Frequency Percent Valid Percent Cumulative
Valid
Nam 56 56.0 56.0 56.0
Nu 44 44.0 44.0 100.0
Total 100 100.0 100.0
Nguồn: tác giả tính tốn
3.2 Hiệu ứng ngược vị thế tại thị trường chứng khốn Việt Nam Bảng 3.3: Mơ tả các biến phụ thuộc PGR, PLR và DE Bảng 3.3: Mô tả các biến phụ thuộc PGR, PLR và DE
N Minimum Maximum Sum Mean Std. Deviation
PGR 100 .0 .8 33.7 .337 .1292
PLR 100 .0 .6 25.2 .252 .1337
DE 100 -.2 .3 8.6 .086 .1128
Nguồn: tác giả tính tốn
Theo bảng 3.3, giá trị trung bình của PGR và PLR lần lượt là 0.337 và 0.252. Điều này có nghĩa là nhà đầu tư sẵn lịng bán 33.7% cổ phiếu lời, trong khi đó chỉ chấp nhận bán 25.2% cổ phiếu thua lỗ. Trung bình chênh lệch giữa PGR và PLR là 0.086, có nghĩa mức độ sẵn lịng bán cổ phiếu lời lớn hơn 8.6% so với bán đi cổ phiếu lỗ. Bảng 3.4: Tần số các biến phụ thuộc PGR, PLR, DE PGR PLR DE Mean .337 .252 .086 Median .300 .200 .100 Mode .3 .2 .1 Nguồn: tác giả tính tốn
Theo bảng 3.4, trung vị của các biến PGR, PLR và DE lần lượt là 0.3; 0.2 và 0.1. Trung vị cũng bằng Mode, cho thấy tần số xuất hiện của biến PGR nhiều nhất là
0.3; biến PLR là 0.2 và biến DE là 0.1. Trong khi đó, trung bình của các biến PGR và PLR lại ở mức cao hơn (0.337 và 0.252) cho thấy trong chuỗi số liệu có thể xuất hiện những quan sát với giá trị lớn hơn mức bình thường.
Bảng 3.5: Thống kê những chỉ tiêu tính tốn PGR mẫu, PLR mẫu, PGR, PLR A: Tổng RG, RL, PG, PL mẫu A: Tổng RG, RL, PG, PL mẫu
Tổng lãi thực hiện mẫu (Tổng RG mẫu) 4,964
Tổng lỗ thực hiện mẫu (Tổng RL mẫu) 6,579
Tổng lãi danh nghĩa mẫu (Tổng PG mẫu) 18,390
Tổng lỗ danh nghĩa mẫu (Tổng PL mẫu) 36,633
B: PGR mẫu, PLR mẫu
PGR mẫu 0.213
PLR mẫu 0.152
PGR mẫu - PLR mẫu 0.06
C: Trung bình PGR, PLR tất cả nhà đầu tư
PGR 0.339
PLR 0.254
PGR - PLR 0.085
% nhà đầu tư có PGR > PLR 80%
Nguồn: tác giả tính tốn
Theo bảng 3.5B, hiệu ứng ngược vị thế thể hiện trên số liệu tổng mẫu. PGR mẫu lớn hơn PLR mẫu là 0.06, với PGR mẫu đạt 0.213, PLR mẫu đạt 0.152. Điều này cho thấy tỷ lệ lãi thực hiện của mẫu lớn hơn 6% so với tỷ lệ lỗ thực hiện của mẫu. Theo bảng 3.5C, mức độ phổ biến của hiệu ứng ngược vị thế lên đến 80%. Điều này có nghĩa là 80% nhà đầu tư trong mẫu có tỷ lệ lãi thực hiện lớn hơn tỷ lệ lỗ thực hiện. Kết quả này không chênh lệch nhiều với nghiên cứu của Brad M. Barber, Yi-Tsung Lee, Yu-Jane Liu, Terrance Odean (2007), tỷ lệ nhà đầu tư có PGR lớn hơn PLR đạt 85.5%.
Tuy nhiên, nếu chỉ xét trên tổng mẫu thì chưa phản ánh được mức độ hiệu ứng ngược vị thế trên từng nhà đầu tư. Hơn nữa, xét trên tổng mẫu rất dễ mắc phải sai
số khi mẫu tồn tại một vài nhà đầu tư có giao dịch nhiều hơn hẳn so với những nhà đầu tư khác, khi đó, các chỉ số PGR mẫu và PLR mẫu sẽ không phản ánh chân thật mức độ phổ biến của toàn bộ nhà đầu tư trong mẫu. Để khắc phục nhược điểm này, tơi tiến hành tính tốn PGR, PLR cho từng nhà đầu tư và kiểm định giả thuyết: giá trị trung bình của PGR lớn hơn giá trị trung bình của PLR. Với H0 trong trường hợp này là, giá trị trung bình của PGR bé hơn hoặc bằng giá trị trung bình của PLR.
Bảng 3.6: Kiểm định giả thuyết giá trị trung bình của PGR lớn hơn giá trị trung bình của PLR
A: Paired Samples Statistics
Mean N Std. Std. Error
Pair 1 PGR .337 100 .1292 .0129
PLR .252 100 .1337 .0134
B: Paired Samples Correlations
N Correlation Sig. Pair 1 PGR & PLR 100 .595 .000
C: Paired Samples Test
Paired Differences t df Sig. (2- tailed) Mean Std. Deviation Std. Error Mean 95% Confidence Interval Lower Upper PGR - PLR .0850 .1184 .0118 .0615 .1085 7.180 99 .000 Nguồn: tác giả tính tốn
Bảng 3.6 cho thấy, trung bình PGR cao hơn trung bình PLR 0.085. Với khoảng tin cậy 95%, trị số sig = 0.000, tôi bác bỏ H0, có nghĩa giá trị trung bình của PGR lớn hơn giá trị trung bình của PLR.
Như vậy, có bằng chứng về hiệu ứng ngược vị thế trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
So với những nghiên cứu trước, hiệu ứng ngược vị thế ở Việt Nam có mức độ lớn hơn so với Mỹ và Đài Loan, bé hơn so với Trung Quốc. (xem bảng 3.7).
Bảng 3.7 So sánh hiệu ứng ngược vị thế tại Việt Nam và Mỹ, Trung Quốc
Việt Nam Mỹ Đài Loan Trung Quốc
PGR 0.337 0.148 0.094 0.519
PLR 0.252 0.098 0.0232 0.31
PGR-PLR 0.085 0.05 0.0708 0.209
Nguồn: tác giả tính tốn và kết quả nghiên cứu trước đó của Odean (1998) tại Mỹ, Brad M. Barber, Yi-Tsung Lee, Yu-Jane Liu, Terrance Odean (2007) tại Đài Loan và Gong-Meng Chen, Kenneth A. Kim, John R. Nofsinger, Oliver M. Rui (2004) tại Trung Quốc.
3.3 Phân tích những thuộc tính ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế trên thị trường chứng khoán Việt Nam. thị trường chứng khoán Việt Nam.
3.2.1 Phân tích tác động của các nhân tố đơn lẻ đến hiệu ứng ngược vị thế trên thị trường chứng khoán Việt Nam. trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Phân tích tác động của giá trị giao dịch đến hiệu ứng ngược vị thế
Kiểm định giả thuyết:
H0: Giá trị giao dịch không ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế H1: Giá trị giao dịch có ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế
Bảng 3.8: Phân tích hồi quy biến giá trị giao dịch lên DE Coefficientsa Coefficientsa
Model Unstandardized Standardized t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) .808 .246 3.278 .001
lngtgd -.031 .011 -.284 -2.932 .004
a. Dependent Variable: DE
Từ bảng 3.8 chúng ta có thể thấy mức ý nghĩa Sig = 0.004 < 0.1, nghĩa là bác bỏ giả thuyết H0, tức giá trị giao dịch có thể có ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế.
Hệ số hồi quy mang dấu âm cho thấy giá trị giao dịch có tương quan nghịch với hiệu ứng ngược vị thế, những tài khoản có giá trị giao dịch càng lớn thì thường ít chịu ảnh hưởng lớn của hiệu ứng ngược vị thế.
Khi xem xét chi tiết tác động của giá trị giao dịch lên PGR và PLR, tôi nhận thấy biến giá trị giao dịch có ý nghĩa thống kê trong tác động đến PGR (vì sig = 0.00 < 0.1), nhưng lại khơng có ý nghĩa thống kê trong tác động đến PLR (vì sig = 0.319 > 0.1). Điều này có nghĩa là những tài khoản có giá trị giao dịch càng lớn càng có tỷ lệ lãi thực hiện cao. Trong khi đó, tỷ lệ lỗ thực hiện khơng thể hiện quan hệ rõ ràng với giá trị giao dịch. (Xem bảng 3a, phụ lục 3).
Như vậy, nếu chấp nhận hạn chế của nhân tố giá trị giao dịch mà tôi đã đề cập ở phần phương pháp, chương dữ liệu và phương pháp thì hiệu ứng ngược vị thế thường có biểu hiện thấp hơn ở những khách hàng có giá trị giao dịch lớn, hay nói cách khác những khách hàng khá giả. Nghiên cứu sâu hơn trong mẫu ở Việt Nam, cho thấy, mức độ háo hức chốt lãi sớm giảm dần với những tài khoản có giá trị giao dịch cao và tăng dần với những tài khoản có giá trị giao dịch thấp. Trong một nghiên cứu trước của Dhar và Zhu (2006), ơng tìm thấy bằng chứng những nhà đầu tư giàu có chịu ảnh hưởng bởi hiệu ứng ngược vị thế thấp hơn so với những nhà đầu tư kém khá giả.
Dhar và Zhu (2006) lý giải cho điều này như sau. Thứ nhất, những nhà đầu tư cá nhân giàu có dễ dàng tiếp cận dịch vụ tư vấn tài chính của những nhà tư vấn chuyên nghiệp, do vậy họ có thể nhận biết được tiềm năng tăng giá của một cổ phiếu và họ không chấp nhận bán ra những cổ phiếu lời quá sớm. Thứ hai, những nhà đầu tư khá giả thường xuyên tiếp cận với kênh đầu tư rủi ro, do vậy họ cảm thấy xứng đáng khi tiếp cận những dịch vụ như vậy. Nghiên cứu của NASD Literacy (2003) nhằm kiểm tra kiến thức về đầu tư giữa các nhà đầu tư cá nhân. Nghiên cứu yêu trả lời 10 câu hỏi kiến thức cơ bản (ví dụ như, mối quan hệ giữa
giá trái phiếu và lãi suất, mối quan hệ giữa rủi ro và lợi nhuận,…) phát hiện ra rằng 51% cá nhân có thu nhập cao hơn (>100,000$) đã trả lời 7 trên 10 câu hỏi một cách chính xác, so với 23% của nhà đầu tư cá nhân có thu nhập thấp (<50,000$). Điều này cho thấy rằng các cá nhân có thu nhập cao hơn có kiến thức tốt hơn về đầu tư và do đó ít bị ảnh hưởng của hiệu ứng ngược vị thế hơn.
Phân tích tác động của số lượng giao dịch đến hiệu ứng ngược vị thế
Kiểm định giả thuyết:
H0: Số lượng giao dịch không ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế H1: Số lượng giao dịch có ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế
Bảng 3.9 : Phân tích hồi quy biến số lượng giao dịch lên DE Coefficientsa Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) .061 .078 .783 .435 lnslgd .005 .015 .033 .327 .745 a. Dependent Variable: DE Nguồn: tác giả tính tốn
Số liệu hồi quy từ bảng 3.9 cho thấy mức ý nghĩa Sig = 0.745 > 0.1 nghĩa là chấp nhận giả thuyết H0, tức số lượng giao dịch khơng có ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế.
Như vậy, dường như khơng có mối liên hệ giữa số lượng giao dịch với hiệu ứng ngược vị thế trên Thị trường Chứng khốn Việt Nam. Điều này khơng giống với nghiên cứu trước đó của Dhar và Zhu (2006). Dhar và Zhu cho rằng những nhà đầu tư có mức độ giao dịch càng nhiều thì càng tích lũy được nhiều kinh nghiệm và vì thế sẽ dễ dàng chấp nhận bán cổ phiếu lỗ hơn.
Phân tích tác động của nhân tố độ tuổi đến hiệu ứng ngược vị thế
H0: Độ tuổi không ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế H1: Độ tuổi có ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế
Bảng 3.10 : Phân tích hồi quy biến độ tuổi lên DE Coefficientsa Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) .070 .156 .450 .653 lntuoi .004 .043 .010 .102 .919 a. Dependent Variable: DE Nguồn: tác giả tính tốn
Số liệu hồi quy từ bảng 3.10 cho thấy mức ý nghĩa Sig = 0.919 > 0.1 nghĩa là chấp nhận giả thuyết H0, tức độ tuổi khơng có ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế. Như vậy, dường như khơng có mối liên hệ giữa độ tuổi và hiệu ứng ngược vị thế trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Điều này trái ngược với nghiên cứu của Gong-Meng Chen, Kenneth A. Kim, John R. Nofsinger, Oliver M. Rui (2004). Trong nghiên cứu này, những người càng lớn tuổi càng dễ chốt lãi sớm cổ phiếu và càng miễn cưỡng thực hiện lỗ.
Phân tích tác động của nhân tố thời gian kích hoạt tài khoản đến DE
Kiểm định giả thuyết:
H0: Thời gian kích hoạt tài khoản khơng ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế
H1: Thời gian kích hoạt tài khoản có ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế Số liệu hồi quy từ bảng 3.11 cho thấy mức ý nghĩa Sig = 0.081 < 0.1 nghĩa là bác bỏ giả thuyết H0, tức thời gian kích hoạt tài khoản có ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Và hệ số hồi quy của biến lntgkh với DE mang dấu dương cho thấy những tài khoản có thời gian kích hoạt càng lâu thì hiệu ứng ngược vị thế càng lớn.
Bảng 3.11 : Phân tích hồi quy biến thời gian kích hoạt tài khoản lên DE Coefficientsa Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) -.094 .102 -.914 .363 lntgkh .053 .030 .175 1.764 .081 a. Dependent Variable: DE Nguồn: tác giả tính tốn
Khi xem xét chi tiết tác động của thời gian kích hoạt tài khoản lên PGR và PLR, tôi nhận thấy biến thời gian kích hoạt tài khoản lại khơng có ý nghĩa thống kê trong tác động đến cả PGR và PLR, vì sig trong mơ hình tương tác với PGR là 0.405 > 0.1 và sig trong mơ hình tương tác với PLR là 0.7.7 > 0.1 (xem chi tiết ở Bảng 3b, phụ lục 3). Trong một nghiên cứu trước đó của Gong-Meng Chen, Kenneth A. Kim, John R. Nofsinger, Oliver M. Rui (2004) cho thấy những nhà đầu tư mở tài khoản càng lâu năm càng ngại thực hiện các khoản thua lỗ, tuy nhiên họ cũng khơng háo hức hiện thực hóa khoản lãi. Nhóm tác giả đã tìm thấy những nhà đầu tư mở tài khoản càng lâu năm càng có tỷ lệ chốt lãi sớm hơn so với tỷ lệ cắt lỗ, điều này khá tương đồng với kết quả trong nghiên cứu này ở Việt Nam.
Phân tích tác động của nhân tố giới tính đến hiệu ứng ngược vị thế
Tơi sử dụng biến giả để phân tích tác động của giới tính lên hiệu ứng ngược vị thế. Trong đó, 0 tương ứng với giới tính là “nữ”; 1 tương ứng với giới tính là “nam”. Kiểm định giả thuyết:
H0: Giới tính khơng ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế H1: Giới tính có ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế
Bảng 3.12: Phân tích hồi quy biến giới tính lên DE Coefficientsa Coefficientsa
Model Unstandardized Standardized t Sig.
B Std. Error Beta
1 (Constant) .118 .017 7.147 .000
Dgtinh -.057 .022 -.254 -2.601 .011
a. Dependent Variable: DE
Nguồn: tác giả tính tốn
Số liệu hồi quy từ bảng 3.12 cho thấy mức ý nghĩa Sig = 0.011< 0.1 nghĩa là bác bỏ giả thuyết H0.
Như vậy, giới tính có ảnh hưởng đến hiệu ứng ngược vị thế trên Thị trường Chứng khoán Việt Nam. Hệ số tương quan âm cho thấy nam ít chịu hiệu ứng ngược vị thế hơn nữ. Kết quả nghiên cứu này khá tương đồng so với những gì mà Brad M. Barber, Yi-Tsung Lee, Yu-Jane Liu, Terrance Odean (2007) đã tìm thấy.
Khi xem xét chi tiết tác động của giới tính lên PGR và PLR, tơi nhận thấy biến giới tính khơng có ý nghĩa thống kê trong tác động đến cả PGR và PLR (vì sig trong mơ hình tương tác với PGR là 0.175 > 0.1; sig trong mơ hình tương tác với PLR là 0.378 > 0.1). (Xem bảng 3c, phụ lục 3).
Điều này một lần nữa được khẳng định khi tôi tiến hành kiểm định giá trị trung bình PGR, PLR của 2 mẫu nam và nữ. Theo bảng 3d, phụ lục 3, mức ý nghĩa sig trong mơ hình kiểm định Levene của giá trị trung bình PGR, PLR giữa giới tính nam và giới tính nữ lần lượt là 0.056 và 0.404, đều lớn hơn 0.05 có nghĩa là phương sai của hai tổng thể không khác nhau. Cũng theo bảng 3d, phụ lục 3, mức ý nghĩa sig của giá trị trung bình PGR, PLR cho nam và nữ lần lượt là 0.175 và 0.378 đều lớn hơn 0.1 có nghĩa là khơng có sự khác biệt trong giá trị trung bình PGR, PLR của mẫu dành cho nam và mẫu dành cho nữ. Tuy nhiên, trong nghiên cứu của Brad M. Barber, Yi-Tsung Lee, Yu-Jane Liu, Terrance Odean (2007) cho
rằng, những nhà đầu tư nam lại là những người hiện thực hóa các khoản lãi nhanh hơn so với nữ.
3.2.2 Phân tích tác động đồng thời của các nhân tố lên hiệu ứng ngược vị thế
Sau khi mô tả dữ liệu và phân tích hồi quy đơn biến từng nhân tố giá trị giao dịch, số lượng giao dịch, độ tuổi, thời gian kích hoạt tài khoản và giới tính lên hiệu ứng ngược vị thế. Tơi tiến hành phân tích tác động đồng thời của những nhân tố trên đến việc nhà đầu tư có xu hướng bán cổ phiếu lời quá sớm và giữ cổ phiếu lỗ quá lâu, với hàm số: DE = a + b1* ln(gtgd) + b2*ln(slgd) + b3*ln(tuoi) + b4*ln(tgkh) + b5*Dgtinh.
Theo bảng 3.13, biến ln(gtgd) có mối tương quan mạnh nhất với những biến còn lại trong mơ hình. Trong đó, tương quan giữa ln(gtgd) và ln(slgd) là mạnh nhất. Điều này cho thấy giá trị giao dịch có mối quan hệ tương đối chặt chẽ với số lượng giao dịch, những nhà đầu tư có giao dịch càng nhiều thì giá trị giao dịch càng lớn.