CHƯƠNG 2 : DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP
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.
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 khốn 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 không 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 khoán Việt Nam. Điều này không 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 không 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 không 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
Tôi 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, tôi 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.