Đề tài Đo lường hành vi bầy đàn trên thị trường chứng khoán Việt Nam

mức độ biến động của thị trường. Nghĩa là:
Nếu   > 1, tức
 >
 , hành vi bầy đàn sẽ tạo ra
 hướng về
 , dẫn đến
 >
 >
 , và kết quả là   <  , cổ phiếu trở nên ít rủi ro hơn so với thực chất (theo CAPM)
Nếu   < 1, tức
 <
 , hành vi bầy đàn sẽ tạo ra
 hướng về
 , dẫn đến
  , cổ phiếu trở nên rủi ro hơn so với thực chất (theo CAPM) Bên cạnh đó, như đã thảo luận, sự tồn tại hành vi bầy đàn cũng đồng nghĩa với sự tồn tại của hành vi bầy đàn ngược, được giải thích bởi ℎ  < 0. Trong trường hợp này, đối với cổ phiếu có   > 1 thì hành vi bầy đàn ngược tạo ra
 >
 >
 . Điều này nghĩa là làm khuếch đại mức tăng (giảm) của cổ phiếu nhiều rủi ro. Ngược lại, đối với cổ phiếu có   < 1 thì hành vi bầy đàn ngược làm cho
 <
 <
 . ii. Mô hình đo lường hành vi bầy đàn Với mục tiêu đo lường mức độ hành vi bầy đàn ở quy mô toàn thị trường, HS sử dụng toàn bộ cổ phiếu trong thị trường để loại bỏ tác động riêng biệt của một số cổ phiếu nào đó bằng cách sử dụng dữ liệu chéo toàn bộ cổ phiếu trên thị trường tại từng thời điểm t. 28 Và để đo lường biến động của beta cổ phiếu, HS thực hiện tính toán độ lệch chuẩn của beta (như đề cập ở trên, sử dụng dữ liệu chéo): Stdβ!" # = $E β!" − Eβ!" ' =(
)  − ℎ   − 1 − 1' do
)  # = 1 =(
)  − 1 − ℎ   − 1' =(
)  − 11 − ℎ ' =(
)  − 1'1 − ℎ  =*+,) 1 − ℎ  Công thức (2) được viết lại như sau: log0*+,)  #1 = log2*+,) 3 + log 1 − ℎ  (3) Từ (3) có thể suy ra hmt . Cuối cùng (3) được viết lại như sau: log0*+,)  #1 = 5 + 6  + 7  (4) Trong đó: log2*+, 3 = 5 + 7  (5) với 5 =
2log2*+,) 33 và 7 ~99,0, ; ,<'  và 6  = log 1 − ℎ  (6) HS giả định rằng hệ số bầy đàn tuân theo quy tắc AR(1) và mô hình của họ trở thành: log 2*+,)  # = 5 + 6  + 7  (7) 6  = = 6 ,>? + @  (8) Trong đó η~ iid 0, σ ,D' . 29 Hệ thống công thức (7) và (8) tạo thành một mô hình không gian trạng thái với biến không quan sát được là nhân tố bầy đàn. Để ước lượng các giá trị trong công thức, HS sử dụng phương pháp lọc Kalman.16 Do đó, trong hệ thống công thức trên, log [Stdc (β!"  ] được kỳ vọng là sẽ thay đổi theo các mức độ bầy đàn khác nhau, sự thay đổi của nó sẽ được phản ánh thông qua Hmt. Sự chú ý đặc biệt ở đây tập trung vào mẫu hình của Hmt . Nếu σ,E' = 0, thì Hmt = 0, lúc này không có hiện tượng bầy đàn. Ngược lại, một giá trị đáng kể của σ,E' sẽ hỗ trợ cho sự tồn tại của hiện tượng bầy đàn và (như các tác giả đề cập) điều này sẽ được củng cố bởi một giá trị ϕ đáng kể. Giá trị tuyệt đối của ϕ sẽ nhận giá trị nhỏ hơn hoặc bằng 1, vì hiện tượng bầy đàn không được kỳ vọng là một quá trình diễn ra quá mức (bùng nổ). Để kiểm định tính bền vững của các kết quả của nghiên cứu, HS tiến hành đánh giá lại mô hình gốc bằng cách thêm vào một số biến cả về cơ bản (tỷ số cổ tức/giá, lãi suất tín phiếu kho bạc, phần bù kỳ hạn, phần bù rủi ro phá sản) cũng như các biến phi cơ bản (biến động thị trường, chiều hướng thị trường, quy mô, tỷ số giá trị sổ sách/giá trị thị trường) vào công thức (7). Ý tưởng ở đây là đo lường xem liệu rằng ý nghĩa của Hmt có giữ vững ý nghĩa nếu có sự hiện diện của các biến tương ứng với các trạng thái khác nhau (hay sự thay đổi của các nhân tố cơ bản) của thị trường hay không. Nếu những sự thay đổi trong log[Stdc (   ] được đóng góp vào những biến này và không phải hiện tượng bầy đàn ở mức độ thị trường, thì sự thêm vào của các biến này trong mô hình sẽ làm cho Hmt không có ý nghĩa. Vì sự hạn chế trong việc thu thập số liệu ở thị trường Việt Nam, đề tài kiểm định tính bền vững của các kết quả từ mô hình gốc của HS (công thức 7-8) bằng cách sử dụng chiều hướng thị trường (được phản ánh qua tỷ suất sinh lợi của index) và sự biến động thị trường như các biến kiểm soát. Một cách cụ thể hơn, tôi đánh giá lại mô hình HS (2004) bằng cách sử dụng hai phiên bản khác của công thức (7) như trình bày dưới đây: 16 Xem Phụ lục 9 30 log0*+,)  #1 = 5 + 6  + GHIJK, + 7  (9) log0*+,)  #1 = 5 + 6  + GLMNO;IJK, +7  (10) Trong đó rVNI,t là tỷ suất sinh lợi của VN-Index (VNI) ở thời điểm t và log σVNI,t là logarith biến động thị trường được tính trên VN-Index. 2.4.2. Dữ liệu 2.4.2.1. Mẫu dữ liệu Mẫu dữ liệu được thu thập từ tháng ngày 1/3/2002 (thời điểm bắt đầu giao dịch suốt 5 ngày/tuần)17 đến ngày 30/4/2010. Dữ liệu được sử dụng là các số liệu về VN-Index, và các cổ phiếu niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh. Tỷ suất sinh lợi phi rủi ro sử dụng trong các tính toán là lãi suất bình quân liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng (VNIBOR 3 tháng). 18 Nguồn thu thập dữ liệu: Reuters. 2.4.2.2. Phương pháp xử lý số liệu19 Từ dữ liệu gốc thu thập từ Reuters, các số liệu sử dụng trong các mô hình được tính toán như sau: Các tỷ suất sinh lợi được tính theo công thức  = ln  QQRS Để ước lượng các thành phần không quan sát được trong 2 công thức (7), (8), đòi hỏi phải có chuỗi dữ liệu beta chéo của các cổ phiếu trong thị trường. Để làm điều này, trước tiên đề tài sử dụng dữ liệu theo ngày để tính giá trị beta của từng cổ phiếu và VN-Index trong từng tháng. Sau khi có số liệu beta từng 17 Việc sử dụng ngày bắt đầu của mẫu dữ liệu là ngày 1/3/2002 (ngày bắt đầu có giao dịch 5 ngày/tuần) mà không phải ngày bắt đầu giao dịch của HOSE để loại trừ ảnh hưởng (có thể có) của sự không đồng nhất chuỗi dữ liệu thời gian trước đó (chỉ giao dịch 3 ngày/tuần). 18 Đề tài sử dụng VNIBOR 3 tháng đại diện cho lãi suất phi rủi ro thay vì sử dụng lãi suất tín phiếu (trái phiếu kỳ hạn 1 năm) kho bạc vì những lý do sau: trong quá trình xử lý số liệu, có sử dụng phần bù rủi ro chứng khoán theo ngày, đòi hỏi phải có lãi suất phi rủi ro theo ngày và dữ liệu VNIBOR đáp ứng tiêu chí này, trong khi lãi suất trái phiếu 1 năm trong nhiều ngày không thu thập được (khi tác giả sử dụng Reuters Knowledge để truy xuất); ngoài ra, theo đánh giá của tác giả trên những số liệu VNIBOR 3 tháng và lãi suất trái phiếu kho bạc có sự tương quan lớn, mức chênh lệch không nhiều (đặc biệt khi tính ra lãi suất theo ngày) 19 Các số liệu tính toán được tham khảo Bảng 2 và Bảng 3, Phụ lục 31 tháng t của các cổ phiếu, tôi tiến hành tính beta chéo của toàn bộ cổ phiếu trong từng tháng bằng công thức sau: *+,) TU V W = X∑ Z  − ZU [[[[[['J\? ] Trong đó, ZU [[[[[[ = ?J∑ Z J\? , ] là số cổ phiếu ở tháng t. Một cổ phiếu chỉ được ghi nhận là có mặt trong tháng t khi chúng có dữ liệu ít nhất là 13 ngày giao dịch trong tháng. 2.4.3. Kết quả từ mô hình Sử dụng phần mềm Eviews để ước lượng các tham số đo lường mức độ hành vi bầy đàn, cũng như các kiểm định xem các tham số của hành vi bầy đàn có còn ý nghĩa thống kê khi đưa vào các biến kiểm soát (rVNI,t - chiều hướng thị trường; log σVNI,t – sự biến động thị trường) hay không. Kết quả của các ước lượng được tóm tắt trong bảng sau:20 Bảng 4: Kết quả ước lượng từ các mô hình 20 Kết quả chi tiết chạy từ Eviews xem ở Phụ lục 7 Biến Mô hình (7)&(8) (Mô hình gốc) Mô hình (9)&(8) (Biến kiểm soát: Chiều hướng thị trường) Mô hình (10)&(8) (Biến kiểm soát: Độ biến động thị trường) μ -0.863096 (0.071005)* -0.860943 (0.071246)* -3.632324 (0.168920)* ϕ 0.427426 (0.109353)* 0.430258 (0.111292)* 0.418408 (0.105102)* C(4) -0.230262 (0.350965) C(5) -0.618957 (0.032851)* σ,E 0.402157 (0.136237)* 0.401419 (0.141554)* 0.241448 (0.170978)* σ,EStdLog 0 Stdc β!" #1 0.8928042 0.889444 0.5460056 32 Số trong ngoặc đơn là sai số chuẩn của các ước lượng. * = có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Nếu không có * nghĩa là giá trị ước lượng không có ý nghĩa thống kê Theo các kết quả ước lượng trên, có thể thấy rằng: các tham số của đại lượng đại diện cho nhân tố hành vi bầy đàn trên thị trường (Hmt) gồm = và ; ,D luôn có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%, kể cả trong trường hợp thêm biến kiểm soát vào mô hình. Bên cạnh đó, tỷ số a,bcdefg 2 cd) h  3 (còn được HS gọi là tỷ số tín hiệu) có giá trị lên tới 89%, điều này thể hiện hành vi bầy đàn giải thích 89% sự biến động của *+,G   . Những dẫn chứng trên chứng tỏ: TTCK Việt Nam tồn tại hành vi bầy đàn hướng theo danh mục thị trường. Trở lại với các mô hình thêm các biến kiểm soát (rVNI,t , log σVNI,t) vào, chúng ta có thể nghiên cứu được mức độ của hiện tượng bầy đàn trong điều kiện các trạng thái thị trường khác nhau. Như đã đề cập ở trên, các tham số đại diện hiện tượng bầy đàn trong mô hình vẫn có ý nghĩa thống kê trong cả các trường hợp đưa thêm vào các biến kiểm soát. Giá trị C(4) – hệ số của biến rVNI,t không có ý nghĩa thống kê, trong khi đó giá trị C(5) – hệ số của biến log σVNI,t – có ý nghĩa thống kê. Với C(5) mang giá trị âm, kết quả này chỉ ra rằng log [ Stdc (   ] có biến động ngược với biến động của thị trường. Nghĩa là, khi thị trường trở nên rủi ro hơn (biến động mạnh) thì Stdc (   giảm, và ngược lại. Trong trường hợp có thêm biến kiểm soát vào mô hình, thì tỷ số tín hiệu cũng lên tới 55%, điều này cho thấy biến động của Stdc (   phần lớn được giải thích bởi hành vi bầy đàn. Do mô hình (10)&(8) cho thấy biến động của thị trường có ý nghĩa trong việc giải thích biến động của beta chéo các cổ phiếu trên thị trường, nên các ước lượng của hmt dựa vào mô hình (10)&(8) là hợp lý hơn so với các giá trị hmt thu được từ mô hình (7)&(8).21 21 Tham khảo Bảng 5, Phụ lục 33 Từ bảng 5, có thể nhận thấy rằng: giả thiết hmt≤1 là đúng cho cả giai đoạn mẫu. Bên cạnh đó, trong suốt giai đoạn mẫu, không xảy ra hiện tượng hành vi bầy đàn “hoàn hảo” (hmt = 1). Giá trị hmt dao động từ mức -0.80522 đến 0.546303. Đồ thị 3: Hành vi bầy đàn trên thị trường theo thị trường Từ đồ thị 3, có thể nhận thấy rằng hành vi bầy đàn trong suốt giai đoạn mẫu không đi theo một mẫu hình riêng biệt nào cả, mà biến động liên tục theo từng giai đoạn ngắn. Bên cạnh đó, hành vi bầy đàn và hành vi bầy đàn “ngược” (hmt<0) dường như tạo ra các chu kỳ khi hmt dao động quanh mức trung bình dài hạn 0. Có thể thấy rằng hành vi bầy đàn xuất hiện phổ biến trong giai đoạn từ năm 2002 đến đầu cuối năm 2005. Sau đó, khoảng thời gian từ năm 2006 đến tháng 1/2008 là khoảng thời gian xảy ra hiện tượng bầy đàn “ngược”. Khoảng thời gian ngắn hạn từ tháng 2/2008 đến tháng 5/2008, hiện tượng bầy đàn xuất hiện trở lại trên thị trường. Diễn biến những tháng sau đó cho đến tháng 2/2010 là thị trường xuất hiện hiện tượng bầy đàn “ngược”, với mức độ nhỏ hơn trước. Theo những phân tích trong phần thiết lập mô hình, các giá trị hmt>0 thể hiện hiện tượng bầy đàn hướng đến danh mục thị trường, tức là làm giảm giá trị beta của các cổ phiếu có beta>1, và làm gia tăng giá trị beta của các cổ phiếu có -1 -0.8 -0.6 -0.4 -0.2 0 0.2 0.4 0.6 0.8 2 0 0 2 M 0 3 2 0 0 3 M 0 3 2 0 0 4 M 0 3 2 0 0 5 M 0 3 2 0 0 6 M 0 3 2 0 0 7 M 0 3 2 0 0 8 M 0 3 2 0 0 9 M 0 3 2 0 1 0 M 0 3 34 beta0 các cổ phiếu có beta>1 đã bị định giá thấp hơn so với mức cân bằng hay thị trường trở nên “ngại rủi ro”, và các cổ phiếu có beta<1 đã bị định giá cao hơn mức cân bằng tức là thị trường trở nên ưa thích các cổ phiếu trước đó ít rủi ro hơn. Ngược lại, hmt<0 thể hiện hiện tượng bầy đàn ngược trong thị trường: khuếch đại beta của các cổ phiếu có beta>1, thu nhỏ beta của các cổ phiếu có beta<1. Điều đó cũng có nghĩa là với hmt<0, các cổ phiếu có beta lớn đã được định giá vượt giá trị cân bằng, và các cổ phiếu có beta nhỏ đã bị định giá thấp hơn giá trị cân bằng hay nói cách khác là khẩu vị rủi ro của nhà đầu tư tăng lên. Trong năm 2002, giá trị hmt chủ yếu mang giá trị dương, thể hiện sự thận trọng của nhà đầu tư trong việc định giá các cổ phiếu có độ rủi ro lớn (beta lớn). Việc nhà đầu tư trở nên thận trọng hơn sau khi chứng kiến thị trường sụt giảm sâu mức đỉnh 571 xác lập trước đó vào ngày 25/6/2001 xuống chỉ còn 231 điểm vào ngày 2/1/2002. Xu thế chung của VN-Index trong năm 2002 là xu hướng giảm, khối lượng giao dịch giảm. Trong năm 2003, hiện tượng bầy đàn xảy ra với mức độ yếu (hmt bé), xen kẽ với các hành vi bầy đàn ngược (hmt<0) vào các tháng 2, 3, 7, 9, 12. Có thể giải thích hành vi bầy đàn yếu trong năm này vì nhà đầu tư không còn tin tưởng vào thị trường như trước, nên hành động dựa theo thông tin cá nhân nhiều hơn. Cùng với đó, hành vi bầy đàn ngược xảy ra như một hành động bắt đáy VN- Index của giới đầu tư, đặc biệt vào tháng 12 khi mà VN-Index dao động quanh mức 165 điểm trong một thời gian khá dài, giao dịch tăng đột biến so với các tháng đầu năm. Giai đoạn từ năm 2004 đến tháng 9/2005, thị trường trầm lắng, VN-Index dao động quanh mức 250 điểm trong thời gian tương đối dài. Nhà đầu tư trở nên thận trọng hơn, hành vi bầy đàn của nhà đầu tư thể hiện mạnh vào tháng 2/2004, các tháng còn lại hiện tượng bầy đàn xảy ra thường xuyên nhưng mức độ nhỏ. Trong khi đó, hiện tượng bầy đàn ngược xảy ra ở một số tháng nhưng với cường độ nhỏ hơn các năm 2002, 2003. Điều này cho thấy rằng nhà đầu tư 35 trong những tháng đó, mức phản ứng “thái quá” của nhà đầu tư đối với diễn biến thị trường, là không lớn như trước. Giai đoạn từ tháng 10/2005 đến cuối năm 2007 thực sự là giai đoạn bùng nổ của thị trường. Hành vi bầy đàn ngược diễn ra với cường độ mạnh trong thời gian dài. Đầu tiên là khoảng thời gian từ cuối năm 2005 đến những tháng đầu năm 2006, VN-Index tăng liên tục từ mức 286 điểm ngày 3/10/2005 lên đến 632 điểm vào ngày 25/4/2006, tương ứng với mức tăng 120% trong khoảng thời gian nửa năm. Tương ứng với sự gia tăng nhanh chóng của thị trường, hành vi bầy đàn ngược với cường độ mạnh trong giai đoạn này thể hiện sự gia tăng khẩu vị rủi ro của nhà đầu tư, khi đánh giá quá cao các cổ phiếu có beta lớn. Các tháng sau đó, từ tháng 5 đến tháng 10/2006, là giai đoạn điều chỉnh của thị trường. Hành vi bầy đàn tương ứng trong khoảng thời gian này thể hiện sự thận trọng của nhà đầu tư trước diễn biến thị trường. Và đặc biệt giai đoạn từ tháng 11/2006 đến cuối năm 2007, thực sự là giai đoạn bùng nổ của thị trường. Từ mức 521 điểm vào ngày 1/11/2007, VN-Index đã tăng điểm mạnh mẽ, đạt mức đỉnh 1170 điểm vào ngày 12/3/2007. Sau đó VN-Index tiếp tục duy trì ở mức trên 900 điểm trong những tháng cuối năm 2007. Nhìn vào đồ thị 3, chúng ta có thể nhận thấy rõ hành vi bầy đàn ngược với cường độ lớn nhất kể từ đầu giai đoạn mẫu đã diễn ra, và duy trì trong một thời gian dài. Nhà đầu tư trở nên mạo hiểm hơn rất nhiều so với trước, khi định giá các cổ phiếu có beta lớn vượt mức giá cân bằng nhiều (làm gia tăng beta của cổ phiếu). Trong giai đoạn này, nhiều sự kiện nổi bật liên quan đến TTCK và nền kinh tế diễn ra, có tác động tích cực đến tâm lý nhà đầu tư, và tạo ra tâm lý bầy đàn (ngược) trên thị trường. Sự kiện đầu tiên phải kể đến đó là Luật Chứng khoán bắt đầu có hiệu lực kể từ ngày 1/1/2007, đánh dấu việc TTCK có hành lang pháp lý hoàn chỉnh nhất sau hơn 6 năm thị trường đi vào hoạt động. Thứ hai, nhiều đợt IPO lớn diễn ra, mở rộng quy mô thị trường. Trong vòng 3 năm (2005-2007), số doanh nghiệp niêm yết trên HOSE đã tăng gần 5 lần từ 33 chứng khoán lên 141 mã chứng khoán trong năm 2007. Bên cạnh đó, tâm lý lạc quan của giới đầu tư trong giai đoạn này lên cao do ảnh hưởng của “hiệu ứng WTO”. Khi những thông tin về việc Việt Nam được chấp thuận trở thành thành viên của 36 WTO, không khí lạc quan bao trùm trong đại bộ phận dân cư nói riêng và giới đầu tư trên TTCK nói riêng, khi kỳ vọng về một tương lai tươi sáng của nền kinh tế, của các doanh nghiệp được hưởng những lợi ích, thuận lợi khi Việt Nam trở thành thành viên của WTO. Chính điều này đã khiến các nhà đầu tư kỳ vọng một cách bất hợp lý, lạc quan quá mức vào triển vọng của doanh nghiệp niêm yết. Đám đông thị trường cùng hành xử như vậy đã làm “bơm căng” “bong bóng” chứng khoán. Sau khoảng thời gian tăng trưởng nóng, từ mức đỉnh 1170 điểm thiết lập vào ngày tháng 3/2007, VN-Index thất bại trong việc chinh phục mức đỉnh này một lần nữa. Vào khoảng thời gian nửa cuối năm 2007, các báo cáo của các tổ chức nước ngoài cảnh báo về sự tăng trưởng nóng của TTCK Việt Nam liên tục được đưa ra, những thuận lợi cho nền kinh tế sau khi Việt Nam trở thành thành viên WTO đã không như kỳ vọng của giới đầu tư đã khiến cho các nhà đầu tư bắt đầu nghi ngờ về định giá của mình đối với các cổ phiếu trong thời gian trước. Mặc dù sự lạc quan quá mức lúc này không còn trong các nhà đầu tư, nhưng các nhà đầu tư, đặc biệt là những nhà đầu tư đã kiếm được một tỷ suất sinh lợi cao trong thời gian trước, vẫn còn niềm tin về một sự gia tăng trở lại của thị trường trong thời gian tới. Đây chính là những nguyên nhân khiến cho VN-Index sau khi đạt đỉnh 1170 điểm vào tháng 3/2007, đã liên tục sụt giảm, có lúc hồi phục nhưng không thể chinh phục mốc 1170 điểm trở lại, và mức sụt giảm không lớn, VN-Index vẫn giữ trên mốc 900 điểm. Giai đoạn những tháng đầu năm 2008 thể hiện sự thận trọng của các nhà đầu tư. Tham số hành vi bầy đàn hmt có giá trị dương, chỉ dao động trong khoảng từ 0.21 đến 0.33. Sự thận trọng của các nhà đầu tư kéo dài từ những tháng cuối năm 2007 đến những tháng đầu năm này. Lúc này, thị trường vẫn theo đà sụt giảm, nhà đầu tư vẫn nhìn vào diễn biến thị trường và hành xử theo để kéo beta cổ phiếu hướng tới beta thị trường. “Bong bóng” chứng khoán bắt đầu “vỡ” với cường độ lớn. Nhà đầu tư dần mất niềm tin vào sự phục hồi của thị trường. Giai đoạn những tháng cuối năm 2008 đến những tháng đầu năm 2009 diễn ra hiện tượng hành vi bầy đàn ngược với mức độ lớn, làm gia tăng độ biến động 37 của các cổ phiếu trước đó có beta lớn cao hơn mức biến động thị trường. Việc cổ phiếu bị định giá quá cao một cách bất hợp lý trong thời kỳ tăng trưởng nóng 2006-2007 kết hợp với ảnh hưởng từ cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu bắt đầu lan rộng khiến các nhà đầu tư hoàn toàn mất lòng tin vào sự phục hồi của thị trường, dẫn tới phản ứng thái quá của đám đông, kéo VN-Index về mức thấp kỷ lục trong nhiều năm (đạt mức đáy 235 điểm vào ngày 24/2/2009, tương ứng mức sụt giảm gần 80% so với mức đỉnh 1170 điểm). Sau khi chạm đáy 235 điểm, cùng với những tin tức khả quan từ các thông tin kinh tế toàn cầu cho thấy cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu đã chạm đáy, các nhà đầu tư trên TTCK Việt Nam cũng bắt đầu quay trở lại thị trường. Các nhà đầu tư nhìn nhận rằng họ đã phản ứng thái quá khi đẩy VN-Index về quá thấp, nhận định này được hỗ trợ từ những báo cáo phân tích của các công ty chứng khoán, giới chuyên gia cho rằng giá nhiều cổ phiếu đã thấp hơn giá trị doanh nghiệp nhiều lần. Đây là những động lực tạo ra sự phục hồi mạnh của thị trường tạo ra hành vi bầy đàn ngược. Từ cuối năm 2009 đến tháng hết tháng 2/2010, biến động của hmt trên thị trường vẫn theo xu hướng là hành vi bầy đàn ngược, với mức độ nhỏ hơn trước. Trong điều kiện TTCK phục hồi, hành vi bầy đàn ngược này sẽ giúp cho quá trình phục hồi của thị trường diễn ra nhanh hơn khi đám đông gia tăng khẩu vị rủi ro. Tiến thêm một bước, đề tài nghiên cứu mối quan hệ giữa hành vi bầy đàn và độ biến động thị trường. Từ các giá trị ước lượng của tham số hành vi bầy đàn hmt, và các giá trị ; , đề tài tính được hệ số tương quan giữa hmt và ;  là - 0.28531. Điều này có nghĩa là biến động của thị trường và hành vi bầy đàn là ngược chiều: thị trường càng rủi ro thì tâm lý bầy đàn trong thị trường giảm, nhà đầu tư tin tưởng vào các thông tin riêng hơn là nhìn vào hành động thị trường. 38 Đồ thị 4: Hành vi bầy đàn và tỷ suất sinh lợi thị trường -1.2 -0.8 -0.4 0.0 0.4 0.8 -0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 h Rm 39 CHƯƠNG 3: GIẢI PHÁP HẠN CHẾ TÂM LÝ BẦY ĐÀN – HƯỚNG NGHIÊN CỨU TRONG THỜI GIAN TỚI Trong những phần trên, đề tài đã trình bày về những ảnh hưởng của tâm lý bầy đàn đến tính hiệu quả của thị trường, cũng như đo lường mức độ và chỉ ra những nguyên nhân của hành vi bầy đàn trên TTCK Việt Nam. Nhìn chung, việc tạo ra hành vi bầy đàn do ba nhân tố cơ bản chi phối gồm: môi trường chính sách điều hành TTCK, công bố thông tin và các nhân tố hành vi. Trong phần này, đề tài sẽ đề xuất một số khuyến nghị để làm giảm tác động của hành vi bầy đàn nhằm làm gia tăng tính hiệu quả của thị trường. Thứ nhất, việc minh bạch hóa thông tin là vấn đề tối cần thiết để nâng cao tính hiệu quả thị trường. Nâng cao hiệu lực của các quy định pháp luật Trong thời gian tới, các cơ quan chức năng như Ủy ban chứng khoán nhà nước (UBCKNN) cần bổ sung, điều chỉnh những quy định về công bố thông tin theo hướng hoàn chỉnh, bao quát các vấn đề, và đặc biệt là đảm bảo tính hiệu lực cao. Hiện tại, mức xử phạt hành chính đối với các công ty, tổ chức niêm yết (gọi chung là công ty niêm yết), và những người có liên quan (cổ đông nội bộ, người thân của cổ đông nội bộ) trong trường hợp vi phạm pháp luật về công bố thông tin được cho là quá thấp, không đủ mức răn đe người, pháp nhân vi phạm. Cụ thể, hiện nay những vi phạm hành chính trong lĩnh vực chứng khoán được quy định trong Nghị định 36/2007/NĐ-CP, trong đó mức phạt của các vi phạm về công bố thông tin chỉ đang dừng ở mức 10 – 20 triệu đồng. Với mức phạt như thế này, các công ty niêm yết và những người liên quan trong nhiều trường hợp “sẵn sàng” vi phạm pháp luật về công bố thông tin và chịu mức phạt này. Những quy định trong Nghị định 36/2007/NĐ-CP do được ban hành từ cách đây khá lâu, thiếu cập nhật, không còn thích hợp với điều kiện thực tế thị trường hiện nay, nên việc sửa đổi hoặc ban hành một văn bản pháp luật thay thế phù hợp với tình hình hơn là điều cần thiết. Bên cạnh đó, các mức xử phạt vi phạm hành chính trong lĩnh vực chứng khoán trong Nghị định 36/2007/NĐ- CP căn cứ vào Pháp lệnh Xử lý vi phạm hành chính năm 2002 (mức xử phạt tối đa đối với vi phạm hành chính trong lĩnh vực chứng khoán là 70 triệu đồng), 40 trong khi đó Quốc hội đã thông qua Pháp lệnh Xử phạt vi phạm hành chính sửa đổi năm 2008 có mức xử phạt tối đa đối với vi phạm hành chính trong lĩnh vực chứng khoán là 500 triệu đồng, nên việc gia tăng mức xử phạt để tạo tính răn đe đối với các vi phạm hành chính trong lĩnh vực chứng khoán, trong đó có vi phạm về công bố thông tin là hợp lý. Đề tài đề xuất mức tối đa khung mức phạt nên bằng với mức tối đa quy định trong Pháp lệnh Xử lý vi phạm hành chính sửa đổi năm 2008, khung mức phạt càng cao sẽ càng có tính răn đe đối với những cá nhân, pháp nhân có ý định vi phạm. Ngoài ra, cũng không loại trừ trường hợp, các công ty niêm yết (đặc biệt là các công ty có quy mô nhỏ), và những người có liên quan thiếu những hiểu biết, không nắm rõ các quy định về công bố thông tin, cũng như không nhận thức được tầm quan trọng của minh bạch thông tin đối với giá trị hình ảnh doanh nghiệp trong mắt nhà đầu tư. Do đó, việc phổ biến các kiến thức, các quy định này đối với công ty niêm yết, cá nhân liên quan là điều cần thiết. Tuy nhiên, quan trọng nhất là việc sử dụng biện pháp xử phạt hành chính với mức phạt cao, phổ biến rộng rãi những quy định này đến các công ty niêm yết. Một vấn đề nổi cộm khác của công bố thông tin là chất lượng thông tin được công bố. Trong thời gian qua, có không ít những bài học về chất lượng các thông tín công bố về phía đơn vị công bố và đơn vị kiểm toán. Trường hợp của Công ty cổ phần Bông Bạch Tuyết (BBT) là một ví dụ điển hình. Mặc dù các báo cáo tài chính của BBT đã được kiểm toán nhưng đơn vị kiểm toán đã bỏ sót những khoản mục trọng yếu của BBT. Trong một thời gian dài, những vấn đề về “sức khỏe” tài chính của BBT đã không được phát hiện, cuối cùng dẫn đến việc phá sản của công ty này là điều không tránh khỏi. Và những nhà đầu tư với những thông tin được công bố không đầy đủ vẫn đầu tư vào BBT là người gánh chịu thiệt hại lớn nhất từ sự phá sản này. Điều này đặt ra vấn đề về chất lượng và hiệu quả của hoạt động kiểm toán. Cơ quan chức năng của TTCK, cụ thể là Ủy ban chứng khoán nhà nước, cần kết hợp với các cơ quan, tổ chức nghề nghiệp chuyên môn về kế toán, kiểm toán như Hiệp hội kế toán và kiểm toán Việt Nam, ban hành những quy định chặt chẽ hơn về tiêu chuẩn 41 hành nghề kiểm toán, và chuẩn mực kiểm toán. Điều này sẽ góp phần làm cho chất lượng thông tin công bố tốt hơn. Hành vi “làm giá”, thao túng thị trường là một hiện tượng phổ biến trên TTCK Việt Nam. Hành động này làm “bóp méo” thị trường, mang lại những kho