Mô hình lý thuyết về hành vi bầy đàn đã được phát triển bởi những tác giả (S. Bikhchandani, Hirshleifer, D., Welch, I., 1992), (D. S. Scharfstein, Stein, J.C., 1990)
và (Devenow, 1996). Riêng nghiên cứu thực nghiệm tập trung chủ yếu vào kiểm định sự tồn tại của hành vi bầy đàn, trong đó đáng chú ý là công trình nghiên cứu của các nhà quản lý quỹ như (Lakonishok, 1992), (Wermers, 1999) và các nhà phân tích tài chính như (Trueman, 1994), (Graham, 1999), (Welch, 2000), (Hong, 2000), (C. A. Gleason, Lee, C.M.C., 2003), (Clement, 2005).
Nổi bật trong các phương pháp định lượng tâm lý bầy đàn phải để đến hai nghiên cứu của (Christie, 1995) (gọi tắt phương pháp này là CH) và của (Chang, 2000) (gọi tắt là CCK). Phương pháp CH cho rằng một quyết định mua hay bán của các nhà đầu tư phụ thuộc vào tổng các điều kiện của thị trường. Trong điều kiện bình thường, mô hình định giá tài sản dự đoán tần suất lợi nhuận sẽ tăng lên với trị tuyệt đối của lợi nhuận thị trường, bởi lẻ nhà đầu tư cá nhân đang giao dịch dựa trên những thông tin được phân tích bởi chính họ. Tuy nhiên, vào thời điểm thị trường biến động mạnh, nhận định của nhà đầu tư cá nhân phần lớn bị mất phương hướng và quyết định đầu tư của họ phần lớn phụ thuộc vào những hành động của số đông trên thị trường. Vì thế CH cho rằng tâm lý bầy đàn sẽ chỉ rõ ràng vào thời điểm mà thị biến động mạnh với lợi nhuận đột biến xảy ra ở danh mục thị trường. CH đã dùng mô hình sau để nghiên cứu thực nghiệm:
(1) L L U U t t t t S D D Trong đó: L t
D là biến giả ở thời điểm t có giá trị 1 khi lợi nhuận của thị trường ở thời điểm t nằm trong phần đuôi dưới của phân phối và mang giá trị 0 cho trường hợp còn lại. Tương tự, DtUlà biến giả ở thời điểm t có giá trị 1 khi lợi nhuận của thị trường ở thời điểm t nằm trong phần đuôi trên của phân phối và mang giá trị 0 cho trường hợp còn lại. Còn St là tổng lợi nhuận phân tán của thị trường ở thời điểm t, chỉ tiêu này được tính qua công thứ sau:
1 1 2 , n r r S n i t t i t (2)
Với n là số lượng công ty được sử dụng trong danh mục thị trường, ri,t là lợi nhuận biến động giá chứng khoán của công ty i vào ngày t và rtlà lợi nhuận biến động giá bình quân của n công ty trong danh mục thị trường vào ngày t.
Mô hình này giải thích rằng nếu có xảy ra hiện tượng tâm lý bầy đàn, những nhà đầu tư sẽ quyết định những hành động giống nhau dẫn đến lợi nhuận được phân tán thấp. Vì vậy, nếu hai hệ số Lvà Unhận giá trị âm đồng thời có ý nghĩa về mặt thống kê thì phương trình (1) của CH thể hiện có tồn tại tâm lý bầy đàn trên thị trường chứng khoán.
Tuy nhiên, phương pháp CH đã tạo ra nhiều tranh cãi khi đã dùng điểm cắt 1% và 5% để xác định phần đuôi trên và đuôi dưới của phân phối nhằm xác định lợi nhuận đột biến, thực tế cho thấy có nhiều quan điểm khác nhau từ các nhà đầu tư đối với khoản lợi nhuận đột biến này. Ngoài ra, hành vi bầy đàn có thể xuất hiện tại một vài điểm trong toàn bộ dãy phân phối của lợi nhuận và điều này được thể hiện rõ hơn dựa theo sự thay đổi lợi nhuận bất thường của thị trường (Tan et al., 2008). Một vấn đề khác được đặt ra chính là sự áp dụng phương pháp này tại thị trường Việt Nam. Tính từ khi thị trường chứng khoán Việt Nam được thành lập cho đến nay, có quá ít nguồn dữ liệu đầy đủ được cung cấp và vì thế lợi nhuận đột biến là rất khó để quan sát. Hơn nữa, (Tan et al., 2008) cho rằng tiếp cận theo phương pháp của Christie và Huang (1995) đòi hỏi có một quá trình kiểm định nghiêm ngặt, vì nó yêu cầu một mức ý nghĩa cao hơn của phương pháp phi tuyến tính trước khi quyết định có hay không hiện tượng tâm lý bầy đàn.
Sau đó, dựa vào ý tưởng của CH, (Chang, 2000) (CCK) đã xây dựng thay thế để kiểm tra hiện tượng tâm lý bầy đàn với toàn bộ phân phối của lợi nhuận thị trường như sau:
2
1 , 2 , 3
t m t m t t
Trong đó: CSADt là trị tuyệt đối của độ lệch lợi nhuận ở thời điểm t (cross- sectional absolute deviation), chỉ tiêu này đo lường sự phân tán của lợi nhuận. Cụ thể được tính qua công thức:
, , 1 1 4 N t i t m t i CSAD R R N
Với Ri,t là lợi nhuận biến động giá của cổ phiếu công ty i tại thời điểm t, Rm,t là bình quân lợi nhuận biến động giá của N công ty trong danh mục tại thời điểm t.
Theo ý nghĩa kinh tế của mô hình (3), mối quan hệ tuyến tính giữa mức độ phân tán giữa lợi nhuận từng cổ phiếu riêng lẻ và lợi nhuận thị trường được xem là mô hình định giá tài sản. Theo đó, một sự tăng lên trên giá trị tuyệt đối của lợi nhuận thị trường sẽ dẫn đến kết quả tăng độ phân tán lợi nhuận của các cổ phiếu riêng lẻ. Vì thế, một hệ số 1 dương và có ý nghĩa thống kê sẽ là một tham số dự báo không thể thiếu đối với mô hình định giá tài sản. Trong mô hình CCK, khi giá trị tuyệt đối của lợi nhuận trong công thức (4) tăng lên, đồng nghĩa với việc có hiện tượng phân tán lợi nhuận của các nhà đầu tư.
Vào thời điểm thị trường bị biến động giá mạnh, phản ứng của nhà đầu tư trên mức bình thường dẫn tới hiện tượng tâm lý bầy đàn. Hiện tượng tâm lý này làm tăng mối tương quan giữa những kênh tạo ra lợi nhuận cho các nhà đầu tư và góp phần làm giảm khả năng tạo lợi nhuận đối với nhân tố lợi nhuận thị trường Rm. Cũng vì lý do này mà mô hình có bao gồm nhân tố 2
,
m t
R tạo nên đường cong phi tuyến tính và khi nghiên cứu thực nghiệm nếu kết quả hệ số 2là âm thì đồng nghĩa rằng có tồn tại hiện tượng tâm lý bầy đàn trên thị trường chứng khoán. Trong trường hợp này, nhà đầu tư bị thiêng về hành động giống nhau theo xu hướng thị trường và đánh mất sự nhận định của chính mình mỗi khi thị trường có sự biến động lớn.
Nhằm tránh những hạn chế của phương pháp CH, trong đề tài này tác giả sử dụng cả hai phương pháp của (Chang, 2000) và (Tan et al., 2008) để kiểm tra hành
vi bầy đàn theo mức độ phân tán của lợi nhuận thị trường. Cũng cần lưu ý rằng tác giả sử dụng phương pháp CH để tính CSADt mà theo đó không đòi hỏi phải ước lượng hệ số beta. Dễ thấy rằng, đối với phương pháp CCK, việc tính CSADtđược dựa vào mô hình định giá tài sản CAPM trong khi hệ số beta của mô hình này còn gặp nhiều tranh cãi. Hơn nữa, phương pháp CCK giả định rằng rủi ro không thay đổi theo thời gian và đo lường rủi ro phải được đặt trong một khoảng thời gian cụ thể, trên thực tế rủi ro thường hay thay đổi theo thời gian.
Để kiểm tra sự ảnh hưởng của hiện tượng bất cân xứng thông tin, tác giả đã sử dụng các phương trình sau đây:
1 , 2 1 , 2 2 , , 2 , , if >0 5 if <0 6 m t m t UP UP UP UP UP t m t t m t
DOWN DOWN DOWN DOWN DOWN
t m t t m t CSAD R R R CSAD R R R Trong đó: UP, m t
R là bình quân lợi nhuận biến động giá của N công ty trong danh mục tại thời điểm t trong trường hợp thị trường tăng giá; UP
t
CSAD là CSADt ở thời điểm t trong trường hợp thị trường tăng giá tương ứng với UP, (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
m t
R . Tương tự vậy, ký hiệu “DOWN” diễn tả các tham số đối với thị trường giảm giá. Đồng thời các giá trị tuyệt đối của
, m t UP R và , m t DOWN
R được dùng làm cơ sở so sánh hệ số tuyến tính của phương trình (5) và (6).
Trong quá trình nghiên cứu sự tác động âm và dương của lợi nhuận thị trường bình quân,Rm t, , đến sự phân tán lợi nhuận thị trường sẽ được kiểm định một cách riêng lẻ. Những mô hình này cho phép xem xét hành vi bầy đàn trong điều kiện xu hướng thị trường là tăng hay giảm. Như đã đề cập ở trên, thị trường càng giảm mạnh sẽ làm cho hành vi bầy đàn càng thêm rõ nét (Tan et al., 2008). Thị trường được xem là tăng điểm khi mà lợi nhuận bình quân bằng trọng số lớn hơn không, ngược lại sẽ là thị trường giảm điểm.
Ngoài ra, trong luận văn này tác giả còn sử dụng một số phương pháp kiểm định phần dư của mô hình hồi quy như các kiểm định Jarque-Bera, Durbin-Wastson, White và kiểm định ARCH nhằm kiểm tra tính phân phối chuẩn, phương sai thay đổi, tự tương quan và sự tồn tại của tự hồi quy của các sai số trong mô hình. Khi sử dụng các kiểm định trên, nếu phát hiện cơ sở dữ liệu chưa thoả mãn các giả định của mô hình hồi quy, tác giả sẽ sử dụng thêm các bước xử lý số liệu thích hợp để đảm bảo tính chính xác của kết quả ước lượng và ý nghĩa của mô hình được chọn. Để điều chỉnh sai số chuẩn trong trường hợp có tồn tại của cả phương sai thay đổi và sự tự tương quan, tác giả sẽ sử dụng phương pháp ước lượng Newey và West. Các mô hình GARCH sẽ được lựa chọn nếu phát hiện có sự tồn tại của sự tự hồi quy và phương sai thay đổi (hiệu ứng ARCH), đây cũng là mô hình được đánh giá rất cao để giải thích các đặc điểm của chuỗi thời gian như độ nhọn vượt chuẩn (leptokurtosis), tính dễ biến động và biến động bất cân xứng.
Để kiểm tra quyết định của nhà đầu tư này phụ thuộc như thế nào đối với quyết định của nhà đầu tư khác, tác giả sử dụng phương trình hồi quy của (Tan et al., 2008) để kiểm định mối quan hệ giữa mức độ phân tán của lợi nhuận thị trường với thông tin giao dịch chéo từ thị trường khác. Tại sàn HNX, bằng cách thêm vào phương phương trình (3) biến bình phương lợi nhuận thị trường HoSE, hệ số hồi quy 3của biến này có ý nghĩa thống kê sẽ giúp ta giải thích được mức độ phụ thuộc nhà đầu tư tại sàn HNX đối với nhà đầu tư tại sàn HoSE. Tương tự như vậy, ta cũng biết được có hay không sự phụ thuộc của quyết định nhà đầu tư tại sàn HoSE đối với sự thay đổi thông tin giao dịch tại HNX. Các phương trình cụ thể như sau: 2 2 1 , 2 , 3 , 2 2 1 , 2 , 3 , 7 8
HoSE HoSE t HoSE t HNX t t HNX HNX t HNX t HoSE t t CSAD R R R CSAD R R R 2.3.3. Mô tả dữ liệu
Dữ liệu được dùng trong luận văn này phần lớn bao gồm chuỗi giá chứng khoán hàng ngày (daily), để tính lợi nhuận biến động giá cũng như kiểm định các chỉ tiêu khác về hiện tượng tâm lý bầy đàn. Nguồn dữ liệu giá chứng khoán được cung cấp bởi Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM (www.hsx.vn), Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (www.hnx.vn) và các chỉ số đặc trưng của từng loại chứng khoán được cung cấp bởi Công ty chứng khoán Ngân hàng đầu tư và phát triển Việt Nam (www.bsc.com.vn). Tất cả dữ liệu hàng ngày sẽ được sử dụng trong khoảng thời gian từ ngày 1 tháng 6 năm 2007 (1/6/2007) đến ngày 1 tháng 6 năm 2012 (1/6/2012). Cơ sở dữ liệu này đã được điều chỉnh theo các quy định về chia cổ tức và chia tách cổ phiếu. Đồng thời nguồn dữ liệu dùng để tính lợi nhuận biến động giá cũng được định dạng theo chuỗi thời gian, bao gồm 70 công ty có đủ điều kiện dữ liệu liên tục trên hai sàn chứng khoán (40 công ty tại HoSE và 30 công ty tại HNX), tổng cộng có 1245 quan sát. Lợi nhuận thị trường được tính là bình quân lợi nhuận biến động giá của các cổ phiếu phiếu riêng lẻ, với lợi nhuận biến động giá được của từng cổ phiếu được tính qua công thức sau:
, 1 1 ( ) ( ) t (7) i t t t t p
r log p log p log
p
Bảng 2.1: Thống kê mô tả của lợi nhuận thị trường hàng ngày và trị tuyệt đối của độ lệch lợi nhuận theo thời điểm (CSAD) từ 1/6/2007 đến 1/6/2012 tại HoSE
Chỉ số thống kê
Lợi nhuận hàng ngày (Rm,t)
CSAD R-UPa R-DOWNb CSAD-UPc CSAD- DOWNd Mean -0.000291 0.008264 0.006491 -0.006806 0.008365 0.008167 Median -0.000300 0.008188 0.005289 -0.005444 0.008406 0.008015 Maximum 0.020416 0.018861 0.020416 -0.000030 0.017171 0.018861 Minimum -0.021361 0.000000 0.000000 -0.021361 0.000000 0.000624 Std.Dev 0.008513 0.003074 0.005187 0.005441 0.003039 0.003106 Skewness -0.054314 -0.006684 0.866248 -0.945732 -0.240452 0.207606 Kurtosis 2.944412 3.671015 2.906971 3.065830 3.718868 3.682297 Jarque-Bera 0.772424 23.36660*** 76.50925*** 94.77300*** 19.01270*** 16.87860*** Observations 1245 1245 610 635 610 635
Bảng 2.2: Thống kê mô tả của lợi nhuận thị trường hàng ngày và trị tuyệt đối của độ lệch lợi nhuận theo thời điểm (CSAD) từ 1/6/2007 đến 1/6/2012 tại HNX
Chỉ số thống kê
Lợi nhuận hàng ngày (Rm,t)
CSAD R-UPa R-DOWNb CSAD-UPc CSAD- DOWNd Mean -0.000530 0.011136 0.007883 -0.007446 0.011683 0.010686 Median -0.001190 0.010778 0.006046 -0.005570 0.011577 0.010124 Maximum 0.041685 0.028138 0.041685 -0.000048 0.028138 0.025721 Minimum -0.045640 0.000000 0.000000 -0.045639 0.000000 0.002749 Std.Dev 0.010238 0.004197 0.006950 0.006724 0.004111 0.004217 Skewness 0.040930 0.468027 1.430443 -1.766055 0.365994 0.578665 Kurtosis 4.403406 3.214553 5.356252 6.615150 3.616433 3.027211 Jarque-Bera 102.5179*** 47.84068*** 321.6651*** 726.9712*** 21.44487*** 38.13855*** Observations 1245 1245 562 683 562 683 ***
, **, * Có ý nghĩa thống kê lần lượt ở các mức 1%, 5% và 10%. aLợi nhuận thị trường tại thời điểm t khi thị trường tăng điểm (R0) Rm tUP, . %. bLợi nhuận thị trường tại thời điểm t khi thị trường giảm điểm
,
Hình 2.4: Biến động của Rm,t và CSADtừ 1/6/2007 đến 1/6/2012 (HoSE) -.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 2007 2008 2009 2010 2011 AVERE CSAD (HNX) -.06 -.04 -.02 .00 .02 .04 .06 2007 2008 2009 2010 2011 AVERE CSAD
Bảng 2.1 và 2.2 mô tả các kết quả thống kê đối với lợi nhuận thị trường hàng ngày và bình quân mức phân tán của lợi nhuận cùng với các độ lệch chuẩn liên quan cho mỗi sàn giao dịch chứng khoán. Ngoài ra, bảng trên cũng chỉ rõ kết quả thống kê tóm tắt được phân loại khi thị trường tăng và giảm điểm cho hai sàn. Lợi nhuận bình quân của thị trường chứng khoán Việt Nam (HoSE) trong giai đoạn nghiên cứu đạt âm 0.0291% trong khi tại sàn Hà nội (HNX) chỉ tiêu này là âm 0.053%. Chỉ tiêu này nếu được tính riêng cho thị trường tăng điểm, tại sàn HoSE đạt 0.649% và HNX đạt 0.788%, còn đối với thị trường giảm điểm kết quả này tại hai sàn tương ứng là âm 0.681% và âm 0.745%. Khi thị trường được chia ra hai phần tăng điểm và giảm điểm, tổng số quan sát cho mỗi phần tương ứng là 610 và 635 (HoSE) và 562 và 683 (HNX).
Thị trường chứng khoán Việt Nam cũng chỉ ra một mức biến động cao với độ lệch chuẩn của lợi nhuận tại sàn HoSE là 0.85% /ngày và tại HNX là 1.02%/ngày. Nếu xét biến động riêng cho từng phần tăng và giảm điểm, sàn HoSE đạt tương ứng là 0.519% và 0.544%, trong khi đó sàn HNX đạt ở mức cao hơn 0.695% và 0.6724%. Lợi nhuận lớn nhất tại hai sàn lần lượt là 2.041%/ngày và 4.169%/ngày, trong khi lợi nhuận nhỏ nhất tại hai sàn là âm 2.136% và âm 4.564%.
Mức phân tán trung bình của lợi nhuận (cross-sectional absolute deviation- CSAD) của toàn bộ thị trường là 0.826%/ ngày tại sàn HoSE và 1.113%/ngày tại sàn HNX, với sai số chuẩn lần lượt là 0.307% và 0.42%. Với kết quả ban đầu của