Các biến sau khi được kiểm tra độ tin cậy bằng hệsố Cronbach’s Alpha và hệ số tương quan biến tổng sẽ tiếp tục được kiểm tra mức độ tương quan của chúng theo nhóm biến. Phân tích nhân tố được sử dụng khi hệ số Kaiser-Mayer-Olkin (KMO) có giá trị lớn hơn 0.5 (Garson, 2003). Các hệ số chuyển tải nhân tố (factor loading) nhỏ hơn 0.4 sẽ tiếp tục bị loại khỏi nhóm biến để đảm bảo sự hội tụ giữa các biến trong một nhân tố; điểm dừng khi eigenvalue lớn hơn 1 và tổng phương sai trích lớn hơn 0.5 (Gerbing & Anderson, 1998). Trong nghiên cứu này,phương pháp Prinipal Compoenent với phép quay Varimaxsẽ được sử dụng để phân tích nhân tố.
3.3.3.1 Phân tích nhân tố biến độc lập
Tất cả có 14 biến quan sát ban đầu sau khi kiểm định sự tin cậy bằng hệ số Cronbach’s Alpha đều thỏa mãn vàđược đưa vào phân tích nhân tố khám phá. Kết quả phân tích nhân tố EFA thể hiện như sau:
Bảng 3.9 : Kết quả phân tích nhân tố EFA các biến độc lập
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .852 Approx. Chi-Square 1518.208
df 91
Bartlett's Test of Sphericity
Sig. .000
Hệ sốKMO = 0.852 > 0.5 cho thấy giả thuyết về ma trận tương quan tổng thể là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, mức ý nghĩa kiểm định Bartlett = 0.000 < 0.05 nên các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể.
Kết quả phân tíchở Bảng 3.9 cho thấy 4 nhân tố được trích tại điểm eigenvalue 1.065 và phương sai trích là 73.798% > 50% cho thấy có 73.798% biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi 4 nhân tố.
Bảng 3.10 :Phân tích phương sai tổng thể
Total Variance Explained
Initial Eigenvalues
Extraction Sums of Squared
Loadings Rotation Sums of Squared Loadings
Factor Total
% of
Variance Cumulative % Total
% of
Variance Cumulative % Total % of Variance
Cumulative % 1 6.772 48.371 48.371 6.772 48.371 48.371 3.384 24.169 24.169 2 1.355 9.680 58.050 1.355 9.680 58.050 2.569 18.348 42.517 3 1.140 8.140 66.191 1.140 8.140 66.191 2.542 18.156 60.673 4 1.065 7.607 73.798 1.065 7.607 73.798 1.837 13.125 73.798 5 .765 5.462 79.260 6 .593 4.238 83.498 7 .469 3.350 86.848 8 .436 3.114 89.962 9 .373 2.664 92.626 10 .246 1.760 94.386 11 .241 1.721 96.107 12 .209 1.495 97.603 13 .203 1.453 99.055 14 .132 .945 100.000 Extraction Method: Principal Component Analysis.
Trong 4 nhân tố trích được ta quan sát thấy:
Nhóm nhân tố thứ 1(nhân tố X1): Bao gồm các biếnRG1, RP1, OV1 và RG2
Các hệ số tải nhân tố (factor loading) lớn nhất của mỗi biến quan sát đều trên 0.5 nên không có biến nào bị loại khỏi mô hình nghiên cứu.
Bốn biến quan sát RG1,RP1,OV1 và RG2 được nhập lại thành một với các hệ số tải nhân tố tương đối cao. Các biến quan sát này nói đến sự nuối tiếc, sự tự tin vào bản thân và sở thích đầu tư vào các cổ phiếu đang “hot” trên thị trường. Mặc dù về mặt lý thuyết 4 biến quan sát này nằm ở ba khái niệm khác nhau nhưng trong phạm vi của đề tài nghiên cứu thìcác nhà đầu tư cá
nhân Tp.Hồ Chí Minh đã có ý đồng nhấtba nhân tố này thành một tạo thành một biến quan sát mới và được gọi tên là «HÀNH VI TỰ TIN VÀ TIẾC NUỐI» (biến X1)
Nhóm nhân tố thứ2 (nhân tố X2): Bao gồm các biếnLA2, LA1, HB2 và LA3
Các biến quan sát này đều có hệ số tải nhân tố trên 0.5 nên không bị loại khỏi mô hình.
Các biến quan sát LA2,LA1 và LA3 nói đến sự ác cảm đối với các khoản lỗ của nhà đầu tư cá nhân còn HB2 nói về niềm tin vào người thân, bạn bè và đồng nghiệp. Các biến này được gộp chung với nhau và được gọi là «HÀNH VI GHÉT LỖ» (biếnX2)
Rotated Component Matrixa (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Component 1 2 3 4
RG1 Chan chu, nuoi tiec viec ban cat lo co phieu khi dang o trang thai thua lo .831 RP1 Thich dau tu vao cac co phieu dang "hot" tren thi truong .812 OV1 Tu tin vao kha nag phan tich va kinh nghiem du bao thi truong cua ban than .749 RG2 Voi vang ban di cac co phieu khi chuyen doi tu trang thai lo sang trang thai lai .733 LA2 So rui ro gia tang khi dang o trang thai duong .843 LA1 Cam giac dau kho khi thua lo nhieu hon muc vui mung khi dat duoc khoan loi nhuan voi cung 1 don vi gia tri .744 HB2 Ra quyet dinh dua tren cac thong tin cua nguoi than, ban be va dong nghiep .714 LA3 San sang chap nhan rui ro nhieu hon khi o trang thai am .605 HB4 Ra quyet dinh dua vao khuyen nghi cua cac chuyen gia tren cac phuong tien thong tin dai chung .791 HB1 Xuoi theo xu huong so dong tren thi truong khi phai ra quyet dinh trong khoang thoi gian ngan .752 HB3 Ra quyet dinh dua vao tinh hinh giao dic h cua Nha dau tu nuoc ngoai .704 AN1 So sanh voi gia ban truoc day khi muon quyet dinh mua lai .870 RP2 Gan ket qua tang truong trong qua khu cho ket qua tang truong o hien tai .504 .674 AN2 Bi anh huong boi nhung kinh nghiem da trai qua tren thi truong .525 Extraction Method: Principal Component Analysis.
Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 7 iterations.
Nhóm nhân tố thứ 3 (X3): Bao gồm các biếnHB4, HB1 và HB3
Trong nhóm biến quan sát này các hệ số factor loading đều thỏa mãn yêu cầu (lớn hơn 0.5) nên sẽ được đưa vào mô hình nghiên cứu.Nhóm biến này vẫn giữ tên nhưmô hình nghiên cứu đề nghị là «HÀNH VI BẦY ĐÀN» (X3)
Nhóm nhân tố thứ 4 (X4): Bao gồm các biến AN1,RP2 và AN2
Các biến quan sát của nhóm này cũng đều có các hệ số factor loading thỏa mãn yêu cầu (lớn hơn 0.5).
Nhóm biến quan sát này nói đến những kinh nghiệm và sự hồi tưởng của nhà đầu tư về những kinh nghiệm đó khi cần đánh giá các vấn đề mang tính chất tương tự trong hiện tại nên được gọi là «HÀNH VI HỒI TƯỞNG KINH NGHIỆM QUÁ KHỨ» (biếnX4)
3.3.3.2 Phân tích nhân tố biếnphụ thuộc (Y)
«QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ» (biến Y)của nhà đầu tư cá nhân được đo lường bằng bốn biến quan sát (P,T,I,F) và được phân tích theo phương pháp Prinipal Compoenent với phép quay Varimax. Các biến quan sát có hệ số factor loading nhỏ hơn 0.5 sẽ bị loại vì khôngđảm bảo đủ độ hội tụ với các biến còn lại trong thang đo. Kết quả phân tích như sau:
Bảng 3.11 : Kết quả phân tích EFA biến phụ thuộc
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .827 Approx. Chi-Square 394.856
df 6
Bartlett's Test of Sphericity
Sig. .000
Bốn biến quan sát T,I,F,P được rút thành một nhân tố. Hệ số tải nhân tố của các biến quan sát đều trên 0.5. Phương sai trích bằng 74.905% > 50%. Mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett = 0.000 < 0.05 nên các biến quan sát tương quan với nhau trên phạm vi tổng thể. Hệ số KMO = 0.827 > 0.5 nên phân tính nhân tố là phù hợp.
Total Variance Explained
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Component Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 2.996 74.905 74.905 2.996 74.905 74.905 2 .456 11.392 86.297
3 .297 7.430 93.727 4 .251 6.273 100.000 Extraction Method: Principal Component Analysis.
Component Matrixa
Component 1 T Xu huong cua gia trong qua khu .904
I Thong tin kinh te trong va ngoai nuoc .871 F Loi nhuan va tinh hinh kinh doanh cua cac Cty .866 P Su bien dong o thoi diem hien tai cua gia chung
khoan .819
Extraction Method: Principal Component Analysis. a. 1 components extracted.
3.3.3.3 Mô hình nghiên cứu điều chỉnh:
Từ kết quả phân tích EFA cho thấy các biến đo lườngsự tác động của nhân tố hành vi đến tiến trình ra quyết định đầu tư của nhà đầu tư cá nhân Tp.Hồ Chí Minh được nhóm thành 4 nhân tố chính là: X1,X2,X3,X4
Như vậy, mô hình nghiên cứu ban đầu được điều chỉnh sau cùng như sau:
X1 X3 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
X4 X2
3.3.4 Hồi quy tuyến tính
3.3.4.1Phân tích tương quan:
Bảng 3.12 : Ma trận tương quan giữa các nhân tố
Correlations X1 X2 X3 X4 Y Pearson Correlation 1 .000 .000 .000 .383** Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 .000 X1 N 176 176 176 176 176 Pearson Correlation .000 1 .000 .000 .256** Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 .001 X2 N 176 176 176 176 176 Pearson Correlation .000 .000 1 .000 .254** Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 .001 X3 N 176 176 176 176 176 Pearson Correlation .000 .000 .000 1 .176* Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 .019 X4 N 176 176 176 176 176 Pearson Correlation .383** .256** .254** .176* 1 Sig. (2-tailed) .000 .001 .001 .019 Y N 176 176 176 176 176
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Từ bảng ma trận tươngquan giữa các nhân tố cho thấy các nhóm nhân tố hành vi tài chính có mối tương quan cùng chiều và chặt chẽ đến tiến trình ra quyết định của nhà đầu tư (sig < 0.05) . Tuy nhiên hệ số tương quan Pearson Correlation của cả bốn nhóm nhân tố hành vi đối với tiến trình ra quyết định điều nhỏ hơn 0.5 điều này cho thấy các nhân tốhành vi không phải là yếu tố chi phối chính yếu đến tiến trình ra quyết địnhcủa các nhà đầu tư cá nhân Tp.Hồ Chí Minh.
3.3.4.1 Phân tích hồi quy:
Ta tiến hành phân tích hồi quy để xác định cụ thể trọng số của từngnhân tố hành vi tác động đến tiến trình ra quyết định của nhà đầu tư. Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 4 biến độc lập X1, X2, X3, X4 và một biến phụ thuộc Y. Giá trị của các yếu tố được dùng để chạy hồi quy là giá trịchuẩn hóa của các biến quan sát đã được kiểm định. Phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp hồi quy tổng thể các biến (phương pháp enter) với phần mềm SPSS 16.0
Kết quả hồi quy được thể hiện như sau:
Bảng 3.13 : Tóm tắt mô hình hồi quy
Variables Entered/Removedb
Model Variables Entered Variables Removed Method 1 X4, X2, X3, X1a . Enter a. All requested variables entered.
b. Dependent Variable: Y
ANOVAb
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. Regression 53.976 4 13.494 19.066 .000a Residual 121.024 171 .708 1 Total 175.000 175 a. Predictors: (Constant), X4, X3, X2, X1 b. Dependent Variable: Y1 Model Summaryb Change Statistics Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change Durbin- Watson 1 .555a .308 .292 .84127500 .308 19.066 4 171 .000 1.852 a. Predictors: (Constant), X4, X2, X3, X1 b. Dependent Variable: Y
Coefficientsa
Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients Collinearity Statistics Model B Std. Error Beta t Sig. Tolerance VIF
(Constant) -8.356E-17 .063 .000 1.000 X1 .383 .064 .383 6.029 .000 1.000 1.000 X2 .256 .064 .256 4.033 .000 1.000 1.000 X3 .254 .064 .254 3.993 .000 1.000 1.000 1 X4 .176 .064 .176 2.775 .006 1.000 1.000 a. Dependent Variable: Y1 Nhận xét:
Giá trị Sig.F change nhỏ hơn 0.05, ta thấy các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%. Như vậy các biến độc lập trong mô hình (biến X1,X2,X3,X4)có quan hệ đối với biến phụ thuộc (Y)
Kết quả hồi qui cho thấy cả 4 biến độc lậpX1 (Hành vi tự tin và tiếc nuối), X2 (Hành vi ghét lỗ), X3 (Hành vi bầy đàn), X4 (Hành vi hồi tưởng kinh nghiệm) đềucóảnh hưởng đếntiến trình ra quyết định của các nhà đầu tư cá nhân vì hệ số Sig của cả bốn biến đều dưới0.5%
Hệ số R2 hiệu chỉnh trong mô hình này là 0.292%. Điều này cho thấy có 29.2% sự biến thiên của tiến trình ra quyết định (Y) được giải thích chung bởi 4 biến nêu trên.
Hệ số VIF của các biến độc lập trong mô hình đều nhỏ hơn 2 do đó hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập không có ảnh hưởng đáng kể đến mô hình hồi qui.
Trị số thống kê Deurbin-Watson có giá trị tiến gần 2 (1.852) cho biết các phần dư không có tương quan với nhau.
Phân tích ANOVA cho thấy thông số F có Sig. = 0, chứng tỏ rằng mô hình hồi qui xây dựng được là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập được.
Như vậy, mô hình hồi qui tuyến tính sẽ là:
Hay: 0.383 Hành vi tự tinvà tiếc nuối
0.256 Hành vi ghét lỗ
Quyết định đầu tư 0.254 hành vi bầy đàn
0.176 Hành vi hồi tưởng kinh nghiệm quá khứ (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
3.3.5 Kiểm định mô hình
3.3.5.1 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến của hàm hồi quy
Đa cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Nhìn vào bảng 3.12 “Tóm tắt các hệ số hồi quy”, ta thấy các biến có giá trị sig. rất nhỏ cho thấy mô hình sử dụng là phù hợp và các biến đều đạt tiêu chuẩn chấp nhận (Tolerance>0,0001). Thêm vào đó, tiêu chí Collinearity diagnostics (chuẩn đoán hiện tượng đa cộng tuyến) với hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor) của các biến độc lập trong mô hình đều nhỏ hơn 2 thể hiện tính đa cộng tuyến của các biến độc lập là không đáng kể.
3.3.5.2Phân tích phương sai (Kiểm định Anova):
Phân tích Anova để xem xét mối quan hệ giữa thời gian tham gia thị trường chứng khoán; số vốn đầu tư vào chứng khoán và chiến lược đầu tư chứng khoán có tác động như thế nào đến hành vi ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân Tp.Hồ Chí Minh
Bảng 3.14 : Kết quả kiểm định Anova
ANOVA
Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups 7.878 11 .716 .653 .781 Within Groups 179.935 164 1.097
Time Thoi gian tham gia thi truong chung khoan nha dau tu ca nhan tai Tp.HCM
Total 187.812 175
Between Groups 6.944 11 .631 .723 .716 Within Groups 143.216 164 .873
Capital Von dau tu chung khoan
Total 150.159 175
Between Groups 1.896 11 .172 .775 .664 Within Groups 36.462 164 .222
Strategy Chien luoc dau tu
Total 38.358 175
Kết quả phân tích Anova cho thấyvới mức ý nghĩacủa cả 3 chỉ tiêu đều lớn hơn 0.05 nên mức độ tác động của 3 chỉ tiêu này đến hành vi ra quyết định xét cho từng nhóm nhà đầu tưlà không có ý nghĩa.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 3
Chương3 là khảo sát thực tế lấy ý kiến đánh giá của các nhà đầu tư cá nhân về sự tác động của các nhân tố hành vi đến quyết định đầu tư tài chính của họ.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK Tp.HCM chịu sự chi phối bởi hành vi tự tin và tiếc nuối, hành vi ghét lỗ, hành vi bầy đàn và hành vi hồi tưởng kinh nghiệm quá khứ. Kết quả nghiên cứu này sẽ là cơ sở để tác giả đưa ra những kết luận và đề ra các khuyến nghị nhằm hạn chế những tác động tiêu cực của nhân tố hành vi đếncác quyết định đầu tư của các nhà đầu tư cá nhântrong chương4 của đề tài.
CHƯƠNG 4
KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ
4.1. Thảo luận về kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu khám phá cho thấy rằng những nhân tố hành vi ảnh hưởng đến tiến trình ra quyết định đầu tư của nhà đầu tư cá nhân Thành phố Hồ Chí Minh là hành vi tự tin và tiếc nuối, hành vi ghét lỗ, hành vi bầy đàn và hành vi hồi tưởng kinh nghiệm quá khứ.
Ảnh hưởngcủa nhân tố hành vi tự tin và tiếc nuối đối với tiến trình ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân là dễ dàng nhận thấy nên cóảnh hưởng mạnh nhất, sau đó là hành vi ghét lỗ, hành vi bầy đàn và sau cùng là hành vi hồi tưởng kinh nghiệm quá khứ.
Bởi lẽ, thị trường chứng khoán Việt Nam cũng giống như những thị trường tài chính khác trên toàn cầu, nó luôn luôn bị chi phối bởi lòng tham và sự sợ hãi. Một khi con người ta càng tham lam thì con người ta lại càng cảm thấy rất tự tin vào những quyết định do mình đưa ra nhưng một khi những quyết định ấy mang lại kết quả không đúng với những gì họ tiên đoán thì cảm giác tiếc nuối và hối tiếc lại ập đến và họ cảm thấy đau khổ, lo âu đối với những khoản đầu tư đang thua lỗ. Điều này nó tạora hành vi ghét lỗ, vì sự thật là các nhà đầu tư cá nhân thường quá nhạy