Thông tin về giới tính

Mẫu nghiên cứu có sự chênh lệch về giới tính. Trong đó số lượng nam giới được khảo sát là 119 người, chiếm tỷ lệ 56,9%. So với nữ giới là 90 người, chiếm tỷ lệ là

43,1%. Tuy nhiên sự chênh lệch này là không quá lớn, qua khảo sát cho thấy, số lượng nam giới tham gia thị trường chứng khoán nhiều hơn so với nữ giới. Lý do có thể giải thích cho điều này là nam giới thường có xu hướng chấp nhận trải nghiệm rủi ro cao hơn nữ giới.

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Hình 4.3: Biểu đồ phân bổ giới tính trong mẫu 4.1.4. Thông tin về trình độ học vấn

Thống kê cho thấy trong số 209 đối tượng được phỏng vấn có tỷ lệ phân bố về trình độ học vấn như sau: Tỷ lệ lớn nhất là 74,2% thể hiện các nhà đầu tư cá nhân có trình độ đại học trở lên khi tham gia vào TTCK, kế đến là trình độ sau đại học có tỷ lệ 13,4%, trình độ trung cấp, cao đẳng chiếm 11,5% và trình độ THPT chỉ chiếm một tỷ lệ nhỏ là 1%.

Điều này thể hiện các nhà đầu tư cá nhân tại Sở Giao dịch Chứng khoán Tp. Hồ Chí Minh phần đông là những người có kiến thức, trình độ nhất định, họ tin tưởng và tham gia TTCK như một kênh đầu tư gia tăng tài sản của họ, thể hiện ở tỷ lệ học vấn là đại học và sau đại học chiếm đa số mẫu khảo sát.

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Hình 4.4: Biểu đồ phân bổ trình độ học vấn trong mẫu 4.1.5. Thông tin về độ tuổi

Trong số 209 đối tượng được phỏng vấn, độ tuổi của các nhà đầu tư cá nhân được thể hiện như sau: Độ tuổi tập trung nhiều nhất trong mẫu là độ tuổi từ 20 đến 30 tuổi có 103 người (chiếm tỷ lệ 49,3%), kế đến là độ tuổi từ 30 đến 50 có 99 người (chiếm tỷ lệ 47,4%), còn lại là độ tuổi từ 50 trở lên có 5 người (tỷ lệ 2,4%) và độ tuổi dưới 20 có 2 người (tỷ lệ 1%).

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Như vậy, các nhà đầu tư cá nhân tại Sở Giao dịch Chứng khoán Tp. Hồ Chí Minh phần lớn đến từ độ tuổi trẻ, trung niên đang trong giai đoạn phát triển sự nghiệp. Chỉ có số ít các nhà đầu tư lớn tuổi hoặc nhỏ tuổi còn đang trong độ tuổi đi học. Ở độ tuổi nhỏ dưới 20 và lớn trên 20 rất ít, thể hiện rằng các cá nhân trong vùng tuổi từ 20 đến 50 có xu hướng đầu tư nhiều hơn, nhằm tìm kiếm lợi nhuận cho các mục tiêu tài chính của bản thân nên tham gia TTCK nhiều hơn các vùng tuổi kia.

4.1.6. Thông tin về tình trạng gia đình

Với số mẫu 209 đối tượng phỏng vấn, tỷ lệ chiếm lớn hơn với 56,5% chính là những nhà đầu tư cá nhân đã lập gia đình, còn lại là những nhà đầu tư độc thân.

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Hình 4.6: Biểu đồ thông tin về tình trạng gia đình trong mẫu

Từ kết quả thống kê phân bổ thể hiện, phần lớn những nhà đầu tư cá nhân tham gia TTCK đến từ những người đã lập gia đình, họ sử dụng nguốn vốn của mình để đầu tư tìm kiếm lợi nhuận, giúp cải thiện nâng cao đời sống của gia đình hơn, điều này ít được thấy chú trọng ở những nhà đầu tư còn độc thân.

4.1.7. Thông tin về thu nhập hàng tháng

Kết quả thống kê tất cả 209 mẫu hợp lệ về mức thu nhập hàng tháng của các nhà đầu tư cá nhân tại Sở giao dịch Chứng khoán Tp. Hồ Chí Minh được khảo sát và phân bổ cụ thể. Các nhà đầu tư cá nhân có thu nhập từ 10 đến 30 triệu đồng/tháng chiếm số đông với tỷ lệ 64,6%, tiếp theo là mức thu nhập từ 30 triệu đồng trở lên

chiếm tỷ lệ 19,6% và mức thu nhập dưới 10 triệu đồng/tháng chiếm tỷ lệ ít nhất 15,8% trong các nhà đầu tư cá nhân đã khảo sát.

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Hình 4.7: Biểu đồ phân bổ thu nhập hàng tháng trong mẫu

Kết quả thống kê thể hiện rằng các nhà đầu tư cá nhân tại Sở giao dịch Chứng khoán Tp. Hồ Chí Minh được khảo sát chiếm số đông có mức thu nhập từ 10 đến 30 triệu đồng/tháng, sẵn sàng tìm kiếm cơ hội đầu tư khi tham gia TTCK. Với mức thu nhập này, những nhà đầu tư cá nhân với mong muốn gia tăng thu nhập, nên họ đánh giá TTCK là một kênh đầu tư phù hợp. Bên cạnh đó, những nhà đầu tư cá nhân có thu nhập dưới 10 triệu và trên 30 triệu đồng/tháng cũng mong muốn tìm kiếm cơ hội khi tham gia TTCK, không có quá nhiều sự chênh lệch về hai nhóm này, nhưng ít hơn hẳn so với những người đang có thu nhập từ 10 – 30 triệu đồng/tháng.

4.2. Kết quả nghiên cứu

4.2.1. Kiểm định thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach's Alpha

Phương pháp này cho phép người phân tích loại bỏ các biến quan sát không phù hợp, hạn chế biến rác trong quá trình nghiên cứu và dùng hệ số Cronbach's Alpha để đánh giá độ tin cậy của thang đo. Nếu hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0,3 thì biến sẽ bị loại. Thang đo có hệ số Cronbach's Alpha từ 0,7 trở lên là có thể sử dụng được trong nghiên cứu này. Từ 5 nhóm yếu tố của mô hình nghiên cứu, tác giả sử dụng hệ số Cronbach's Alpha để tiến hành kiểm định độ tin cậy của thang đo. Dự liệu được tác giả phân tích qua phần mềm SPSS với kết quả như sau:

Bảng 4.1: Kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo Hệ số Hệ số tương

Yếu tố Mã hóa Cronbach's quan biến

Alpha tổng HINHANH1 ,671 HÌNH ẢNH HINHANH2 ,680 HINHANH3 ,664 DOANH ,799 HINHANH4 ,076 NGHIỆP HINHANH5 ,653 HINHANH6 752 CHẤT CHATLUONGTT1 ,678 LƯỢNG CHATLUONGTT2 ,750

THÔNG TIN CHATLUONGTT3 ,890 ,665

CỦA BÁO CHATLUONGTT4 ,673

CÁO TÀI CHATLUONGTT5 ,755

CHÍNH CHATLUONGTT6 ,725 Ý KIẾN TỪ TUVAN1 ,800 TUVAN2 ,747 NHÀ TƯ ,865 TUVAN3 ,668 VẤN TUVAN4 ,655 TUTIN1 ,718 TUTIN2 ,684 SỰ QUÁ TỰ TUTIN3 ,780 ,718 TIN TUTIN4 ,183 TUTIN5 ,568 TUTIN6 ,677 DAMDONG1 ,679 HIỆU ỨNG DAMDONG2 ,840 ,674 ĐÁM ĐÔNG DAMDONG3 ,670 DAMDONG4 ,673

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Từ kết quả dữ liệu của thang đo, thấy rằng các hệ số Cronbach's Alpha đều lớn hơn 0,7, như vậy thang đó có giá trị chấp nhận được để nghiên cứu. Trong đó, hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0,3 có 2 biến là HINHANH4 và TUTIN4. Do đó, tác giả loại 2 biến quan sát này ra khỏi nhân tố đánh giá. Tác giả tiến hành chạy lại dữ

liệu hệ số kiểm định độ tin cậy thang đo với 2 nhân tố “Hình ảnh doanh nghiệp” và “Sự quá tự tin” sau khi loại bỏ 2 biến HINHANH4 và TUTIN4, thu được kết quả sau:

Hệ số Hệ số tương

Yếu tố Mã hóa Cronbach's quan biến

Alpha tổng HINHANH1 ,706 HÌNH ẢNH HINHANH2 ,709 DOANH HINHANH3 ,884 ,708 NGHIỆP HINHANH5 ,674 HINHANH6 ,809 TUTIN1 ,788 TUTIN2 ,707 SỰ QUÁ TỰ TUTIN3 ,890 ,764 TIN TUTIN5 ,650 TUTIN6 ,759

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Như vậy, hệ số tương quan biến tổng tất cả các biến giờ đây đều lớn hơn 0,3. các biến quan sát đều đã đóng góp vào giá trị khái niệm của nhân tố. Hệ số Cronbach's Alpha cũng thay đổi tăng lên trên 0,8, lớn hơn 0,7, điều này thể hiện thang đo càng có giá trị tin cậy cao và sẽ được sử dụng trong phân tích nhân tố ở bước tiếp theo.

4.2.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA

4.2.2.1. Phân tích nhân tố với các biến độc lập

Thang đo quyết định mua cổ phiếu của nhà đầu tư cá nhân gồm 24 biến quan sát sau khi được kiểm tra mức độ tin cậy bằng hệ số Cronbach's Alpha. Các trường hợp không thỏa mãn các điều kiện theo phân tích nhân tố khám phá EFA sẽ bị loại bỏ. Tác giả chạy dữ liệu và thu được kết quả sau:

Bảng 4.2: Các biến quan sát sử dụng phân tích nhân tố khám phá EFA đối với các biến độc lập

Yếu tố Mã hóa Diễn giải

HINHANH1 Tôi tìm hiểu lĩnh vực mà doanh nghiệp hoạt động.

HINHANH2 Tôi chú trọng đến thương hiệu của doanh nghiệp.

HÌNH ẢNH Tôi xem xét tốc độ phát triển nhanh của

DOANH HINHANH3 doanh nghiệp.

NGHIỆP

HINHANH5 Tôi tìm hiểu về danh tiếng người lãnh đạo doanh nghiệp.

HINHANH6 Tôi tìm hiểu về chuẩn mực đạo đức của doanh nghiệp.

CHATLUONGTT1 Tôi tìm hiểu về tỷ lệ cổ tức mà doanh nghiệp đã trả trước đây.

CHATLUONGTT2 Tôi chú trọng về tính minh bạch trong báo

CHẤT cáo tài chính của doanh nghiệp.

LƯỢNG CHATLUONGTT3 Tôi tìm hiểu kỳ hạn trả cổ tức của doanh

THÔNG TIN nghiệp.

CỦA BÁO CHATLUONGTT4 Tôi quan tâm tỷ lệ cổ tức mà doanh nghiệp

CÁO TÀI dự định trả sắp đến.

CHÍNH CHATLUONGTT5 Tôi tính toán giá cổ phiếu hợp lý trước khi mua.

CHATLUONGTT6 Tôi quan tâm đến mức độ thanh khoản của cổ phiếu khi mua.

TUVAN1 Tôi thường hỏi ý kiến của nhân viên môi giới khi mua cổ phiếu.

Ý KIẾN TỪ TUVAN2 Tôi thường hỏi ý kiến của người thân khi mua cổ phiếu.

NHÀ TƯ

Tôi thường hỏi ý kiến của bạn bè khi mua

VẤN TUVAN3 cổ phiếu.

TUVAN4 Tôi xem xét báo cáo phân tích của các công ty chứng khoán khi mua cổ phiếu.

TUTIN1 Tôi luôn tin tưởng quyết định mua cổ phiếu của mình là chính xác.

TUTIN2 Tôi mua cổ phiếu mà không cần tham khảo

SỰ QUÁ TỰ ý kiến tư vấn.

TIN TUTIN3 Tôi hài lòng với các quyết định mua cổ phiếu của mình.

TUTIN5 Tôi có thể dự báo trước rủi ro dựa vào kinh nghiệm và kiến thức của bản thân.

TUTIN6 Tôi thường phóng đại sự hiểu biết của mình.

DAMDONG1 Tôi quyết định mua cổ phiếu khi không chắc chắn, mơ hồ.

DAMDONG2 Tôi thường quyết định mua cổ phiếu theo

HIỆU ỨNG số đông.

ĐÁM ĐÔNG DAMDONG3 Tôi đưa ra quyết định mua cổ phiếu nhanh chóng.

DAMDONG4 Tôi cảm thấy an tâm khi quyết định theo số đông.

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Kết quả kiểm định KMO và Barlett’s:

Bảng 4.3: Kết quả kiểm định KMO và Barlett’s các biến độc lập Kiểm định KMO và Barlett’s

Chỉ số KMO Kiểm định Barlett’s df Sig. ,831 2889,988 276 ,000

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Kết quả phân tích nhân tố cho thấy dữ liệu sử dụng để phân tích nhân tố là hoàn toàn phù hợp vì chỉ số KMO là 0,831 > 0,5.

Kết quả kiểm định Barlett’s là 2889,988 với mức ý nghĩa Sig = 0,000 < 0,05. Như vậy, giả thuyết về ma trận tương quan giữa các biến là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, tức là các biến có tương quan với nhau và thỏa điều kiện phân tích nhân tố.

Bảng 4.4: Hệ số Eigenvalues và phương sai trích các biến độc lập

Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Nhân

tố Total % of Phương Total % of Phương sai

Variance sai trích% Variance trích %

1 6,417 26,737 26,737 6,417 26,737 26,737 2 3,783 15,764 42,500 3,783 15,764 42,500 3 2,608 10,868 53,368 2,608 10,868 53,368 4 2,035 8,481 61,849 2,035 8,481 61,849 5 1,774 7,393 69,242 1,774 7,393 69,242 …

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Kết quả cho thấy 24 biến quan sát ban đầu được gộp thành 5 nhóm:

Giá trị tổng phương sai trích = 69,242% > 50%: đạt yêu cầu; khi đó có thể nói rằng 5 nhân tố này giải thích 69,242% biến thiên của dữ liệu.

Giá trị hệ số Eigenvalues của các nhân tố đều cao (lớn hơn 1), nhân tố thứ 5 có Eigenvalues (thấp nhất) = 1,774 > 1.

Bảng 4.5: Ma trận nhân tố với phương pháp xoay Principal Varimax các biến độc lập Nhân tố 1 2 3 4 5 CHATLUONGTT5 ,842 CHATLUONGTT2 ,838 CHATLUONGTT6 ,803 CHATLUONGTT4 ,770 CHATLUONGTT1 ,762 CHATLUONGTT3 ,744 TUTIN1 ,852 TUTIN6 ,823 TUTIN3 ,813 TUTIN2 ,767 TUTIN5 ,716 HINHANH6 ,871 HINHANH1 ,822 HINHANH2 ,807 HINHANH3 ,786 HINHANH5 ,736 TUVAN1 ,871 TUVAN2 ,854 TUVAN3 ,793 TUVAN4 ,749

DAMDONG2 DAMDONG4 DAMDONG3 DAMDONG1 ,810 ,806 ,785 ,777

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Kết quả cho thấy hệ số tải nhân tố (Factor loading) của 24 biến quan sát đều lớn hơn 0,5. Như vậy, kết luận các biến độc lập đều có tương quan với biến phụ thuộc, phân tích nhân tố khám phá EFA có ý nghĩa thống kê.

4.2.2.2. Phân tích nhân tố đối với biến phụ thuộc:

Tác giả chạy dữ liệu và thu được kết quả sau:

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định KMO và Barlett’s biến phụ thuộc Kiểm định KMO và Barlett’s

Chỉ số KMO Kiểm định Barlett’s df Sig. ,855 527,917 10 ,000

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Kết quả thể hiện phân tích nhân tố là phù hợp với dữ liệu được sử dụng nghiên cứu vì trị số KMO = 0,855, lớn hơn 0,5 và nằm trong khoảng (0,5- 1).

Kết quả kiểm định Barlett’s là 4189,852 với mức ý nghĩa sig = 0,000 < 0,05. Kết luận rằng các biến quan sát có mối quan hệ tương quan trong tổng thể với nhau. Như vậy, chứng tỏ dữ liệu dùng để phân tích nhân tố là hoàn toàn phù hợp.

Bảng 4.7: Hệ số eigenvalues và phương sai trích biến phụ thuộc

Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared

Nhân Loadings

tố Total % of Phương sai Total % of Phương sai

Variance trích % Variance trích % 1 3,387 67,745 67,745 3,387 67,745 67,745 2 ,572 11,443 79,188 3 ,437 8,742 87,930 4 ,326 6,530 94,460 5 ,277 5,540 100,000

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Kết quả cho thấy 5 nhóm yếu tố ban đầu gộp thành 1 nhóm:

Giá trị tổng phương sai trích = 67,745% > 50%: đạt yêu cầu; khi đó có thể nói rằng 1 nhân tố này giải thích 69,242% biến thiên của dữ liệu.

Giá trị hệ số Eigenvalues nhân tố = 3,387, lớn hơn 1: phù hợp mô hình.

Bảng 4.8: Ma trận nhân tố với phương pháp xoay với các biến phụ thuộc

Nhân tố 1 QUYETDINH5 ,870 QUYETDINH4 ,857 QUYETDINH2 ,816 QUYETDINH3 ,787 QUYETDINH1 ,782

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Kết quả thu được hệ số tải nhân tố (Factor loading) của các biến quan sát đều lớn hơn 0,5, có ý nghĩa thống kê rất tốt. Kết luận, tất cả các biến độc lập đều có tương quan với biến phụ thuộc, phân tích nhân tố khám phá EFA có ý nghĩa thiết thực.

4.2.3. Phân tích tương quan

4.2.3.1. Kiểm định hệ số tương quan Pearson

Tác giả thực hiện kiểm tra mối liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập thông qua cách thức kiểm định hệ số tương quan Pearson. Nếu các biến có tương quan chặt thì phải lưu ý đến vấn đề đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy.

Bảng 4.9: Hệ số tương quan Pearson

HINH CHATLUONG TUVAN TUTIN DAM

ANH TT DONG Tương quan ,466** ,381** ,521** ,560** ,451** Pearson QUYET Sig. (2- ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 DINH tailed) N 209 209 209 209 209

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Từ kết quả trên cho thấy, 5 nhóm yếu tố đều có r giá trị dương, như vậy các biến độc có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc. Giá trị Sig = 0,000 < 0,05 nên các giá trị r đều có ý nghĩa.

Lấy giá trị tuyệt đối của r để xét mức độ tương quan mạnh/yếu giữa các yếu tố, tác giả thu được mức tương quan giảm dần lần lượt theo thứ tự sau: sự quá tự tin, ý kiến nhà tư vấn, hình ảnh doanh nghiệp, hiệu ứng đám đông, chất lượng thông tin báo cáo tài chính.

4.2.4. Phân tích hồi quy đa biến4.2.4.1. Kiểm định hệ số hồi quy 4.2.4.1. Kiểm định hệ số hồi quy

Bảng 4.10: Hệ số hồi quy

Hệ số

Hệ số hồi quy hồi quy Collinearity

chưa chuẩn hóa chuẩn Statistics

hóa

Mô hình t Sig.

B Std. Beta Toleran VIF

Error ce (Constant) -,583 ,230 -2,533 ,012 HINHANH ,171 ,036 ,234 4,802 ,000 ,840 1,190 CHATLUONG ,157 ,034 ,220 4,684 ,000 ,902 1,109 TT TUVAN ,306 ,050 ,304 6,159 ,000 ,821 1,217 TUTIN ,243 ,055 ,233 4,406 ,000 ,716 1,396 DAMDONG ,251 ,049 ,251 5,090 ,000 ,817 1,223

(Nguồn: Nghiên cứu của tác giả)

Tất cả các biến HINHANH, CHATLUONGTT, TUVAN, TUTIN và DAMDONG có Sig. = 0,000 < 0,05. Do đó, các biến này tương quan có ý nghĩa thống kê với biến QUYETDINH với độ tin cậy lớn hơn 95%.

4.2.4.2. Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình

Mức độ giải thích của mô hình:

Tác giả xác định cụ thể trọng số của từng thành phần ảnh hưởng quyết định mua cổ phiếu của các nhà đầu tư cá nhân tại Sở giao dịch Chứng khoán Tp. Hồ Chí Minh thông qua cách thức phân tích hồi quy. Kết quả thu được như sau:

R2 hiệu chỉnh (Adjusted R Square) là 0,585. Như vậy, 58,5% quyết định mua cổ phiếu của các nhà đầu tư cá nhân tại Sở giao dịch Chứng khoán Tp. Hồ Chí Minh được giải thích bởi 5 biến độc lập. Nói cách khác, các biến độc lập giải thích được 58,5% sự biến thiên của biến phụ thuộc quyết định mua cổ phiếu.