CHƯƠNG 2 : DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.3 Phân tích hồi quy các yếu tố tác động lên hiệu ứng ngược vị thế trên thị
3.3.2 Phân tích hồi quy bội các yếu tố tác động lên hiệu ứng ngược vị thế
Sau khi mơ tả và phân tích hồi quy đơn từng yếu tố như tuổi, giới tính, kinh nghiệm, giá trị giao dịch và số lượng giao dịch lên hiệu ứng ngược vị thế. Tơi tiếp tục phân tích hồi quy bội các yếu tố trên tác động đồng thời lên hiệu ứng ngược vị thế.
Phương trình hồi quy bội:
Bảng 3.11 Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
Coefficientsa
Gtinh LnTuoi LnKnghiem LnGTGD LnSLGD DE
Gtinh Pearson Correlation 1 -.150 -.071 -.009 .001 .046 Sig.(2-ailed) .050 .356 .905 .987 .554 N 170 170 170 170 170 170 LnTuoi Pearson Correlation -.150 1 .093 .102 -.095 .051 Sig.(2-ailed) .050 .228 .186 .219 .509 N 170 170 170 170 170 170 LnKnghiem Pearson Correlation -.071 .093 1 -.033 -.034 -.027 Sig.(2-ailed) .356 .228 .668 .657 .722 N 170 170 170 170 170 170 LnGTGD Pearson Correlation -.009 .102 -.033 1 .497 ** -.123 Sig.(2-ailed) .905 .186 .668 .000 .100 N 170 170 170 170 170 170 LnSLGD Pearson Correlation .001 -.095 -.034 .497 ** 1 -.326** Sig.(2-ailed) .987 .219 .657 .000 .000 N 170 170 170 170 170 170 DE Pearson Correlation .046 .051 -.027 -.123 -.326 ** 1 Sig.(2-ailed) .554 .509 .722 .100 .000 N 170 170 170 170 170 170
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). (Nguồn: tác giả tính tốn)
Theo bảng trên thì biến Ln(SLGD) có tương quan mạnh nhất lên hiệu ứng ngược vị thế so với các biến còn lại. Số lượng giao dịch có mối tương quan với hiệu ứng ngược vị thế và nhưng là tương quan ngược có nghĩa là nhà đầu tư có số lượng giao dịch càng lớn thì càng chịu ảnh hưởng hiệu ứng ngược vị thế ít hơn. Số lượng giao dịch cũng có mối tương quan với giá trị giao dịch và là tương quan thuận điều này chứng tỏ những nhà đầu tư có giá trị giao dịch càng lớn thì số lượng giao dịch càng nhiều. Mối tương quan giữa giá trị giao dịch và số lượng giao dịch còn mạnh hơn cả mối tương quan của từng biến lên hiệu ứng ngược vị thế.
Biến (Gtinh) cũng có mối tương quan với biến Ln(Tuoi) và khơng có mối tương quan với hiệu ứng ngược vị thế.
Biến Ln(Knghiem) cũng khơng có mối liên hệ với hiệu ứng ngược vị thế.
Như vậy chỉ có biến số lượng giao dịch và giá trị giao dịch có mối tương quan với hiệu ứng ngược vị thế, các biến cịn lại khơng có liên hệ với hiệu ứng ngược vị thế. Các chỉ số trong bảng 3.12 cho ta thấy:
• Mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp vì R là 0.335 có sự tương quan trung bình ( nằm trong khoảng 0.3-0.5). Và kiểm định Durbin-Watson với hệ số là 1.565 (nằm trong khoảng 1.5 đến 2.5) tức là khơng có tương quan chuỗi bậc nhất.
• Kiểm định độ phù hợp của mơ hình ANOVA: ta thấy trị số F được tính từ R square của mơ hình đầy đủ, giá trị Sig. nhỏ (0.01) do vậy mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể dùng được.
Bảng 3.12 Phân tích hồi quy bội các yếu tố lên hiệu ứng ngược vị thế.
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .335a .112 .085 .266637 1.565
a. Predictors: (Constant), LnSLGD, Gtinh, LnKnghiem, LnTuoi, LnGTGD b. Dependent Variable: DE ANOVAb Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. Regression 1.477 5 .295 4.154 .001a 1 Residual 11.660 164 .071 Total 13.136 169
a. Predictors: (Constant), LnSLGD, Gtinh, LnKnghiem, LnTuoi, LnGTGD b. Dependent Variable: DE Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
(Constant) .543 .347 1.566 .119 Gtinh .027 .043 .048 .638 .525 .974 1.027 LnTuoi .027 .087 .024 .311 .756 .933 1.072 LnKnghiem -.019 .039 -.037 -.496 .621 .986 1.014 LnGTGD .010 .018 .047 .550 .583 .729 1.371 LnSLGD -.107 .026 -.349 -4.055 .000 .731 1.368 a. Dependent Variable: DE (Nguồn: tác giả tính tốn)
Yếu tố như giới tính với mức ý nghĩa Sig. = 0.525 nên ta kết luận nó khơng có mối tương quan với hiệu ứng ngược vị thế. Điều này ngược với nghiên cứu của Brad ới tính có tác
động lên hiệu ứng ngược vị thế và nhà đầu tư nữ bị tác động của hiệu ứng ngược vị thế mạnh hơn nam, nhưng nhà đầu tư nam lại là người thực hiện các khoản lãi nhanh hơn so với nữ giới
Biến độ tuổi với mức ý nghĩa Sig. = 0.756 có nghĩa là yếu tố độ tuổi khơng có mối tương quan với hiệu ứng ngược vị thế. Khi phân tích hồi quy đơn biến độ tuổi lên hiệu ứng ngược vị thế ta thấy Sig. = 0.509 < 0.756 điều đó cho thấy khi đặt biến độ tuổi vào cùng các biến khác để phân tích tác động đồng thời lên hiệu ứng ngược vị thế thì biến độ tuổi càng khơng có ý nghĩa với hiệu ứng ngược vị thế. Kết quả này trái ngược với nghiên cứu của Gong-Meng Chen, Kenneth A.Kim, Jonh R.Nofsinger, Oliver M.Rui (2004) trên thị trường chứng khoán Trung quốc cho rằng nhà đầu tư có độ tuổi nhiều hơn thì càng sớm chốt lãi và miễn cưỡng cắt lỗ.
Biến kinh nghiệm với mức ý nghĩa Sig. = 0.621 có nghĩa là yếu tố kinh nghiệm khơng có mối tương quan với hiệu ứng ngược vị thế. Từ kết quả phân tích hồi quy đơn biến kinh nghiệm lên hiệu ứng ngược vị thế với mức ý nghĩa Sig. là 0.722 lớn hơn 0.621 chứng tỏ khi phân tích hồi quy đơn thì nó cũng khơng có mối tương quan với hiệu ứng ngược vị thế nhưng khi được đặt vào cùng các biến khác để phân tích tác động lên hiệu ứng ngược vị thế dù nó vẫn khơng có mối tương quan với hiệu ứng ngược vị thế nhưng mức ý nghĩa đã giảm hơn hay độ tin cậy gia tăng hơn. Điều này ngược với Gong-Meng Chen, Kenneth A.Kim, Jonh R.Nofsinger, Oliver M.Rui (2004) cho thấy nhà đầu tư có nhiều kinh nghiệm càng ngại thực hiện các khoản lỗ và cũng khơng nhanh chóng thực hiện chốt lời. Hay Feng và Seasholes (2005) nhà đầu tư càng có nhiều kinh nghiệm càng ít chịu ảnh hưởng của hiệu ứng ngược vị thế. Giá trị giao dịch có mức ý nghĩa Sig. = 0.583 điều đó chứng tỏ khơng có sự liên hệ giữa giá trị giao dịch với hiệu ứng ngược vị thế. Tuy nhiên khi phân tích riêng biến giá trị giao dịch tác động lên hiệu ứng ngược vị thế thì nó lại có mối liên hệ với hiệu ứng ngược vị thế. Điều này cho thấy khi đặt biến giá trị giao dịch vào cùng các biến khác để phân tích tác động lên hiệu ứng ngược vị thế thì nó mất đi đáng kể ảnh hưởng tới hiệu ứng ngược vị thế.
Chỉ có yếu tố số lượng giao dịch có sự liện hệ hay có mối tương quan tới hiệu ứng ngược vị thế vì Sig. = 0.000 rất nhỏ nhưng nó là mối tương quan nghịch, có nghĩa là những nhà đầu tư có số lượng giao dịch càng nhiều thì càng ít chịu ảnh hưởng của hiệu ứng ngược vị thế. Kết quả này khá tương đồng với nghiên cứu của Dhar và Zhu (2006) cho rằng những nhà đầu tư có giao dịch càng nhiều thì càng có kinh nghiệm và chịu ảnh hưởng của hiệu ứng ngược vị thế ít hơn.
Kết luận chương 3
Trong chương 3, qua bằng chứng thực nghiệm tác giả đã chứng minh được hiệu ứng ngược vị thế của các nhà đầu tư cá nhân có tồn tại trên thị trường chứng khoán Việt Nam, tuy nhiên mối tương quan này chỉ ở mức trung bình với R là 0.335. Tỷ lệ lãi thực hiện và tỷ lệ lỗ thực hiện tương ứng là 67,5% và 48,6%, mức sẵn lòng bán cổ phiếu đang tăng giá hơn 38% so với mức chấp nhận bán cổ phiếu đang giảm giá. Tác giả đã tiến hành phân tích từng yếu tố và xem chúng có mối liên hệ với hiệu ứng ngược vị thế. Trong năm yếu tố thì chỉ có số lượng giao dịch và giá trị giao dịch có tương quan với hiệu ứng ngược vị thế, ba yếu tố còn lại là độ tuổi, giới tính và kinh nghiệm khơng có mối liên hệ với hiệu ứng ngược vị thế. Tuy nhiên khi phân tích hồi quy bội các yếu tố lên hiệu ứng ngược vị thế thì chỉ có biến số lượng giao dịch có mối liên hệ với hiệu ứng ngược vị thế.
CHƯƠNG 4: KẾT LUẬN VÀ MỘT SỐ HÀM Ý
Với bằng chứng thực nghiệm ta thấy mức độ sẵn lòng bán cổ phiếu đang tăng giá là 67,5% trong khi chỉ có 48,6% cổ phiếu đang giảm giá được bán, như vậy mức sẵn lòng bán cổ phiếu đang tăng giá hơn 38% so với mức chấp nhận bán cổ phiếu đang giảm giá. Điều đó cho thấy hiệu ứng ngược vị thế có tồn tại trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Thị trường chứng khoán Việt Nam được thành lập từ tháng 7 năm 2000, ban đầu chỉ có hai mã giao dịch đến nay được hơn 12 năm với số lượng doanh nghiệp niêm yết trên 800. Tuy nhiên so với các thị trường chứng khốn như Mỹ, Trung Quốc… thì cịn khá non trẻ. Nên số lượng nhà đầu tư cịn ít hơn; số lượng doanh nghiệp niêm yết chưa nhiều; quy mô chưa lớn dễ bị thao túng bởi các quỹ đầu tư, khối ngoại, có những thời gian khối ngoại dân dắt thị trường. Do đó nó có thể ảnh hưởng tới kết quả nghiên cứu so với các thị trường chứng khốn nói trên.
Kết quả nghiên cứu có thể cho thấy những mặt hạn chế của nhà đầu tư trong giao dịch và nó tác động đến thành quả đầu tư của họ. Biết được các yếu tố tác động lên quyết định của mình, nhà đầu tư có thể chủ động và dần khắc phục cũng như giúp cải thiện kết quả đầu tư của mình.
Để khắc phục hiệu ứng ngược vị thế, tơi tìm hiểu các yếu tố tác động và có mối liên hệ như thế nào lên hiệu ứng ngược vị thế. Kết quả nghiên cứu cho thấy: Khi phân tích hồi quy đơn từng yếu tố lên hiệu ứng ngược vị thế thì chỉ có số lượng giao dịch và giá trị giao dịch có mối liên hệ với hiệu ứng ngược vị thế; ba yếu tố cịn lại như giới tính, độ tuổi và kinh nghiệm khơng có ý nghĩa thống kê lên hiệu ứng ngược vị thế. Trong bảng ma trận hệ số tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc DE ta thấy biến giới tính và tuổi có tương quan với nhau nhưng cả hai biến lại khơng có mối liên hệ với hiệu ứng ngược vị thế và các biến độc lập khác trong phương trình. Biến giá trị giao dịch và số lượng giao dịch có tương quan với nhau và hai biến này đều có mối liên hệ với hiệu ứng ngược vị thế. Nhưng khi đưa biến giá trị giao dịch để phân tích hồi quy bội các biến ảnh hưởng tới hiệu ứng ngược vị
thế như thế nào thì biến giá trị giao dịch lại khơng có liên hệ với hiệu ứng ngược vị thế vì nó bị ảnh hưởng của biến số lượng giao dịch do hai biến này có mối tương quan với nhau. Tuy các biến có mối tương quan với nhau nhưng mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, có sự phù hợp về mơ hình và phương trình hồi quy bội cũng như có mối tương quan giữa biến độc lập với biến phụ thuộc.
Sự hạn chế về dữ liệu do chỉ lấy tại chi nhánh Hồ Chí Minh của một cơng ty có trụ sở tại Hà Nội được thành lập năm 2007 nên biến đại diện cho tuổi, kinh nghiệm, giới tính và giá trị giao dịch cũng như số lượng giao dịch chưa thể hiện mối tương quan chặt chẽ. Một mặt do quy định mở nhiều tài khoản của UBCKNN trước đây nên một nhà đầu tư có thể được ủy quyền giao dịch cho nhiều tài khoản khác nên các biến như giới tính, kinh nghiệm và độ tuổi nhà đầu tư khơng có ý nghĩa thống kê với hiệu ứng ngược vị thế trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Mặt hạn chế khác đó là sự bảo mật thơng tin của các cơng ty chứng khốn nên tơi khơng được tiếp cận với các thơng tin có ích khác. Trong nghiêu cứu của Dhar và Zhu (2006) các tác giả có thể tiếp cận với thơng tin về thu nhập, độ chuyên nghiệp nên độ tương quan chặt chẽ hơn. Hai yếu tố này ở các cơng ty chứng khốn rất khó tiếp cận do ngay trong đồng mở tài khoản yếu tố này không được khai thác và coi trọng. Các yếu tố trên sẽ được khắc phục nếu dữ liệu được lấy ở diện rộng hơn, được tiếp cận với thông tin từ nhiều công ty chứng khốn và đặc biệt là các cơng ty chứng khoán đã được thành lập lâu, với lượng khách hàng lớn. Biết được mơi trường làm việc có chun nghiệp hay khơng, thu nhập cao hay thấp đó cũng là một mảng để cơng ty chứng khoán khai thác mảng tư vấn như nghiên cứu của Dhar và Zhu (2006) những nhà đầu tư có độ giàu có hơn thường sử dụng dịch vụ tư vấn để nâng cao hiệu quả đầu tư. Giúp nhà đầu tư tránh được các hiệu ứng tâm lý có thể làm chủ các quyết định, giảm bớt sự ảnh hưởng của cảm xúc. Điều này mang lại lợi ích hai bên, đồng thời nâng cao chất lượng đầu tư trên thị trường chứng khốn nói chung và chất lượng cơng ty chứng khốn nói riêng.
Trong tương lai, các yếu tố có mối liên hệ mạnh hơn nữa với hiệu ứng ngược vị thế sẽ được khai thác nhiều hơn như: Mức thu nhập, môi trường làm việc của nhà đầu
tư, kinh nghiệm sẽ giúp ích hơn nữa trong các nghiên cứu sâu hơn về hiệu ứng ngược vị thế trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt
Chi nhánh TP.Hồ Chí Minh Cơng ty cổ phần chứng khốn Sài Gịn – Hà Nội, 2012.
Giá theo thời gian.
H.Kent Baker & John R.Nofsinger, 2012, Tài chính hành vi: Nhà đầu tư, doanh nghiệp và thị trường, 65-92, 273-332.
Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX), 2012, Báo cáo thường niên.
Sở giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh (HSX), 2012, Báo cáo thường
niên.
Trung tâm Lưu ký Chứng khoán Việt Nam (VSD), 2012, Báo cáo thường niên. Trung tâm Lưu ký Chứng khốn Việt Nam (VSD), 2012, Thơng báo quyền.
Tiếng Anh
Andreassen, Paul, 1998. Explaining the price-volume relationship: The difference between price changes and changing prices, Organizational Behavior and Human
Decision Processes 41:3, 371-89.
Badrinath, Swaminathan G., and Sunil Wahal, 2002. Momentum trading by institutions. Journal of Finance 57:6, 2449-78.
Barber, Brad M., Yi-Tsung Lee, Yu-Jane Liu, and Terrance Odean, 2007. Is the aggregate investor reluctant to realize losses? Evidence from Taiwan. Quarterly
Journal of Economics, 423-447.
Barber, Brad M.,and Terrance Odean, 2007. Boys will be boys: Gender, overconfidence, and common stock investment . Quarterly Journal of Economics,
423-447.
Chen, Gongmeng, Kenneth A.Kim, Jonh R.Nofsinger, and Oliver M.Rui, 2004. Trading performance, disposition effect, overconfidence, representativeness bias, and experience of emerging market investor. Journal of Behavioral Decision
Choe, Hyuk, and Yunsung Eom, 2009. The disposition effect and investment performance in the future market, Journal of Futures Markets 29:6, 496-522.
Dhar, Ravi, and Ning Zhu, 2006. Up close and personal? An individual level analysis of the disposition effect, Management Science 52:5, 726-40.
Festinger, Leon, 1957. A theory of cognitive dissonance. Stanford, CA: Stanford University Press.
Grinblatt, Mark, and Matti Keloharju, 2001. What makes investor trade?, Journal of
Finance 56:2, 589-616.
Grinblatt, Mark, and Tobias J.Moskowitz, 2004. Predicting stock price movements from past returns: The role of consistency and tax-loss selling, Journal of Financial
Economics 71:3, 541-79.
Heisler, Jeffrey, 1994. Loss aversion in a future market: An empirical test. Review
of Futures Markets 13:3, 793:822.
Ivkovíc, Zoran, James Poterba, and Scott Weisbenner, 2005. Tax-motivated trading by individual investors. American Economic Review 95:5, 1605-30.
Kahneman, Daniel, and Amos Tversky, 1979. Prospect theory: An analysis of decision under risk, Econometrica 47:2, 263-91.
Kaustia, Markku, 2004. Market-wide impact of the disposition effect: Evidence from IPO trading volume, Journal of Financial Markets 7:2, 207-35.
Kaustia, Markku, 2010. Prospect theory and the disposition effect. Journal of
Financial and Quantitative Analysis.
Kim and Nofsinger, 2004. The behavior of Japanese individual investors during
bull and bear markets.
Kumar, Alok, 2009. Hard-to-value stocks, behavioral biases, and informed trading,
Journal of Financial and Quantitative Analysis 44:6, 1375-401.