HV = ß0+ β1 X SH + β2 X TC + β3 X CT + β4 X KVCLBCTC + ԑi
Trong đó:
HV : Hành vi nhà đầu tư.
SH : Cấu trúc quyền sở hữu vốn. TC : CBTT tài chính.
CT : Cấu trúc, hoạt động của HĐQT và BGĐ. KVCLBCTC: Kỳ vọng chất lượng BCTC
ß0 : Hằng số hồi quy; β1, 2, 3,4 : Hệ số hồi quy; ԑi: Sai số
Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình
Kết quả hồi quy tuyến tính bội cho thấy hệ số xác định R² là 0.524 và R² điều chỉnh (Adjusted R Square) là 0.516, nghĩa là mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 51,6% (hay 51,6% sự biến thiên của biến phụ thuộc hành vi nhà đầu tư được giải thích bởi nhân tố minh bạch cấu trúc quyền sở hữu vốn, nhân tố CBTT tài chính, nhân tố cấu trúc hoạt động HĐQT, BGĐ và nhân tố kỳ vọng chất lượng BCTC trong mơ hình. Cịn lại 48,4% thay đổi của hành vi nhà đầu tư được giải thích bởi các nhân tố khác ). Trị số thống kê F đạt giá trị 71.427 được tính từ giá trị R² của mơ hình đầy đủ, tại mức ý nghĩa Sig = 0.000; kiểm tra hiện tượng tự tương quan trong vùng dữ liệu bằng hệ số Durbin – Watson (1 < 2.071 < 3 ). Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với mơ hình và dữ liệu nghiên cứu. Kết quả phân tích hồi quy được trình bày trong bảng 4.10 và 4.11 (xem thêm Phụ lục 7)
Bảng 4.10. Đánh giá độ phù hợp của mơ hình Mơ Mơ
hình
R R2 R2 hiệu
chỉnh
Sai số của ước lượng Durbin - Watson
1 .724a .524 .516 .43969 2.071
Bảng 4.11. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình (Anova) Mơ hình Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình bình phương F Sig. Hồi quy 55.235 4 13.809 71.427 .000b Sai số 50.265 260 .193 Tổng cộng 105.500 264 Nguồn: phụ lục 7
Ngoài ra, căn cứ bảng 4.11 có hệ số Sig. = 0.000 < 0.01 với F = 71.427, cho thấy mơ hình đưa ra là phù hợp với dữ liệu thực tế. Hay nói cách khác, các biến độc lập SH, TC, CT, KVCLBCTC có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc HV ở mức độ tin cậy 99%.
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình được đo lường thơng qua hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor - VIF). Trong nghiên cứu thực nghiệm, nếu VIF lớn hơn 10 thì có thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (Nguyễn Đình Thọ, 2011). Kết quả cho thấy hệ số phóng đại phương sai (VIF) có giá trị từ 1.028 đến 1.172, đạt yêu cầu (VIF <10). Vậy mơ hình hồi quy tuyến tính bội khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, mối quan hệ giữa các biến độc lập khơng ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mơ hình.
Bảng 4.12. Kiểm định đa cộng tuyến mơ hình
Biến Thống kê cộng tuyến
Tolerance VIF
Hằng số
Cấu trúc quyền sở hữu vốn .853 1.172
CBTT tài chính .903 1.108
Cấu trúc, hoạt động HĐQT và BGĐ .973 1.028
Kỳ vọng chất lượng BCTC .916 1.092
Nguồn: Phụ lục 7
Hiện tượng tự tương quan trong mơ hình được kiểm định thơng qua hệ số Durbin - Watson. Nếu hệ số Durbin - Watson lớn hơn 1 và nhỏ hơn 3 thì mơ hình được cho là khơng có hiện tượng tự tương quan. Trong trường hợp hệ số Durbin - Watson nhỏ hơn 1 hoặc lớn hơn 3 thì mơ hình có hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.10 cho thấy hệ số Durbin – Watson là 2.071 (nhỏ hơn 3). Do đó mà mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan.
Như vậy so với mơ hình nghiên cứu của tác giả Nguyễn Thị Linh Thu (2015), mơ hình nghiên cứu của tác giả đã khắc phục được hiện tượng tự tương quan trong vùng dữ liệu. Hiện tượng này xảy ra do nghiên cứu gặp phải một số vấn đề như: do độ trễ của dữ liệu, sai sót trong q trình xử lý dữ liệu hay mơ hình đề xuất khơng thích hợp…. Khắc phục được hiện tượng này một lần nữa tác giả đã gia tăng được độ tin cậy cho kết quả nghiên cũng như tiến gần hơn đến các giải pháp mang tính sát thực hơn nhằm giải quyết tốt nhất mục tiêu nghiên cứu đã đề ra.
Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi
Kiểm tra đồ thị Histogram (Phụ lục 7) cho thấy phần dư nằm ở dạng phân phối chuẩn (Mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. = 0.992 tức là gần bằng 1). Ngồi ra nhìn vào đồ thị Scatterplot - biểu đồ giữa phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị dự đốn chuẩn hóa (Standardized predicted value) (Phụ lục 7) cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 và khơng có một hình dạng cụ thể nào như vậy giá trị phần dư và giá trị quy về hồi quy độc lập với nhau nghĩa là phương sai của phần dư là khơng đổi hay phương trình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với mơ hình và dữ liệu nghiên cứu.
4.4.3 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Căn cứ vào bảng Coeffientsa (Phụ lục 7) ta thấy Sig. đều nhỏ hơn 0.05 điều này cho thấy trọng số hồi quy chấp nhận được hay giả thuyết nghiên cứu được chấp nhận. Trọng số hồi quy là chỉ tiêu thể hiện mức độ ảnh hưởng của một biến độc lập lên một biến phụ thuộc. Căn cứ vào trọng số hồi quy đã chuẩn hóa (Beta) ta
thấy trọng số hồi quy của biến CT>TC>SH>KVCLBCTC điều này cho thấy mức độ ảnh mức độ ảnh hưởng của biến CT lên biến HV là mạnh nhất (Beta = 0.467) (Bảng 4.13) nghĩa là khi mức độ minh bạch về cấu trúc HĐQT và BGĐ tăng lên 1 đơn vị thì hành vi của nhà đầu tư cá nhân tăng lên 0.467 trong điều kiện các yếu tố nội sinh và ngoại sinh không thay đổi. Cụ thể như sau:
Giả thuyết 1: Nhận thức nhà đầu tư về minh bạch thông tin cấu trúc quyền
sở hữu vốn có ảnh hưởng đến hành vi ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Việt Nam.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy nhân tố SH có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc HV. Điều này đồng nghĩa với việc nhận thức nhà đầu tư về minh bạch thông tin cấu trúc quyền sở hữu vốn có ảnh hưởng đến hành vi nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Việt Nam. Như vậy, giả thuyết 1 là đúng. Đồng thời, hệ số hồi quy của biến SH có giá trị 0.218, mang dấu dương, tức là khi các yếu tố khác không đổi nếu sự thay đổi nhận thức của nhà đầu tư về tính minh bạch cấu trúc quyền sở hữu vốn tăng thêm 1 đơn vị thì sự thay đổi hành vi của nhà đầu tư trên TTCK Việt Nam sẽ tăng lên 0.218 đơn vị. Kết quả nghiên cứu của tác giả phù hợp với nghiên cứu của Torabi R and Aali A (2014) cũng như nghiên cứu của Nguyễn Thị Linh Thu (2015)
Bảng 4.13: Bảng tổng hợp kết quả nghiên cứu theo các biến quan sát
Giả thuyết Beta Sig Kết quả
Cấu trúc quyền sở hữu vốn có ảnh hưởng đến hành vi
của nhà đầu tư 0.218 0.000 Chấp nhận
CBTT tài chính ảnh hưởng đến hành vi nhà đầu tư 0.298 0.000 Chấp nhận
Cấu trúc hoạt động HĐQT, BGĐ ảnh hưởng đến hành
vi của nhà đầu tư 0.467 0.000 Chấp nhận
Kỳ vọng chất lượng BCTC ảnh hưởng đến hành vi
của nhà đầu tư 0.133 0.003 Chấp nhận
cho rằng minh bạch thông tin cấu trúc quyền sở hữu vốn có tương quan tích cực đối với hành vi nhà đầu tư.
Giả thuyết 2: Nhận thức nhà đầu tư về CBTT tài chính có ảnh hưởng đến
hành vi ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Việt Nam.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy nhân tố TC có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc HV. Điều này đồng nghĩa với việc nhân tố nhận thức nhà đầu tư về CBTT tài chính có ảnh hưởng đến hành vi ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Việt Nam. Như vậy, giả thuyết 2 là đúng. Đồng thời, trọng số hồi quy của biến TC có giá trị 0.298, mang dấu dương, tức là khi các yếu tố khác không đổi nếu sự thay đổi nhận thức nhà đầu tư về CBTT tài chính tăng lên 1 đơn vị thì sự thay đổi hành vi nhà đầu tư trên TTCK Việt Nam tăng lên 0.298 đơn vị. Kết quả nghiên cứu của tác giả phù hợp với nghiên cứu của Torabi R and Aali A (2014) cũng như nghiên cứu của Nguyễn Thị Linh Thu (2015) cho rằng CBTT tài chính có tương quan tích cực đối với hành vi nhà đầu tư.
Giả thuyết 3: Nhận thức nhà đầu tư về minh bạch thông tin cấu trúc, hoạt
động HĐQT và BGĐ có ảnh hưởng đến hành vi ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Việt Nam.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy nhân tố CT có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc HV. Điều này đồng nghĩa với việc nhân tố nhận thức nhà đầu tư về minh bạch thông tin cấu trúc, hoạt động HĐQT và BGĐ có ảnh hưởng đến hành vi ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Việt Nam. Như vậy, giả thuyết 3 là đúng. Đồng thời, hệ số hồi quy của biến CT có giá trị 0.467, mang dấu dương tức là khi các yếu tố khác không đổi nếu sự thay đổi nhận thức nhà đầu tư về minh bạch cấu trúc hoạt động của HĐQT, BGĐ tăng lên 1 đơn vị thì sự thay đổi hành vi của nhà đầu tư trên TTCK Việt Nam tăng lên 0.467 đơn vị. Kết quả nghiên cứu của tác giả cũng phù hợp với nghiên cứu của Torabi R and Aali A (2014) cũng như nghiên cứu của Nguyễn Thị Linh Thu (2015) khi cho rằng: các yếu tố minh bạch thông tin cấu trúc, hoạt động HĐQT và BGĐ có tương quan tích cực đối với hành vi nhà đầu tư.
Trọng số hồi quy đã chuẩn hoá của biến CT là lớn nhất trong 4 biến (Beta = 0.467) như vậy đồng nghĩa với việc nhân tố CT hay minh bạch thông tin cấu trúc, hoạt động HĐQT và BGĐ có ảnh hưởng mạnh nhất đến hành vi nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Việt Nam. Khác với nghiên cứu của Torabi R and Aali A (2014) khi tiến hành nghiên cứu tại Tehran kết quả nghiên cứu lại cho thấy rằng CBTT tài chính mới là biến có sự tương quan cao nhất đến hành vi của nhà đầu tư. Nguyên dẫn đến sự khác biệt này có thể là do nhau sự khác biệt về văn hóa, kinh tế, chính trị, tập quán giữa 2 quốc gia khác nhau dẫn đến hành vi của nhà đầu tư là khác nhau. Ngoài ra nếu so với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Linh Thu (2015), mặc dù nghiên cứu của tác giả có sự thay đổi (nhiều hơn) về số biến của minh bạch TTTC tác động đến hành vi ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK tuy nhiên nghiên cứu của tác giả và nghiên cứu của tác giả Nguyễn Thị Linh Thu (2015) đều đồng nhất ở quan điểm là biến minh bạch về cấu trúc HĐQT và BGĐ có tác động mạnh nhất đối với biến hành vi ra quyết định của nhà đầu tư.
Giả thuyết 4: Nhận thức nhà đầu tư về kỳ vọng chất lượng BCTC có ảnh
hưởng đến hành vi ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Việt Nam.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy nhân tố KVCLBCTC có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc HV. Điều này đồng nghĩa với việc nhận thức của nhà đầu tư về kỳ vọng chất lượng BCTC có ảnh hưởng đến hành vi ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Việt Nam. Như vậy, giả thuyết 4 là đúng. Đồng thời, trọng số hồi quy của biến KVCLBCTC có giá trị 0.133, mang dấu dương tức là khi các yếu tố khác không đổi nếu sự thay đổi nhận thức nhà đầu tư về kỳ vọng chất lượng BCTC tăng lên 1 đơn vị thì sự thay đổi hành vi của nhà đầu tư trên TTCK Việt Nam tăng lên 0.133 đơn vị. Như vậy, khi các CTNY cải thiện chất lượng BCTC có thể gia tăng hoạt động đầu tư của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Việt Nam.
Như vậy so với nghiên cứu gốc của Torabi R và Aalia A (2014) cũng như nghiên cứu của Nguyễn Thị Linh Thu (2015) thì nghiên cứu của tác giả đã thành cơng hơn khi tìm ra được một nhân tố mới của minh bạch thơng tin tài chính ảnh
Việc tìm ra được nhân tố mới này có thể giúp tác giả cung cấp thêm bằng chứng nhằm chứng minh ảnh hưởng của minh bạch TTTC đến hành vi ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Việt Nam đồng thời đưa ra các giải pháp mang tính hồn thiện hơn trong đó có cả các giải pháp liên đến nhân tố “Kỳ vọng chất lượng BCTC” nhằm gia tăng tính minh bạch của TTTC qua đó thu hút được vốn đầu tư từ nhà đầu tư cá nhân.
Như vậy căn cứ vào các trọng số hồi quy dưới dạng đã chuẩn hố phương trình hồi quy mơ tả ảnh hưởng của minh bạch TTTC trên BCTC đến hành vi ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Việt Nam được viết như sau:
HV = 0.218 SH + 0.298 TC + 0.467 CT + 0.133 KVCLBCTC
Trong đó:
HV : Hành vi nhà đầu tư.
SH : Cấu trúc quyền sở hữu vốn. TC : CBTT tài chính.
CT : Cấu trúc, hoạt động của HĐQT và BGĐ. KVCLBCTC: Kỳ vọng chất lượng BCTC
4.5 Kiểm định sự khác biệt hành vi nhà đầu tư theo các đặc điểm cá nhân
Phép kiểm định Independent-samples T-test, được sử dụng khi muốn so sánh hai giá trị trung bình của hai nhóm tổng thể riêng biệt. Phân tích phương sai Anova là sự mở rộng của kiểm định Independent-samples T-test vì phương pháp này giúp ta so sánh trị trung bình của 3 nhóm trở lên. Kỹ thuật phân tích phương sai được dùng để kiểm định giả thuyết các tổng thể nhóm có giá trị trung bình bằng nhau. Điều kiện để thực hiện kiểm định Independent-samples T-test và phân tích phương sai Anova là n ≥ 30 (số lượng mẫu của mỗi nhóm kiểm định phải lớn hơn hoặc bằng 30).
Kiểm định sự khác nhau về hành vi nhà đầu tư theo giới tính
Đối tượng nhà đầu tư được phân làm hai nhóm giới tính nam và nữ. Trong đó nhà đầu tư nam nhiều hơn so với nhà đầu tư nữ (188>77) (xem bảng 4.1) thoả
điều kiện để tiến hành kiểm định Independent-samples T-test (n ≥ 30).
Để tiến hành kiểm định T-Test điều kiện cần là phải kiểm định giả thuyết H0: khơng có sự khác biệt về hành vi của nhóm nhà đầu tư nam và nhà đầu tư nữ. Kết quả phân tích được thể hiện trong bảng bên dưới:
Bảng 4.14. Phân tích T-test những nhóm nhà đầu tư có giới tính khác nhau
Số thống kê Levene Levene Sig.
0.048 0.827
Kiểm định T-Test t Sig.
2.641 0.009
Nguồn: Phụ lục 8
Theo bảng 4.14 cho thấy kiểm định Levene có Sig =0.827 > 0.05 điều này cho thấy khơng có sự khác biệt về phương sai hay phương sai là đồng nhất. Kiểm định T có t = 2.641 với mức ý nghĩa Sig. = 0.009 < 0.05 có ý nghĩa thống kê nên có cơ sở để loại bỏ giả thuyết H0 hay có sự khác biệt về hành vi của các nhóm nhà đầu tư nam và nhà đầu tư nữ.
Kết luận: Yếu tố giới tính có ảnh hưởng đến hành vi của nhà đầu tư. Kết
quả nghiên cứu của tác giả phù hợp với nghiên cứu của Torabi R and Aali A (2014) cho rằng có sự khác biệt về hành vi đầu tư của nhóm nhà đầu tư nam và nhóm nhà đầu tư nữ. Ngồi ra căn cứ vào giá trị trung bình (Mean) của nam và nữ ta thấy giá trị trung bình của nam > nữ (3.7117 > 3.4883) (Phụ lục 8) điều này cho thấy hành vi của nhà đầu tư nam bị ảnh hưởng nhiều hơn nhà đầu tư nữ. Điều này có thể giải thích như sau: Theo Brad M.Barber and Terrance odean (2001) thì trong lĩnh vực tài chính, nam giới thường có sự tự tin q mức đối với các thơng tin trên TTCK nhiều hơn so với nữ giới. Nam giới thường dùng nhiều thời gian và tiền bạc vào đánh giá các thông tin, họ thường không phụ thuộc vào các nhà mơ giới, nam giới tự xem mình có khả năng đánh giá cổ phiếu cao hơn năng lực thực tế của họ…như