết quả kiểm định hành vi bầy đàn trong thị trường tăng và giảm 𝑪𝑺𝑨𝑫𝒕 = 𝜸𝟎+ 𝜸𝟏(𝟏 − 𝑫)𝑹𝒎,𝒕+ 𝜸𝟐𝑫𝑹𝒎,𝒕+ 𝜸𝟑 𝟏 − 𝑫 𝑹𝒎,𝒕𝟐 + 𝜸𝟒𝑫𝑹𝒎,𝒕𝟐 +ε (2) 𝑪𝑺𝑨𝑫𝒕 = 𝜸𝟎+ 𝜸𝟏(𝟏 − 𝑫)𝑹𝒎,𝒕+ 𝜸𝟐𝑫𝑹𝒎,𝒕+ 𝜸𝟑 𝟏 − 𝑫 𝑹𝒎,𝒕𝟐 + 𝜸𝟒𝑫𝑹𝒎,𝒕𝟐 +ε (2)

2002 – 8/2013 2002 – 2007 2008 – 8/2013 Coef t-Stat Coef t-Stat Coef t-Stat

𝛾0 0.0086 36.897*** 0.0062 19.198*** 0.0106 38.119*** 𝛾1 0.9702 19.603*** 1.1115 17.527*** 0.8263 16.572*** 𝛾2 -0.9845 -18.892*** -1.0926 -15.765*** -0.8623 -14.091*** 𝛾3 -10.382 -5.171*** -23.517 -13.682*** -3.4419 -1.6891** 𝛾4 -12.783 -7.517*** -22.001 -11.471*** -5.2687 -3.526*** R-squared 0.345444 0.266347 0.470830 Adj R-squared 0.344529 0.265149 0.469535 Durbin-Watson stat 1.110247 1.445826 1.076093 F-statistic 377.6067 222.1822 363.4640 Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000 0.000000

Wald coefficient test

𝜸𝟑- 𝜸𝟒 = 0 𝜸𝟑- 𝜸𝟒 = 0 𝜸𝟑- 𝜸𝟒 = 0

F-statistic 1.035476 0.424321 0.662651 Prob(F-statistic) 0.3089 0.5149 0.4157

Giả thuyết kiểm định của mô hình (2) là kiểm định 1 phía nên giá trị p-value được chia đôi trước khi so sánh với các mức ý nghĩa . ***, ** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê tương ứng tại 1%, 5% và 10%.

Từ kết quả hồi quy cho thấy, cả 2 hệ số 𝛾3 và 𝛾4 ở cả ba phương trình đều là có ý nghĩa thống kê và là số âm.

Như vậy, giả thuyết 2 ở trên bị từ chối, hay nói cách khác, có bằng chứng thực nghiệm về sự tồn tại của hành vi bầy đàn trong suốt giai đoạn nghiên cứu từ 2002 đến 2013, trong cả khi thị trường tăng hoặc giảm.

Tuy nhiên, kết quả kiểm định về sự bằng nhau của 2 hệ số 𝛾3 và 𝛾4 ở cả 3 giai đoạn nghiên cứu đều cho giá trị p-value khơng có ý nghĩa thống kê tại mức 5%, hay nói cách khác, ta chấp nhận giả thuyết 3, 𝛾3 = 𝛾4, tức khống có sự khác nhau về mức độ của hành vi bầy đàn khi thị trường giảm so với thị trường tăng.

4.3.3. Hành vi bầy đàn và sự biến động của TSSL

Bảng 4.9: Bảng kết quả kiểm định hành vi bầy đàn và sự biến động của TSSL 𝑪𝑺𝑨𝑫𝒕 = 𝜸𝟎+ 𝜸𝟏𝑫𝟏 𝑹𝒎,𝒕 + 𝜸𝟐 𝟏 − 𝑫𝟏 𝑹𝒎,𝒕 + 𝜸𝟑𝑫𝟏𝑹𝒎,𝒕𝟐 + 𝜸𝟒(𝟏 − 𝑫𝟏)𝑹𝒎,𝒕𝟐 + 𝜺 (3) 𝑪𝑺𝑨𝑫𝒕 = 𝜸𝟎+ 𝜸𝟏𝑫𝟏 𝑹𝒎,𝒕 + 𝜸𝟐 𝟏 − 𝑫𝟏 𝑹𝒎,𝒕 + 𝜸𝟑𝑫𝟏𝑹𝒎,𝒕𝟐 + 𝜸𝟒(𝟏 − 𝑫𝟏)𝑹𝒎,𝒕𝟐 + 𝜺 (3)

2002 – 8/2013 2002 – 2007 2008 – 8/2013

Coef t-Stat Coef t-Stat Coef t-Stat

𝛾0 0.0079 36.721*** 0.0056 16.494*** 0.0095 32.368*** 𝛾1 0.8176 18.644*** 1.0466 28.320*** 0.7272 15.856*** 𝛾2 1.5325 21.502*** 1.4945 15.529*** 1.4858 17.914*** 𝛾3 -6.6999 -4.633*** -20.975 -14.34*** -0.982 -0.7557 𝛾4 -28.186 -8.335*** -35.257 -9.271*** -22.395 -6.054*** ***R-squared 0.378159 0.283397 0.515482 Adj R-squared 0.377289 0.281051 0.514296 Durbin-Watson stat 1.146150 1.464429 1.142773 F-statistic 435.1148 120.8167 434.6055 Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000 0.000000

Wald coefficient test 𝜸𝟑- 𝜸𝟒 = 0 𝜸𝟑- 𝜸𝟒 = 0 -

F-statistic 39.78595 14.86946 - Prob(F-statistic) 0.0000*** 0.0001*** -

Giả thuyết kiểm định của mô hình (2) là kiểm định 1 phía nên giá trị p-value được chia đôi trước khi so sánh với các mức ý nghĩa . ***, ** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê tương ứng tại 1%, 5% và 10%.

(Nguồn: Kết quả phân tích bằng Eviews 6, Phụ lục 8)

Bảng kết quả hồi quy 4.10 cho thấy, hệ số 𝛾3 và 𝛾4 của phương trình trong giai đoạn 2002 – 08/2013 và giai đoạn 2002 -2007 cùng mang dấu (-) và có ý nghĩa thống kê. Như vậy, ta bác bỏ giả thuyết 4, tức cho thấy sự tồn tại của hành vi bầy đàn trong những giai đoạn này.

Tuy nhiên, trong giai đoạn 2008-2013, hệ số 𝛾3 của biến 𝑅𝑚 ,𝑡2 dù có giá trị (-) nhưng lại khơng có ý nghĩa thống kê. Như vậy, ta chưa có bằng chứng thực nghiệm để kết luận về sự tồn tại của hành vi bầy đàn trong những ngày thị trường khơng có biến động mạnh về TSSL trong giai đoạn này.

Ngoài ra, tác giả cũng thực hiện kiểm định giả thuyết về sự bằng nhau của hệ số với 𝛾3và 𝛾4. Kết quả cho thấy, ở cả hai giai đoạn 2002 - 2013 và 2002- 2007, giá trị Prob(F-statistic) đều = 0.000 < 0.05. Như vậy, giả thuyết thứ 5 bị từ chối, hay nói cách khác, có sự khác nhau giữa mức độ của hành vi bầy đàn khi thị trường có biến động mạnh so với khi khơng có biến động mạnh. Ngồi ra, vì giá trị của 𝛾4 đều lớn hơn so với giá trị của hệ số 𝛾3, nên có thể thấy hành vi bầy đàn trong những ngày thị trường có biến động mạnh về TSSL được thể hiện ở mức độ mạnh mẽ hơn so với những ngày khơng có biến động mạnh.

Như vậy, khi thị trường xảy ra biến động mạnh, nhiều nhà đầu tư sẽ hoảng sợ hoặc hưng phấn thái quá và đâm ra nghi ngờ chiến lược đầu tư của mình, chính vì vậy mà hành động của nhà đầu tư càng có xu hướng bị dẫn dắt bởi cảm xúc cũng như tâm

lý của đám đông các nhà đầu tư khác. Điển hình như trong khoảng thời gian thị trường giảm mạnh trước thông tin ông Nguyễn Đức Kiên bị bắt, thị trường trong giai đoạn này liên tục giảm điểm với mức biến động trung bình vào khoảng 2%/ngày. Chính sự biến động quá mức của thị trường đã làm cho nhà đầu tư thật sự rơi vào hoảng loạn. Thị trường chứng kiến những đợt tháo chạy của giới đầu tư với hơn 210 mã chứng khoán trên sàn HSX giảm giá, ngay cả những mã cổ phiếu từng là động lực của thị trường hoặc những cổ phiếu của cơng ty đang có kết quả kinh doanh phát triển tốt cũng đồng loạt bị bán ra rất mạnh. Thị trường trong những phiên giao dịch này hoàn toàn bị chi phối bởi tâm lý lo sợ của nhà đầu tư.

4.3.4. Hành vi bầy đàn và khủng hoảng tài chính

Bảng 4.10: Bảng kết quả kiểm định hành vi bầy đàn và khủng hoảng tài chính

𝑪𝑺𝑨𝑫𝒕 = 𝜸𝟎+ 𝜸𝟏 𝑹𝒎,𝒕 + 𝜸𝟐𝑹𝒎,𝒕𝟐 + 𝜸𝟑𝑹𝒎,𝒕𝟐 𝑫𝟑+ 𝜺 (4)

2002 – 8/2013 2008 – 8/2013

Coef t-Stat Coef t-Stat

𝛾0 0.0086 41.885*** 0.0110 38.676*** 𝛾1 0.9883 23.188*** 0.8661 19.204*** 𝛾2 -11.0122 -7.6796*** -2.9720 -2.264** 𝛾3 -5.1831 -4.2950*** -9.0918 -8.725*** R-squared 0.347972 0.491428 Adj R-squared 0.347289 0.490495 Durbin-Watson stat 1.096755 1.056378 F-statistic 509.3049 511.6965 Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000

Giả thuyết kiểm định của mô hình (2) là kiểm định 1 phía nên giá trị p-value được chia đôi trước khi so sánh với các mức ý nghĩa . ***, ** và * thể hiện mức ý nghĩa thống kê tương ứng tại 1%, 5% và 10%.

Từ kết quả hồi quy cho thấy, hệ số 𝛾3 ở cả hai phương trình đều là số âm và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Như vậy, ta bác bỏ giả thuyết thứ 6, nói cách khác, hành vi bầy đàn trong những giai đoạn thị trường xảy ra khủng hoảng sẽ thể hiện mức độ mạnh mẽ hơn so với khi thị trường khơng có khủng hoảng trong cả hai giai đoạn nghiên cứu.

Có thể quan sát thấy từ thực tế của TTCK Việt Nam, do chịu tác động từ cuộc khủng hoảng tài chính và suy thối kinh tế tồn cầu cũng như những bất ổn kinh tế vĩ mô trong nước, VN-Index đã mất đi 80% giá trị chỉ sau gần 2 năm từ mức 1103,88 điểm vào tháng 10/2008 xuống còn 235,5 điểm vào tháng 03/2009. Như vậy, có thể thấy, hành vi bầy đàn được xem là một trong những nguyên nhân quan trọng và tác nhân đã làm khuếch đại ảnh ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu 2008.

5. ƢỚC LƢỢNG BẰNG PHƢƠNG PHÁP HỒI QUY PHÂN VỊ 5.1 Phƣơng pháp hồi quy phân vị 5.1 Phƣơng pháp hồi quy phân vị

Phương pháp bình phương tối thiểu (OLS) được sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu về hành vi bầy đàn. Tuy nhiên, trên thực tế phương pháp hồi quy này vẫn còn tồn tại nhiều bất cập vì trong một số trường hợp, nó làm giảm hiệu quả của việc phân tích các hệ số hồi quy. Theo Koenker và Bassett (1978), Koenker (2005), và