Phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn trên thị trường chứng khoán việt nam

55 91 0
  • Loading ...
    Loading ...
    Loading ...

Tài liệu hạn chế xem trước, để xem đầy đủ mời bạn chọn Tải xuống

Tài liệu liên quan

Thông tin tài liệu

Ngày đăng: 11/11/2019, 22:32

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH CAO NGỌC HÀ PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM HIỆU ỨNG BẦY ĐÀN TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP.Hồ Chí Minh – Năm 2013 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH CAO NGỌC HÀ PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM HIỆU ỨNG BẦY ĐÀN TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG MÃ SỐ: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ TP.Hồ Chí Minh – Năm 2013 CỘNG HỒ XÃ HỘI CHỦ NGHỈA VIỆT NAM Độc lập – Tự – Hạnh phúc LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận văn thạc sĩ kinh tế “Phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn thị trường chứng khoán Việt Nam” cơng trình nghiên cứu riêng tơi Các kết nghiên cứu Luận văn trung thực chưa công bố cơng trình khác Học viên Cao Ngọc Hà MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC BẢNG TÓM LƯỢC BÀI NGHIÊN CỨU 1 GIỚI THIỆU 2 TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯƠC ĐÂY 2.1 Luận điểm đời Lý thuyết tài hành vi 2.1.1 Lịch sử đời Lý thuyết tài hành vi 2.1.2 Ba trụ cột lý thuyết thị trường hiệu làm nảy sinh lý thuyết tài hành vi 10 2.1.3 Điều kiện tồn Tài hành vi 14 2.2 Ba luận Lý thuyết tài hành vi .16 2.2.1 Hành vi không hợp lý .16 2.2.2 Giới hạn khả kinh doanh chênh lệch giá thị trường tài 16 2.2.3 Hành vi khơng hợp lý mang tính hệ thống (Hành vi bầy đàn) 20 2.3 Cơ sở Mơ hình ước lượng Hiệu ứng bầy đàn 23 2.3.1 Tiếp cận hành vi bầy đàn dựa vào tương quan mẫu hình giao dịch .23 2.3.2 Tiếp cận hành vi bầy đàn sử dụng độ phân tán tỷ suất sinh lợi 24 2.3.3 Tiếp cận hành vi bầy đàn có xem xét ảnh hưởng yếu tố nước 27 DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 28 3.1 Nguồn liệu 28 3.2 Phương pháp xử lý số liệu .29 PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM 29 4.1 Kiểm định hành vi bầy đàn địa phương 29 4.2 Vai trò thị trường Mỹ 30 4.3 Hành vi bầy đàn cho trường hợp thị trường tăng giảm 33 4.4 Hành vi bầy đàn giai đoạn trầm lắng hỗn loạn 36 KẾT LUẬN 38 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 4-1: Đo lường hành vi bầy đàn theo phương pháp CCK (2000) 29 Bảng 4-2: Đo lường hành vi bầy đàn theo phương pháp CZ (2010) 30 Bảng 4-3: Phân tích hồi quy hành vi bầy đàn địa phương thêm ảnh hưởng Mỹ vào mơ hình 31 Bảng 4-4: Kiểm định giả thuyết null: γ4 = γ5 = 33 Bảng 4-5: Kết kiểm định hành vi bầy đàn cho trường hợp Rm,t> Rm,t< 35 Bảng 4-6: Kiểm định giả thuyết tương đồng: γ3 - γ4 = 36 Bảng 4-7: Kết kiểm định hành vi bầy đàn giai đoạn hỗn loạn trầm lắng 37 Bảng 4-8: Kiểm định giả thuyết null không khác biệt hệ số bầy đàn thời kỳ khủng hoảng trầm lắng: γ3 - γ4 = 38 Tóm lược Bài nghiên cứu Bằng cách sử dụng liệu ngày từ 04/01/2006 đến 28/12/2012, nghiên cứu tiến hành phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn thị trường chứng khoán Việt Nam Với nỗ lực thực để kiểm định hành vi bầy đàn xuyên biên giới quốc gia, nghiên cứu xem xét mức độ ảnh hưởng nhân tố từ thị trường Mỹ tác động đến hành vi đầu tư thị trường địa phương Kết thực nghiệm hình thành bầy đàn thị trường Việt Nam bị ảnh hưởng điều kiện thị trường Mỹ giai đoạn mẫu 2006 – 2012 Tuy nhiên vai trò thị trường Mỹ lại trở nên suy yếu phân tích điều kiện thị trường khác nhau, hành vi bầy đàn cho trường hợp thị trường tăng giảm, giai đoạn trầm lắng hỗn loạn Ngoài ra, cách sử dụng Điểm ngưỡng cột mốc 31/03/2009 để xem xét sức ảnh hưởng khủng hoảng tín dụng Mỹ năm 2008 đến thị trường nội địa, chứng cho thấy thị trường chứng khoán Việt Nam biểu lộ hành vi bầy đàn khủng hoảng diễn Trong trường hợp tác động thị trường Mỹ khơng có ý nghĩa thống kê, lẽ lan truyền khủng hoảng tài dường tồn giới, thơng tin từ thị trường Mỹ vốn phản ánh thông tin thị trường địa phương làm cho yếu tố từ thị trường Mỹ ý nghĩa mơ hình Giới thiệu Trong sở lý thuyết tài hành vi, bầy đàn thường sử dụng để mô tả mối tương quan giao dịch tương tác nhà đầu tư Hành vi xem hợp lý cho nhà đầu tư tinh vi, tức nhà đầu tư thường cố gắng bắt chước theo kinh nghiệm tài theo hành động nhà đầu tư thành công, sử dụng thơng tin/ kiến thức sở hữu riêng phải chịu chi phí cao Hậu hành vi bầy đàn là, Nofsinger Sias (1999) nhận thấy "một nhóm nhà đầu tư kinh doanh theo hướng suốt khoảng thời gian" Bằng chứng cho thấy, điều dẫn đến mẫu hành vi quan sát có mối tương quan cá nhân tạo hệ thống, định sai lầm toàn số đơng (Bikhchandani et al., 1992) Vì vậy, để đạt mức độ đa dạng hóa, nhà đầu tư cần lựa chọn chứng khốn đa dạng hơn, nhờ có mức độ tương quan thấp chúng Ngoài ra, nhà đầu tư tham gia thị trường có xu hướng bầy đàn xung quanh đồng thuận thị trường, hành vi giao dịch nhà đầu tư khiến giá tài sản chệch khỏi tảng kinh tế Kết là, giá tài sản không hợp lý Bằng chứng thực nghiệm hành vi bầy đàn thị trường tài phân nhánh vào hai đường Con đường tập trung vào hành vi đồng chuyển động dựa việc đo lường tương quan động Ví dụ, kiểm định họ hiệu ứng lây lan tài chính, Corsetti et al (2005) tìm thấy số lây lan, số phụ thuộc lẫn thị trường chứng khoán Châu Á Chiang et al (2007) cho thấy hiệu ứng lây lan diễn giai đoạn đầu khủng hoảng tài Châu Á hành vi bầy đàn chiếm ưu giai đoạn sau khủng hoảng, tin xấu trở nên phổ biến nhà đầu tư nhận tác động toàn diện khủng hoảng Boyer et al (2006) phát thị trường chứng khốn có đồng chuyển động lớn thời kỳ biến động cao, cho thấy khủng hoảng lan rộng thông qua việc nắm giữ tài sản nhà đầu tư quốc tế chủ yếu lây lan thay đổi nguyên tắc Con đường thứ hai để kiểm định hành vi bầy đàn tập trung vào độ phân tán tương quan chéo tỷ suất sinh lợi chứng khoán để đáp ứng với thay đổi liên tục điều kiện thị trường Bằng cách quan sát thông tin bất cân xứng thị trường nổi, nhà nghiên cứu dự đoán nhà đầu tư thị trường có nhiều khả biểu lộ hành vi bầy đàn Trong nghiên cứu họ hành vi bầy đàn quốc tế, Chang et al (2000) tìm thấy chứng đáng kể bầy đàn Hàn Quốc Đài Loan phần chứng bầy đàn Nhật Tuy nhiên, khơng có chứng bầy đàn phận người tham gia thị trường Mỹ Hồng Kông Bằng cách tập trung vào cổ phiếu Hồng Kông, Zhou and Lai (2009) phát hành vi bầy đàn thị trường Hồng Kông có xu hướng phổ biến cổ phiếu nhỏ nhà đầu tư có nhiều khả bầy đàn bán mua cổ phiếu Đối với thị trường Trung Quốc, Demirer and Kutan (2006) điều tra xem liệu nhà đầu tư thị trường Trung Quốc, đưa định đầu tư, có theo đồng thuận thị trường dựa thông tin riêng hay không giai đoạn thị trường căng thẳng Nghiên cứu họ cho thấy khơng có chứng hình thành bầy đàn, điều có nghĩa nhà đầu tư tham gia thị trường chứng khốn Trung Quốc có lựa chọn đầu tư hợp lý Tuy nhiên, nghiên cứu gần thị trường chứng khoán Trung Quốc,Tan et al (2008) khám phá bầy đàn xảy hai điều kiện thị trường tăng giảm đặc biệt diện nhà đầu tư cổ phiếu A Vậy, chứng từ nghiên cứu trích dẫn cho thấy kết khác hầu hết hành vi bầy đàn diện thị trường khơng có thị trường tiên tiến Mặc dù nghiên cứu nói có đóng góp để mô tả hành vi bầy đàn nhiều thị trường khác nhau, nhiên nghiên cứu giới hạn ranh giới thị trường Khơng có nỗ lực thực để kiểm định hành vi bầy đàn qua biên giới quốc gia Các kết thực nghiệm trước tồn hai nhược điểm Thứ nhất, từ quan điểm kinh tế, mơ hình dự tốn OLS mà số biến quan bị bỏ qua làm phát sinh dấu hiệu sai (Kennedy, 2008, trang 368) Thứ hai, chứng thực nghiệm bắt nguồn từ số quốc gia chủ yếu nghiên cứu hành vi địa phương, đó, kết thực nghiệm không phản ánh kiểm định rộng cho tượng toàn cầu Kinh nghiệm gần cho thấy cú sốc tài khơng đứng riêng lẽ quốc gia địa phương Forbes Rigobon (2002) thấy thị trường tài cách phụ thuộc lẫn thời kỳ biến động cao Chiang et al (2007) tìm thấy chứng có ý nghĩa đồng biến động thị trường chứng khoán khác thời kỳ bất ổn tài giai đoạn sau khủng hoảng Châu Á Trong nghiên cứu họ biến đối xuyên quốc gia xét độ biến động chứng khoán cấp độ thị trường, Bekaert Harvey (1997) cho thấy độ phân tán tỷ suất sinh lợi cao có liên quan đến độ biến động thị trường cao thị trường phát triển Họ cho độ phân tán phản ánh tầm quan trọng luồng thông tin ngành/ doanh nghiệp cho thị trường Nhận thấy tồn đọng từ nghiên cứu trước, Chiang Zheng (2010) điều chỉnh phương pháp đo lường hành vi bầy đàn cách kiểm định độ phân tán tỷ suất sinh lợi chứng khoán chéo mối liên quan với tập hợp biến giải thích, bao gồm tỷ suất sinh lợi chứng khoán nội địa tuyệt đối, điều kiện thị trường nội địa độ, ảnh hưởng thị trường nước Nghiên cứu họ khác với nghiên cứu trước khía cạnh sau Đầu tiên, liệu sử dụng Chang et al (2000), Demirer Kutan (2006), Tan et al (2008), Zhou Lai (2009) nghiên cứu hành vi bầy đàn giới hạn tập hợp quan sát tương đối nhỏ nghiên cứu họ giới hạn cho số thị trường địa phương Trong nghiên cứu Chiang Zheng (2010) bao gồm 18 đơn vị kinh tế tiến bộ, Châu Mỹ La Tinh, thị trường Châu Á Thứ hai, Chiang Zheng (2010) xác định tầm quan trọng thị trường Mỹ việc kiểm định hành vi bầy đàn thị trường địa phương; chứng từ nghiên cứu cho thấy đa số trường hợp, nhà đầu tư thị trường địa phương có hành vi bầy đàn theo thị trường Mỹ Thứ ba, việc sử dụng tập hợp liệu rộng cho phép kiểm định hành vi đầu tư thuộc khu vực khác Cụ thể, Chiang Zheng (2010) tìm thấy chứng hành vi bầy đàn quốc gia phân loại thị trường cao cấp thị trường Châu Á Tuy nhiên, họ tìm thấy chứng hỗ trợ cho hành vi bầy đàn bốn thị trường Mỹ La Tinh Thứ tư, nghiên cứu vai trò khủng hoảng tài phân tích thực nghiệm hành vi bầy đàn Cụ thể, hành vi bầy đàn diễn rõ ràng khoảng thời gian mà khủng hoảng xảy Được thúc đẩy từ nghiên cứu thực nghiệm nêu trên, nghiên cứu tập trung phân tích thực nghiệm hành vi bầy đàn thị trường chứng khoán Việt Nam khoảng thời gian mẫu từ năm 2006 đến năm 2012 mối tương quan động với độ phân tán tỷ suất sinh lợi chứng khốn thị trường nước ngồi, cụ thể Mỹ, từ xác định tầm quan trọng thị trường Mỹ việc kiểm định hành vi bầy đàn địa phương Thứ hai, nghiên cứu tiến hành kiểm định để xem xét tác động khủng hoảng tài có thực ảnh hưởng chi phối thị trường Mở rộng từ phần này, điều quan trọng đánh giá xem liệu có khác biệt hệ số bầy đàn thời kỳ khủng hoảng trầm lắng Thứ ba, hành vi nhà đầu tư phân tích cụ thể điều kiện thị trường khác nhau, để kiểm tra xem nhà đầu tư phản ứng khác vào ngày thị trường tăng giảm, theo liệu chia thành hai nhóm cách sử dụng biến giả Bài viết tiên phong việc mở rộng nghiên cứu hành vi bầy đàn thị trường chứng khoán Việt Nam tác động yếu tố nước kết hợp với thông tin từ thị trường nội địa nước, khác với cách tiếp cận truyền thống trước loại trừ nhân tố thị trường nước ngồi khỏi mơ hình kiểm định hành vi bầy đàn có khả tạo thiên lệch kết nghiên cứu Phần lại nghiên cứu tổ chức sau Phần trình bày mơ hình ước lượng cho kiểm định hành vi bầy đàn Phần mô tả liệu Phần đưa chứng thực nghiệm Phần trình bày tóm tắt kết luận Mục tiêu nghiên cứu - Phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn nhà đầu tư thị trường chứng khoán Việt Nam thời gian từ 2006 đến 2012; 36 Bảng 4-6: Kiểm định giả thuyết tương đồng: γ3 - γ4 = Wald Test: Equation: EQ01 Test Statistic F-statistic Chi-square Value 126.0592 126.0592 df Probability (1, 1666) 0.0000 0.0000 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) γ3 - γ4 Value Std Err -34.589 3.08070768 Restrictions are linear in coefficients 4.4 Hành vi bầy đàn giai đoạn trầm lắng hỗn loạn Phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn theo cách tiếp cận Christie Huang (1995) cho thấy hành vi bầy đàn phổ biến giai đoạn thị trường căng thẳng, giai đoạn mà tỷ suất sinh lợi danh mục đầu tư thị trường lên đến cực điểm Ngoài ra, kinh nghiệm gần cho thấy biến động tỷ suất sinh lợi lên đến cực điểm liên tục xảy thời kỳ khủng hoảng tài Điều thúc đẩy nghiên cứu tiến hành kiểm định xem liệu biến động cực mạnh thị trường khủng hoảng tài có làm thay đổi mối quan hệ tham số phương trình kiểm định hay khơng Cụ thể, nghiên cứu xem xét tác động khủng hoảng tài gần (Khủng hoảng thị trường tín dụng năm 2008) đến hành vi bầy đàn Điều quan trọng đánh giá xem liệu hệ số thời kỳ khủng hoảng có khác có ý nghĩa so với giai đoạn trầm lắng Với mục đích này, nghiên cứu chia liệu làm hai nhóm sử dụng Điểm ngưỡng để phân tích Do khủng hoảng thị trường tín dụng Mỹ kéo dài từ 03/01/2008 đến 31/03/2009 (Chiang Zheng, 2010) nên Điểm ngưỡng xác định mốc 31/03/2009 Theo nghiên cứu thiết lập biến giả D với D = xem xét liệu sau cột mốc 31/03/2009 giai đoạn trước Mơ hình kiểm định sau: CSADt = γ0 + γ1(1-D)Rm,t + γ2DRm,t+ γ3(1-D)R2m,t + γ4 DR2m,t + γ5CSADUS,c,t + γ6R2US,c,m,t + εt (4) 37 Trong tham gia c vào CSADUS,t R2US,m,t đề cập đến độ phân tán tỷ suất sinh lợi thị trường bình phương Mỹ giai đoạn mẫu khủng hoảng thị trường tín dụng năm 2008 nổ Sự diện biến có ý nghĩa thống kê mơ hình cho thấy hiệu ứng lan truyền diễn thị trường hay nói cách khác thị trường chứng khoán Việt Nam bị tác động khủng hoảng Mỹ Để cung cấp so sánh thiên lệch, nghiên cứu sử dụng kích thước mẫu liệu tương đồng thời kỳ trước sau khủng hoảng Bằng chứng thực nghiệm trình bày bảng 4-7 cho thấy hệ số γ3 R2m,t mang dấu âm có ý nghĩa thống kê cao, nghĩa thị trường chứng khoán Việt Nam biểu lộ hành vi bầy đàn khủng hoảng diễn Bên cạnh đó, kết cho thấy giai đoạn sau khủng hoảng, thị trường chứng khoán Việt Nam bước vào giai đoạn trầm lắng, hành vi bầy đàn không tiếp tục diện thị trường hệ số γ4 mang dấu dương có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, kết từ bảng biểu 4-7 lại khơng tìm thấy chứng cho thấy thị trường chứng khốn Việt Nam có hành vi bầy đàn theo thị trường Mỹ trường hợp Điều kết thực tế khủng hoảng dường tồn giới, thông tin R2US,c,m,t phản ánh R2m,t địa phương làm cho hệ số ước lượng R2US,c,m,t khơng có ý nghĩa thống kê Bảng 4-7: Kết kiểm định hành vi bầy đàn giai đoạn hỗn loạn trầm lắng Variable C (1-D)Rm,t DRm,t (1-D)R2m,t DR2m,t CSADUS,t R2US,m,t R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Coefficient Std Error 0.023003 -0.876923 -0.186017 -0.846549 3.438666 -0.246875 -0.283370 0.001284 0.023217 0.038456 0.029085 1.208142 0.126788 0.865986 0.473506 0.471614 0.022049 0.811407 4,018.439 250.1714 0.000000 t-Statistic Prob 17.916213 -37.771369 -4.837154 -29.106412 2.846244 -1.947149 -0.327222 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0045 0.0517 0.7435 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.023650 0.030333 -4.786920 -4.764265 -4.778527 1.478208 38 Trước kết thúc phần này, nghiên cứu tiến hành kiểm định sâu để đánh giá xem liệu hệ số thời kỳ khủng hoảng có khác có ý nghĩa so với giai đoạn trầm lắng Để làm điều này, nghiên cứu lấy hệ số ước lượng thời kỳ khủng hoảng trừ cho hệ số ước lượng thời kỳ sau khủng hoảng hệ số bầy đàn cách sử dụng thống kê Chi-square Kết kiểm định trình bày bảng 4-8 cho thấy giả thuyết null bị bác bỏ mức ý nghĩa 1% cho khác biệt hệ số bầy đàn thời kỳ khủng hoảng trầm lắng Bảng 4-8: Kiểm định giả thuyết null không khác biệt hệ số bầy đàn thời kỳ khủng hoảng trầm lắng: γ3 - γ4 = Wald Test: Equation: EQ01 Test Statistic F-statistic Chi-square Value df Probability 12.56214 (1, 1669) 12.56214 0.0004 0.0004 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) γ3 - γ4 Value -4.285214 Std Err 1.209040 Restrictions are linear in coefficients Kết luận Bài nghiên cứu phân tích thực nghiệm hành vi bầy đàn nhà đầu tư thị trường chứng khoán Việt Nam có xem xét ảnh hưởng yếu tố nước ngoài, cụ thể Mỹ Bằng cách áp dụng liệu ngày từ 04/01/2006 đến 28/12/2012, nghiên cứu tìm thấy chứng có ý nghĩa khẳng định tồn hành vi bầy đàn thị trường Việt Nam, thị trường tăng hay giảm Điểm đặc biệt nghiên cứu việc tiên phong mở rộng nghiên cứu hành vi bầy đàn thị trường Việt Nam có đóng góp yếu tố xuyên biên giới quốc gia Kết thực nghiệm hình thành bầy đàn thị trường Việt Nam bị ảnh hưởng điều kiện thị trường Mỹ giai đoạn mẫu 2006 – 2012 Nguyên nhân lý giải cho vấn đề nhà đầu tư thị trường Việt Nam có xu hướng theo dõi tin tức hình thành chiến lược đầu tư 39 họ dựa tổ chức đầu tư Phố Wall, nơi coi trung tâm xử lý phổ biến thông tin đầu tư tồn cầu Vì vậy, cách tiếp cận truyền thống trước loại trừ nhân tố thị trường nước ngồi khỏi mơ hình kiểm định hành vi bầy đàn có khả tạo thiên lệch kết nghiên cứu Điều thú vị nhà đầu tư thị trường Việt Nam có xem xét yếu tố biến động từ thị trường Mỹ trước đưa định đầu tư họ, phân tích điều kiện thị trường tăng trưởng nóng, vai trò thị trường Mỹ trở nên suy yếu, thay vào thông tin từ thị trường địa phương lại chiếm ưu giữ vai trò định Bằng cách sử dụng Điểm ngưỡng để xem xét sức ảnh hưởng khủng hoảng tín dụng Mỹ năm 2008 đến thị trường nội địa, chứng cho thấy thị trường chứng khoán Việt Nam biểu lộ hành vi bầy đàn khủng hoảng diễn Bên cạnh đó, kết cho thấy giai đoạn sau khủng hoảng, thị trường chứng khoán Việt Nam bước vào giai đoạn trầm lắng, hành vi bầy đàn khơng tiếp tục diện thị trường Điều quan trọng kết thực nghiệm khơng tìm thấy chứng cho thấy thị trường chứng khốn Việt Nam có hành vi bầy đàn theo thị trường Mỹ thời kỳ khủng hoảng Thực tế khủng hoảng có sức ảnh hưởng to lớn gây hiệu ứng domino tồn giới nên thơng tin từ thị trường Mỹ vốn phản ánh thông tin thị trường địa phương, tiếp tục đưa yếu tố từ thị trường Mỹ vào mô hình kiểm định làm cho yếu tố ý nghĩa Mặc dù nghiên cứu có đóng góp việc mở rộng nghiên cứu hành vi bầy đàn thị trường Việt Nam ảnh hưởng điều kiện thị trường Mỹ Tuy nhiên, bên cạnh nhân tố từ thị trường Mỹ nhiều yếu tố nước ngồi khác tác động đến hành vi nhà đầu tư Việt Nam Vì vậy, nghiên cứu sau nên tiếp tục khám phá thêm yếu tố nước ngồi khác có ảnh hưởng ý nghĩa đến thị trường Việt Nam Bên cạnh đó, nghiên cứu tiến hành phân tích thực nghiệm hành vi nhà đầu tư tượng bầy đàn xảy mà chưa phân biệt cụ thể dạng bầy đàn, khơng phải tất dạng bầy đàn phi lý Do đó, hướng nghiên cứu nên mở rộng cách tiếp cận theo phương pháp phân tích chi tiết dạng bầy đàn diễn thị trường Danh mục tài liệu tham khảo Trần Thị Hải Lý (2010), “Nghiên cứu rủi ro tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Việt Nam”, Luận án tiến sĩ Abhijit Banerjee, A simple Model of Herb Behavior, 1992, page 797 – 817 Ackert and Deaves, “Behavioral Finance: Psychology, Decision – Making, and Markets” Andrei Sheleifer Robert W.Vishny, Advance in Behavioral Finance, vol II, Richard H Thaler, page 79 – 102 (Part II) Andrei shleifer and Lawrence H.Summers, The noise trader approach to finance, 1990 Ball, R., Kothari, S.P., 1989 Nonstationary expected returns: implications for tests of market efficiency and serial correlation in returns Journal of Financial Economics 25, 51–74 Barber and Odean, 2000, “Trading is harzadous to your wealth : The common stock investment performance of individual investors”, Journal of Finance 55, 775 Bekaert, G., Harvey, C., 1997 Emerging equity market volatility Journal of Financial Economics 43, 29–77 Bekaert, G., Wu, G., 2000 Asymmetric volatility and risk in equity markets Review of Financial Studies 13, 1–42 10 Bikhchandani, S., Hirshleifer, D., Welch, I., 1992 A theory of fads, fashion, custom, and cultural change as informational cascades Journal of Political Economy 100,992–1026 11 Boyer, B., Kumagai, T., Yuan, K., 2006 How crises spread? Evidence from accessible and inaccessible stock indices Journal of Finance 61, 957–1003 12 Cai, Y., Chou, R.Y., Li, D., 2009 Explaining international stock correlations with CPI fluctuations and market volatility Journal of Banking and Finance 33, 2026–2035 13 Chandar, N., Patro, D., Yezegel, A., 2009 Crises, contagion and cross-listings Journal of Banking and Finance 33, 1709–1729 14 Chang, E.C., Cheng, J.W., Khorana, A., 2000 An behavior in equity markets: An examination of herd international perspective Journal of Banking and Finance 24, 1651–1679 15 Chiang and Zheng, 2010, An empirical analysis of herd behavior in global stock markets, Journal of Banking & Finance 16 Chiang, T.C., Jeon, B.N., Li, H., 2007 Dynamic correlation analysis of financial contagion: Evidence from Asian markets Journal of International Money and Finance 26, 12061228 17 Claessens, S., Demirgỹỗ-Kunt, A., Moshirian, F., 2009 Global financial crisis, risk analysis and risk measurement Journal of Banking and Finance 33, 1949–1952 Christie, W.G., Huang, R.D., 1995 Following the pied piper: individual returns herd around the market? Financial Analysts Journal 51, 31–37 18 Connolly, R., Stivers, C., 2006 Information content and other characteristics of daily cross-sectional dispersion in stock returns Journal of Empirical Finance 13, 79–112 19 Connolly, R., Wang, F., 2003 International equity market comovements: economic news or contagion Pacific Basin Finance Journal 11, 23–43 20 Conrad, J., Gultekin, M., Kaul, G., 1991 Asymmetric predictability of conditional variances Review of Financial Studies 4, 597–622 21 Corsetti, G., Pericoli, M., Sbracia, M., 2005 Some contagion, some interdependence: 22 More pitfalls in tests of financial contagion Journal of International Money and Finance 24, 1177–1199 23 Northcarft, G.B., M.A Neale, 1987, “Experts, amateurs, and real estate: An anchoring and adiustment perspectiveon property pricing decisions” Organizational Behavior and Human Decision Processes 39, 84 - 97 24 Demirer, Chinese R., stock Kutan, A.M., markets? 2006 Does herding Journal of International behavior Financial exist in Markets Institutions and Money 16, 123–142 25 Duffee, G.R., 2001 Asymmetric cross-sectional dispersion in stock returns: evidence and implications Federal Reserve Bank of San Francisco Working Papers in Applied Economic Theory 2000-18 26 Forbes, K., Rigobon, R., 2002 No contagion, only interdependence: Measuring stock market comovements Journal of Finance 57, 2223–2261 27 French, K.R and J.M Poterba, 1991, Investor diversification and international equity markets, American Economic Review 81, 222-226 28 Gleason, K.C., Mathur, I., Peterson, M.A., 2004 Analysis of intraday herding behavior among the sector ETFs Journal of Empirical Finance 11, 681–694 29 Griffin, J., Nardari, F., Stulz, R., 2007 Do investors trade more when stocks have performed well? Evidence from 46 countries Review of Studies 20, 905–951 Financial 30 Grinblatt, M., Titman, S., Wermers, R., 1995 Momentum investment strategies, portfolio performance, and herding: a study of mutual fund behavior American Economic Review 85, 1088–1105 31 Hwang, S., Salmon, M., 2006 Sentiment and beta herding Working paper, University of Warwick 32 Kahneman Tversky, Prospect Theory: An anlaysis of decision under risk, 1979, page 279 33 Kennedy, P., 2008 A Guide to Econometrics Blackwell Publishing, Malden, MA 34 Lakonishok, J., Shleifer, A., Vishny, R.W., 1992 The impact of institutional trading on stock prices Journal of Financial Economics 32, 23–44 35 Longin, F., Solnik, B., 2001 Extreme correlation of international equity markets Journal of Finance 56, 649–676 36 Markwat, T., Kole, E., van Dijk, D., 2009 Contagion as a domino effect in global stock markets Journal of Banking and Finance 33, 1996–2012 37 Masih, R., Masih, A.M.M., transmission amongst 2001 Long international and short term dynamic causal stock markets Journal of International Money and Finance 20, 563–587 38 Newey, W., heteroskedasticity West, and K., 1987 A autocorrelation simple, positive consistent semi-definite, covariance matrix Econometrica 55, 703–708 39 Nofsinger, J., Sias, R., 1999 Herding and feedback trading by institutional and individual investors Journal of Finance 54, 2263–2295 40 Statman, M., Thorley, S., Vorkink, K., 2006 Investor overconfidence and trading volume Review of Financial Studies 19, 1531–1565 41 Tan, L., Chiang, T.C., Mason, J., Nelling, E., 2008 Herding behavior in Chinese stock markets: an examination of A and B shares Pacific-Basin Finance Journal 16, 61–77 42 Villatoro, F., 2009 The delegated portfolio management problem: reputation and herding Journal of Banking and Finance 33, 2062–2069 43 Welch, I., 2000 Herding among security analysts Journal of Financial Economics 58, 369–396 44 Wermers, R., 1999 Mutual fund herding and the impact on stock prices Journal of Finance 54, 581–622 45 Zhou, R., Lai, R., 2009 Herding and information based trading Journal of Empirical Finance 16, 388–393 PHỤ LỤC KẾT QUẢ HỒI QUY Bảng 3-1: Kiểm định tính dừng chuỗi liệu nghiên cứu Null Hypothesis: CSADt has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 10 (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level -4.25746 -3.43408 -2.86307 -2.56763 Prob.* 0.000539 Null Hypothesis: Rm,t has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level -13.05695 -3.43406 -2.86307 -2.56763 Prob.* 0.000000 Null Hypothesis: CSADUS,t has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level -3.85387 -3.43407 -2.86307 -2.56763 Prob.* 0.002465 Null Hypothesis: RUS,m,t has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=24) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic -32.8372 -3.43406 -2.86306 -2.56763 Prob.* 0.000000 Tất kết kiểm định Bảng 1-1 cho thấy chuỗi liệu nghiên cứu có tính dừng, chứng p-value < 0,05 nên giả thuyết Ho bị bác bỏ Bảng 3-2: Kiểm định giả thuyết đa cộng tuyến biến độc lập mơ hình Rm,t R2m,t -0.590485 0.681557 CSADUS,t 0.040760 0.001980 R2US,m,t 0.016507 0.023644 Rm,t |Rm,t| -0.642322 |Rm,t| -0.642322 R2m,t CSADUS,t -0.590485 0.040760 0.681557 0.001980 -0.021291 -0.021291 -0.006522 0.485931 0.016507 0.023644 -0.006522 0.485931 R2US,m,t Tất tương quan biến độc lập nhỏ 0,8 cho thấy tượng đa cộng tuyến yếu Bảng 3-3: Kiểm định giả thuyết không tương quan sai số Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Obs*R-squared 32.77765 Prob Chi-Square(1) Sample: 1674 Included observations: 1674 Variable Coefficient Std Error t-Statistic C -0.000428 0.00114 -0.375399 Rm,t -0.012453 0.01937 -0.642873 |Rm,t| 0.003062 0.028349 0.108014 R m,t -0.016219 0.029246 -0.554557 CSADUS,t 0.033108 0.106554 0.310712 R US,m,t 0.044612 0.734001 0.06078 RESID(-1) 0.141725 0.024563 5.769962 R-squared 0.195800 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.160520 S.D dependent var S.E of regression 0.018691 Akaike info criterion Sum squared resid 0.582371 Schwarz criterion Log likelihood 4290.246 Hannan-Quinn criter F-statistic 5.548744 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.078405 0.078405 Prob 0.707400 0.520400 0.914000 0.579300 0.756100 0.951500 0.506700 0.016547 0.018843 -5.117379 -5.094703 -5.108978 2.040133 Kết hồi quy cho thấy p-value > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết Ho: khơng có tượng tự tương quan sai số Bảng 3-4: Kiểm định giả thuyết phương sai thay đổi Heteroskedasticity Test: White Obs*R-squared 766.0566 Sample: 1674 Included observations: 1674 Variable Coefficient C -7.09E-05 Rm,t 0.010739 R m,t -0.244429 Rm,t *|Rm,t| -1.147199 Rm,t * R m,t 13.25147 Rm,t * CSADUS,t 0.070824 Rm,t * R2US,m,t 0.289317 |Rm,t| 0.014456 |Rm,t|* R2m,t 8.161694 |Rm,t|* CSADUS,t 0.09951 |Rm,t R2US,m,t -30.1928 (R2m,t)2 4.23359 R m,t * CSADUS,t -7.450354 R2m,t * R2US,m,t 501.861 CSADUS,t 0.003192 (CSADUS,t)2 0.132729 CSADUS,t * R US,m,t -4.794974 R US,m,t 0.440278 (R2US,m,t)2 6.539247 R-squared 0.457620 Adjusted R-squared 0.451721 S.E of regression 0.000746 Sum squared resid 0.000920 Log likelihood 9689.369 F-statistic 77.57603 Prob(F-statistic) 0.054781 Prob Chi-Square(18) 0.05478 Std Error t-Statistic 0.000104 -0.679083 0.005218 2.057955 0.350189 -0.69799 0.326421 -3.514475 5.092446 2.602183 0.179294 0.395018 1.37926 0.209763 0.007877 1.835225 5.169757 1.578738 0.434882 0.228821 3.968571 -7.607978 0.300003 14.11183 3.837849 -1.941284 39.47361 12.71384 0.014465 0.220647 0.464338 0.285845 4.030717 -1.189608 0.099156 4.440259 11.06463 0.591005 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Prob 0.4972 0.0398 0.4853 0.0005 0.0093 0.6929 0.8339 0.0667 0.1146 0.8190 0.1786 0.0000 0.0524 0.0000 0.8254 0.7750 0.2344 0.0593 0.5546 0.0553 0.0107 -11.5536 -11.4921 -11.5308 1.919085 Kết hồi quy cho thấy p-value > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết Ho: chưa phát phương sai thay đổi Bảng 4-1: Đo lường hành vi bầy đàn theo phương pháp CCK (2000) Dependent Variable: CSADt Method: Least Squares Sample: 1674 Included observations: 1674 Variable C |Rm,t| R2m,t R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Coefficient Std Error t-Statistic Prob 0.000619 0.000756 0.818003 0.4135 1.152131 0.027687 41.612522 0.0000 -1.114975 0.032405 -34.407017 0.0000 0.512240 0.511656 0.021209 0.751681 4,076.639 877.4312 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.02364888 0.03035049 -4.8669527 -4.8572341 -4.8633521 1.90971845 Bảng 4-2: Đo lường hành vi bầy đàn theo phương pháp CZ (2010) Dependent Variable: CSADt Method: Least Squares Sample: 1674 Included observations: 1674 Variable C Rm,t |Rm,t| R2m,t R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Coefficient Std Error t-Statistic Prob 0.004909 0.000712 6.894498 0.0000 -0.392401 0.019561 -20.06042 0.0000 0.861803 0.028767 29.95781 0.0000 -1.226939 0.029629 -41.41046 0.0000 0.606952 0.606246 0.019045 0.605721 4257.342 859.6165 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.023649 0.03035 -5.081652 -5.068693 -5.076851 1.67325 Bảng 4-3: Phân tích hồi quy hành vi bầy đàn địa phương thêm ảnh hưởng Mỹ vào mơ hình Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob 0.007952 0.001148 6.924835 0.0000 -0.384273 0.019435 -19.771960 0.0000 0.876130 0.028617 30.615890 0.0000 -1.234485 0.029391 -42.002160 0.0000 0.308370 0.107424 -2.870585 0.0041 -1.748991 0.741031 -2.360212 0.0184 C Rm,t |Rm,t| R2m,t CSADUS,t R2US,m,t R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.614557 0.613402 0.018871 0.594001 4,273.695 531.8975 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.023649 0.030350 -5.098799 -5.079362 -5.091598 1.714735 Bảng 4-4: Kiểm định giả thuyết null: γ4 = γ5 = Wald Test: Equation: EQ01 Test Statistic Value F-statistic Chi-square 16.45429 32.90857 df Probability (2, 1668) 0.0000 0.0000 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) γ4 γ5 Restrictions are linear in coefficients Value 0.308370 -1.748991 Std Err 0.107424 0.741031 Bảng 4-5: Kết kiểm định hành vi bầy đàn cho trường hợp Rm,t> Rm,t< Variable C (1-D)Rm,t DRm,t (1-D)R2m,t DR2m,t CSADUS,t R2US,m,t Coefficient Std Error t-Statistic Prob 0.003931 0.001164 3.378403 0.0007 1.732645 0.117673 14.72418 0.0000 -1.336688 0.025210 -53.02280 0.0000 -35.89791 3.087438 -11.62709 0.0000 -1.308925 0.029108 -44.96728 0.0000 -0.272602 0.103698 -2.628818 0.0086 -1.144253 0.716872 -1.596174 0.1106 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.641850 0.640560 0.018201 0.551932 4,332.088 497.6133 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Bảng 4-6: Kiểm định giả thuyết tương đồng: γ3 - γ4 = Wald Test: Equation: EQ01 Test Statistic F-statistic Chi-square Value 126.0592 126.0592 df Probability (1, 1666) 0.0000 0.0000 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) γ3 - γ4 Value Std Err -34.589 3.08070768 Restrictions are linear in coefficients 0.023646 0.030359 -5.170458 -5.147770 -5.162052 1.737645 Bảng 4-7: Kết kiểm định hành vi bầy đàn giai đoạn hỗn loạn trầm lắng Variable C (1-D)Rm,t DRm,t (1-D)R2m,t DR2m,t CSADUS,t R2US,m,t R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Coefficient Std Error t-Statistic 0.023003 -0.876923 -0.186017 -0.846549 3.438666 -0.246875 -0.283370 0.001284 0.023217 0.038456 0.029085 1.208142 0.126788 0.865986 17.916213 -37.771369 -4.837154 -29.106412 2.846244 -1.947149 -0.327222 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0045 0.0517 0.7435 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.023650 0.030333 -4.786920 -4.764265 -4.778527 1.478208 0.473506 0.471614 0.022049 0.811407 4,018.439 250.1714 0.000000 Prob Bảng 4-8: Kiểm định giả thuyết null không khác biệt hệ số bầy đàn thời kỳ khủng hoảng trầm lắng: γ3 - γ4 = Wald Test: Equation: EQ01 Test Statistic F-statistic Chi-square Value df Probability 12.56214 (1, 1669) 12.56214 0.0004 0.0004 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) γ3 - γ4 Value -4.285214 Restrictions are linear in coefficients Std Err 1.209040 ... độ phân tán tỷ suất sinh lợi chứng khoán Mỹ đến thị trường chứng khốn Việt Nam; - Phân tích thực nghiệm hành vi nhà đầu tư điều kiện thị trường khác nhau, hành vi bầy đàn cho trường hợp thị trường. .. nghiên cứu - Phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn nhà đầu tư thị trường chứng khoán Việt Nam thời gian từ 2006 đến 2012; - Xem xét ảnh hưởng nhân tố nước việc kiểm định hành vi bầy đàn địa phương,... tin Trên tìm hiểu Lý thuyết tài hành vi, phần ứng dụng việc giải thích tượng liên quan đến hành vi người thị trường chứng khoán Việt Nam, giới hạn nghiên cứu phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn
- Xem thêm -

Xem thêm: Phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn trên thị trường chứng khoán việt nam , Phân tích thực nghiệm hiệu ứng bầy đàn trên thị trường chứng khoán việt nam , 1 Luận điểm ra đời Lý thuyết tài chính hành vi, 2 Ba luận cứ về Lý thuyết tài chính hành vi, 3 Cơ sở của Mô hình ước lượng Hiệu ứng bầy đàn, 4 Hành vi bầy đàn trong giai đoạn trầm lắng và hỗn loạn

Từ khóa liên quan

Mục lục

Xem thêm