Đánh giá thang đo

4.3.1 Phân tích nhân tố EFA

Phân tích nhân tớ khám phá (Explorator y Factor Anal ysis) là phƣơng pháp phân tích th ớng kê dùng để rút gọn một tập hợp nhiều biến quan sát có mới tƣơng quan v ới nhau thành m ột tập biến (gọi là các nhân t ớ) ít hơn để chúng có ý nghĩa hơn nhƣng vẫn chứa đựng hầu hết nội dung thông tin của tập biến ban đầu. Khi các biến quan sát sẽ đƣợc sử dụng trong phân tích nhân t ớ khám phá EFA với các yêu cầu sau:

• Hệ sớ KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) ≥ 0.5 với mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett ≤ 0.05 có ý nghĩa thống kê.

2.6 2.65 2.7 2.75 2.8 2.85 2.9 2.95 3 3.05 3.1 R1 R2 R3

• Hệ sớ tải nhân tớ (Factor loading) ≥ 0.5

• Thang đo đƣợc chấp nhận khi tổng phƣơng sai trích ≥ 50% và hệ số Eigenvalue >1

Khác biệt hệ số tải nhân t ố của một biến quan sát giữa các nhân t ố phải lớn hơn 0,3 để đảm bảo giá trị phân biệt giữa các nhân t ố. Khi phân tích EFA v ới thang đo yếu tố tâm lý , tác giả sử dụng phƣơng pháp tríc h Principal Component Anal ysis v ới phép xoa y Varimax và đi ểm dừng trích các yếu tớ có eigenvalue >1.

Kết quả phân tích nhân t ố cho thấ y 17 biến quan sát đƣ ợc chia thành 5 nhân tố. Hệ số KMO = .58 nên EFA phù h ợp với dữ liệu.

Phƣơng sai trích đạt 66,62% thể hiện 5 nhân tố giải thích đƣợc gần 66,62% biến thiên của dữ liệu, do v ậ y các thang đo rút ra ch ấp nhận đƣợc. Điểm dừng trích các yếu tớ tại nhân tố thứ 5 với Eigenvalue=1.64 3. Hệ số tải nhân tố của các biến quan sát còn lại đều lớn hơn 0.5.

Nhân tố thứ nhất, quá tự tin (O) đƣợc đo lƣ ờng bởi O2, O3, O4, biến quan sát O1 bị loại vì không phù hợp trong việc đo lƣờng tâm lý quá tự tin.

Nhân tố thứ hai, tâm lý lạc quan (EO) đƣợc đo lƣờng bởi các biến quan sát EO1, EO2, EO3, EO4.

Nhân tố thứ ba, tâm lý bầy đàn (H) đƣợc đo lƣờng H1, H2, H4, biến quan sát H3 bị loại vì khơng phù hợp trong việc đo lƣờng tâm lý tâm lý bầy đàn.

R4.

Nhân tớ thứ năm, tình h́ng điển hình (RE) đƣợc đo lƣờng RE1, RE2, RE3.

Bảng 4.7: K ết quả phân tích EFA

STT TÊN BIẾN

NHÂN TỐ TÊN NHÂN TỐ

1 2 3 4 5

1 O2 .766

Quá tự tin 2 O3 .832 3 O4 .911 4 EO1 .655 Tâm lý lạc quan 5 EO2 .636 6 EO3 .836 7 EO4 .746 8 H1 .748

Tâm lý bày đàn 9 H2 .841

10 H4 .985 11 R1 .865

Thái độ với rủi ro 12 R2 .795 13 R3 .727 14 R4 .802 15 RE1 .756 Tình h́ng điển hình 16 RE2 .772 17 RE3 .764

4.3.2 Kiểm tra độ tin cậy của các thang đo các yếu tố tâm lý bằng Cronbach’s Alpha

Đánh giá độ tin cậy thông qua Cronbach’s Alpha. Các nhân tố đều có Cronbach’s Alpha lớn hơn 0.6 và hệ số tƣơng quan biến tổng lớn hơn 0.3. Do đó, cả 5 nhân tố đều đạt độ tin cậy, và đƣợc đƣa vào mơ hình hồi quy bội để xem xét ảnh hƣởng đến hiệu quả đầu tƣ.

Bảng 4.8: Độ tin cậy của các thang đo các yếu tớ tâm lý

Biến quan sát Trung bình thang đo nếu loại biến Phư g sai thang đo nếu loại biến Tư ng quan biến tổng Cronbach's alpha nếu loại biến

(1) Quá tự tin Cronbach's Alpha = .804

O2 7.70 2.027 .564 .823

O3 7.62 1.798 .609 .791

O4 6.34 2.027 .832 .589

(2) Tâm lý lạc quan Cronbach's Alpha = .719

EO1 9.6358 3.953 .460 .684

EO2 9.1523 4.330 .399 .715

EO3 9.7417 3.166 .648 .563

EO4 9.3576 3.205 .541 .640

(3) Thái độ với rủi

ro Cronbach's Alpha = . 832

R1 8.07 5.956 .690 .779

R2 8.19 6.712 .686 .776

R4 8.32 6.634 .689 .775 (4) Tâm lý bày đàn Cronbach's Alpha = .841

H1 4.71 3.688 .592 .882 H2 5.03 3.459 .647 .836 H4 4.50 1.852 .978 .470 (5) Tình h́ng điển hình Cronbach's Alpha = .680 RE1 5.96 2.145 .514 .569 RE2 5.83 1.997 .527 .545 RE3 5.68 1.832 .455 .653

4.3.3 Thang đo hiệu quả đầu tư

Để đảm bảo độ tin cậy và độ kết dính của các nhân tớ của hiệu quả đầu tƣ đã đƣa ra ở phần cơ sở lý thuyết, chúng ta cũng sẽ phải tiến hành phân tích nhân t ố đối với các nhân tố của hiệu quả đầu tƣ. Mong đ ợi của chúng ta là các nhân t ố nà y sẽ cùng nhau tạo thành một nhân t ớ (phạm trù) có Eigenvalue l ớn hơn 1. Điều đó có nghĩa là hai yế u tố đo lƣờng hiệu quả đầu tƣ có độ kết dính cao và cùng thể hiện một phạm trù.

Sau khi phân tích EFA, hai bi ến quan sát của hiệu quả đầu tƣ đƣ ợc nhóm thành 1 nhân t ớ. Khơng có bi ến quan sát nào b ị loại. EFA phù h ợp với hệ số KMO = 0.5, phƣơng sai trích > 62%; các bi ến quan sát có h ệ sớ tải nhân tố trên 0.5, mức ý nghĩa kiểm định của Bartlett là 0.002.

Bảng 4.9: Đánh giá thang đo hiệu quả đầu tƣ. Kaiser-Me yer-Olkin .500 ,

Sig.002

Nhân tố

Y1 .791

Phƣơng sai trích 62.53 Eigenvalues 1.25 1

4.4 Kiểm định mơ hình và gi ả thút nghiên cứu

Sau khi qua giai đoạn phân tích nhân tớ, có 5 nhân tớ đƣợc đƣa vào kiểm định mơ hình. Giá tr ị nhân tố là trung bình của các biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó. Kết quả của phân tích hồi qu y sẽ đƣợc sử dụng để kiểm định các giả thu yết. Mơ hình hồi qu y có dạng sau:

Y= βo + β1O+ β2EO+ β3H+ β4R+ β5RE+ ε

(Trong đó: βo : hằng số hồi quy, βi: trọng số hồi quy, ε : sai số)

4.4.1 Phân tích tư ng quan

Giữa các bi ến độc lập và biến phụ thuộc. Nếu các biến có tƣơng quan chặt chẽ thì phải lƣu ý đến vấn đề đa cộng tu yến khi phân tích h ồi quy, giá trị phân biệt sẽ tồn tại giữa hai biến khi hệ số tƣơng quan nhỏ hơn 0.85 (John and Benet- Martinez, 2000). Theo ma trận tƣơng quan thì các biến đều có tƣơng quan nhỏ hơn 0.85. H ệ số tƣơng quan biến phụ thuộc là hiệu quả đầu tƣ v ới các biến độc lập ở mức tƣơng đối, trong đó thái độ với rủi ro là cao nhất (0.450). Do đó, ta có th ể kết luận các biến độc lập này có thể đƣa vào mơ hình để giải thích cho biến hiệu quả đầu tƣ.

Bảng 4.10: Ma trận tƣơng quan giữa các biến Hiệu quả đầu tƣ (1) Quá tự tin (2) Tâm lý lạc quan (3) Thái độ với rủi ro (4) Tâm lý bày đàn (5) Tình h́ng điển hình Hiệu quả đầu

tƣ 1.000

(1) Quá tự tin .354 1.000 (2) Tâm lý lạc

quan -.052 -.123* 1.000 (3) Thái độ với

rủi ro -.450*** -.28*** .158** 1.000 (4) Tâm lý bày

đàn .327*** -.025 -.129* .114* 1.000 (5) Tình h́ng

điển hình -.385*** -.009 .139** -.008 -.193* 1.000 (*** mức ý nghĩa 1%; ** mức ý nghĩa 5%, * mức ý nghĩa 10%)

4.4.2 Phân tích hồi quy

Phân tích h ồi qu y đƣợc thực hiện với 5 biến độc lập bao gồm : (1) Quá tự tin, (2) Tâm lý lạc quan, (3) Thái độ với rủi ro, (4) Tâm lý bày đàn, (5) Tình h́ng điển hình và bi ến phụ thuộc là Hiệu quả đầu tƣ (Y). Kết quả thống kê mô t ả của các biến đƣa vào phân tích h ồi qu y :

Bảng 4.11: Thống kê mô tả các biến phân tích hồi quy Trung bình Độ lệch

chuẩn

Kích thƣớc mẫu

Hiệu quả đầu tƣ 3.0927 .32865 151 (1) Quá tự tin 3.6843 .63455 151 (2) Tâm lý lạc quan 3.1573 .61007 151 (3) Thái độ với rủi ro 2.3731 .83349 151 (4) Tâm lý bày đàn 2.7649 .84372 151 (5) Tình h́ng điển hình 2.9117 .65512 151

Giá trị của các biến độc lập đƣợc tính trung bình d ựa trên các bi ến quan sát thành ph ần của các biến độc lập đó. Giá trị của biến phụ thuộc là giá trị trung bình của các biến quan sát về hiệu quả đầu tƣ. Phân tích đƣợc thực hiện bằng phƣơng pháp Enter. Các biến đƣợc đƣa vào cùng một lúc để xem biến nào đƣ ợc chấp nhận. Kết quả phân tích h ồi qu y nhƣ sau:

Kết quả cho th ấ y mơ hình hồi qu y đƣa ra tƣơng đ ối phù hợp với mức ý nghĩa 0.05. Hệ số R2 hiệu chỉnh 0.521, nghĩa là 52% hiệu quả đầu tƣ đƣợc giải thích bởi 5 biến độc lập là: (1) Quá tự tin (2) Tâm lý bầy đàn (3) Thái độ với rủi ro (4) Tâm lý lạc quan (5) Tình h́ng điển hình. Cịn lại 48% xu hƣớng tiêu dùng đƣ ợc giải thích bằng các yếu tớ khác.

Bảng 4.11: Hệ sớ R2

Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số ƣớc lƣợng 1 .722a .521 .505 .23130

Kiểm định F sử dụng trong b ảng phân tích phƣơng sai là phép ki ểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Ý tƣởng của kiểm định này về mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Trong b ảng phân tích ANOVA, ta th ấ y giá tr ị sig. rất nhỏ (sig. = 0.000), nên mơ hình h ồi qu y phù h ợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng đƣợc.

Bảng 4.12: Phân tích ANOVA

M hình Tổng các bình phư ng df Bình phư ng trung bình F Sig. 1

Phần hồi quy 8.444 5 1.689 31.566 .000b

Phân dư 7.758 145 .054

Tổng cộng 16.202 150 a. Biến phụ thuộc: Y

b. Biến dự đoán: (Constant), CAURE, CAUR, CAUEO, C AUH, CAUO Bảng 4.13: Kết quả mơ hình hồi quy bằng phƣơng pháp Enter

M hình

Hệ số chưa chuẩn hóa

Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa c ng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Toleranc e VIF (Constan t) 3.034 .207 14.65 4 .000 CAUO .130 .031 .251 4.180 .000 .913 1.096

CAUEO .075 .032 .139 2.341 .021 .934 1.071 CAUR -.172 .024 -.441 -7.232 .000 .888 1.126 CAUH .132 .023 .336 5.652 .000 .935 1.070 CAURE -.171 .030 -.341 -5.776 .000 .949 1.053 a. Biến phụ thuộc: Y

Trong kết quả trên, n ếu sig. < 0.05 tƣơng đƣơng v ới độ tin cậ y 95 % và |t| > 2 thì nhân t ớ đó đƣợc chấp nhận, có nghĩa là nó có s ự tác động đến hiệu quả đầu tƣ. Kết quả hồi quy cho thấy có 5 nhân tớ thỏa mãn điều kiện.

Hệ số hồi qu y thể hiện dƣới hai dạng: (1) chƣa chuẩn hóa (Unstandardized) và (2) chu ẩn hóa (Standardized). Vì h ệ số hồi qu y chƣa chuẩn hóa (B), giá tr ị của nó phụ thuộc vào thang đo cho nên chúng ta không th ể dùng chúng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng m ột mơ hình đƣ ợc. Hệ số hồi qu y chu ẩn hóa (beta, ký hi ệu β) là hệ số chúng ta đã chu ẩn hóa các biến. Vì v ậ y chúng đƣợc dùng để so sánh mức độ tác động của các biến phụ thuộc vào biến độc lập. Biến độc lập nào có trọng sớ nà y càng l ớn có nghĩa là biến đó có tác động mạnh vào biến phụ thuộc.Vì thế, phƣơng trình hồi quy tu yến tính đƣợc thể hiện nhƣ sau:

Y = 0.251O + 0.139EO +( -0.441)R +0.336H +( -0.341)RE + ε

4.4.3 Kết quả nghiên cứu

Dựa trên kết quả của mô hình hồi quy, các yếu tố tâm lý tác động đến hiệu quả đầu tƣ bao gồm: (1) Quá tự tin (2) Tâm lý bầy đàn (3) Thái độ với rủi ro (4) Tâm lý lạc quan (5) Tình h́ng điển hình.

tác động đến hiệu quả đầu tƣ ở mức (0.251), tâm lý lạc quan (0.139), tâm lý bầy đàn (0.336). Barber and Odean (2011) cho rằng quá tự tin là tốt, do việc lựa chọn đầu tƣ là một việc khó khăn nên các nhà đầu tƣ cần tự tin vào quyết định của mình. Ngoài ra, Statman et al. (2003), Glaser và Weber (2003), Graham et al. (2006), Grinblatt và Keloharju (2009) đã có những nghiên cứu thực nghiệm về lý thu yết giao d ịch quá mức, và kết quả những nghiên cứu nà y đã cho th ấy thái độ tự tin quá mức của nhà đầu tƣ ảnh hƣởng đến tần suất và khối lƣợng giao dịch, điều đó sẽ làm tăng chi phí và giảm lợi nhuận của nhà đầu tƣ. Nhƣng bài nghiên cứu lại cho thấ y rằng các nhà đầu tƣ tự tin lại là những đạt hiệu quả đầu tƣ. Heaton, Gervais, và Odean (2002) cho rằng s ự lạc quan quá mức lại dẫn tới tác động ngƣợc chiều vì nó có th ể khiến nhà quản trị chấp nhận đầu tƣ vào các cơ hội có NPV âm và tin tƣởng rằng quyết định đó sẽ đem đến NPV dƣơng; nhƣng bài nghiên cứu lại cho thấy một tác đ ộng cùng chiều. Điều này có thể lý giải vì các nhà đầu tƣ Việt Nam khi đƣợc hỏi đều đã từng đầu tƣ mạnh vào thời điểm chứng khoán phát triển nóng, khi đó các nhà đầu tƣ quan niệm cứ đầu tƣ là thắng và tin rằng thị t rƣờng sẽ tiếp tục tăng điểm. Tâm lý bày đàn tác động cùng chiều với hiệu quả đầu tƣ (0.336), cho thấy rằng các nhà đầu tƣ theo đám đông lại là những ngƣời thành công. Điều này là do thị trƣờng Việt Nam còn non trẻ, thiếu thông tin nên các nhà đầu tƣ có xu hƣớng đi theo đám đông, và tháo chạy khỏi thị trƣờng cũng theo đám đông, khi mà th ị trƣờng đã d ịch chu yển theo hƣớng xấu quá nhanh dƣới tác động của tâm lý bán tháo để vớt vát lại vốn của các nhà đầu tƣ cá nhân nhỏ lẻ.

Các nhân tố tác động ngƣợc chiều với hiệu quả đầu tƣ bao gồm: thái độ với rủi ro (-0.441), tình h́ng điển hình ( -0.341).

Bài nghiên cứu cho thấy các nhà đầu tƣ thích rủi ro lại có hiệu quả đầu tƣ thấp. Điều này có thể nhận thấy rõ ở thị trƣờng Việt Nam khi thị

trƣờng xuống dốc, các nhà đầu tƣ cứ khăng khăng nắm giữ cổ phiếu của mình, hay chọn những cổ phiếu biến động giá mạnh tức là khi một cổ phiếu giảm giá mạnh thì tăng cƣ ờng mua vào; nhƣng thị trƣờng Việt Nam lại sau khi tăng đến cực điểm thì trƣợt dớc trong một thời gian dài và hiện tại vẫn không rõ xu hƣớng. Tversky và Kahneman (1974) tình hu ớng điển hình là ngƣời ta đánh giá xác suất xảy ra của những sự kiện trong tƣơng lai dựa vào sự tƣơng đồng với một tình h́ng điển hình nào đó trong quá khứ; bài nghiên cứu cho thấy tình h́ng điển hình tác động ngƣợc chiều với hiệu quả đầu tƣ vì những điều trong quá khứ không thể phản ánh đƣợc tƣơng lai.

4.4.4 Dò tìm sự vi phạm các giả định hồi quy

4.4.4.1 Giả định quan hệ tuyến tính gi a biến phụ thuộc và các biến độc lập cũng như hiện tượng phư ng sai thay đổi

(heteroskedasticity)

Để kiểm tra giả định này bằng cách vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dƣ và giá trị dự đoán mà mơ hình hồi quy tuyến tính cho ra. Các nhà nghiên cứu hay vẽ biểu đồ phân tán giữa 2 giá trị này đã đƣợc chuẩn hóa (standardized) v ới phần dƣ trên trục tung và giá tr ị dự đoán trên tr ục hoành. N ếu giả định liên hệ tu yến tính và phƣơng sai b ằng nhau đƣ ợc thỏa mãn, thì ta s ẽ khơng nhận thấ y có liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán với phần dƣ, chúng sẽ phân tán ngẫu nhiên Đồ thị cho thấy phần dƣ phân tán ngẫu nhiên trong m ột vùng xung quanh đƣ ờng đi qua tung đ ộ 0 chứ không t ạo thành m ột hình d ạng nào. Nhƣ vậ y giá trị dự đoán và phần dƣ độc lập nhau và phƣơng sai của phần dƣ không thay đổi. Nhƣ vậy mơ hình hồi qu y phù h ợp.

Hình 4.1: Đồ thị Scatterplot

4.4.4.2 Giả định về phân phối chuẩn của phần dư

Phần dƣ có thể không tuân theo phân ph ối chuẩn vì những lý do nhƣ: sử dụng sai mơ hình, phƣơng sai không ph ải là hằng số, số lƣợng các phần dƣ, không đ ủ nhiều để phân tích. Một cách kh ảo sát đơn gi ản nhất là xâ y d ựng bi ểu đồ tần số của các phần dƣ.

Biểu đồ tần số của phần dƣ chuẩn hóa cho th ấ y một đƣờng cong phân phối chuẩn đƣợc đặt chồng lên biểu đồ tần số. Thật không h ợp lý khi chúng ta k ỳ vọng rằng các phần dƣ quan sát có phân ph ới hồn tồn chuẩn vì ln ln có nh ững chênh l ệch do lấ y mẫu. Nga y cả khi các sai sớ có phân phới chuẩn trong t ổng thể đi nữa thì phần dƣ trong mẫu quan sát cũng chỉ xấp xỉ chuẩn mà thôi. Ở đây, ta có thể nói phân phới phần dƣ xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean = 0.00, và đ ộ lệch chuẩn Std.Dev. = 0.98 tức là gần bằng 1). Do đó có thể kết luận rằng giả thiết phân ph ối chuẩn không b ị vi phạm.

Hình 4.2: Đồ thị Histogram

4.4.4.3 Gi ả định khơng có mối tư ng quan gi a các biến độc lập (đo lường đa cộng tuyến)

Đa cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tƣơng quan chặt chẽ với nhau. Vấn đề của hiện tƣ ợng đa cộng tu yến là chúng cung cấp cho mơ hình nh ững thông tin r ất giớng nhau, và r ất khó tách rời ảnh