4. Ý nghĩa thực ti ễn của đề tài
3.3. Kết quả nghiên cứ u
3.3.1. Phân tích mơ tả
3.3.1.1. Sự tác động của nhân tố tâm lý đến quá trình ra quyết định đầu tư:
Bảng 3.1. Thống kê mơ tả sựảnh hưởng của nhân tố tâm lý đến quá trình ra quyết
định đầu tư của nhà đầu tư cá nhân trên sàn Tp.HCM Statistics Tác động của NTHV Valid 162 N Missing 0 Minimum 1 Maximum 2 1 P Sự biến động giá 2 I Thơng tin
3 T Xu hướng giá trong quá khứ 4 R Báo cáo tài chính của cơng ty
1 B Quyết định mua 2 S Quyết định bán
3 C Lựa chọn cổ phiếu giao dịch 4 H Thời gian nắm giữ cổ phiếu 5 V Số lượng cồ phiếu giao dịch
40
Tác động của NTHV
Frequency Percent Valid Percent
Cumulative Percent Khơng đồng ý 12 7.4 7.4 7.4 Đồng ý 150 92.6 92.6 100.0 Valid Total 162 100.0 100.0
Qua bảng thống kê trên ta thấy cĩ 150 người được khảo sát thừa nhận cĩ sự ảnh hưởng của yếu tố tâm lý đến quá trình ra quyết định của họ chiếm tỉ lệ 92.6%, chỉ cĩ 12 người trong tổng số 162 người được khảo sát, chiếm tỉ lệ 7.4% khơng
đồng ý của sựảnh hưởng của nhân tố tâm lý đến quá trình ra quyết định đầu tư của mình.
3.3.1.2. Thống kê mơ tả tình hình sử dụng cơng cụ phân tích
Bảng 3.2. Thống kế mơ tả tình hình sử dụng cơng cụ phân tích khi ra quyết định
Phương Pháp Khơng áp dụng
Khơng bao
giờ Hiếm khi
Thường
xuyên Luơn luơn
Phân tích kỹ thuật 28 35 34 43 22 Phân tích cơ bản 0 2 61 66 33 Phương pháp chủ quan 0 14 20 56 72
Bảng thống kê trên cho ta thấy cĩ 65 nhà đầu tư sử dụng phương pháp phân tích kỹ thuật, 99 người sử dụng phương pháp cơ bản và 128 người sử dụng phương pháp chủ quan. Nhìn chung, đa số nhà đầu tư sử dụng phương pháp chủ quan là chủ
yếu bên cạnh phân tích cơ bản và phân tích kỹ thuật. Vì vậy, việc ra quyết định đầu tư bị chi phối bởi các nhân tố hành vi tài chính là tất yếu.
3.3.2. Đánh giá độ tin cậy của thang đo:
Hệ số Cronbach’s Alpha là phép kiểm định thống kê dùng để kiểm tra sự
chặt chẽ và tương quan giữa các biến quan sát. Điều này liên quan đến hai khía cạnh là tương quan giữa bản thân các biến và tương quan giữa các điểm số của từng biến với điểm số tồn bộ các biến của mỗi người trả lời. Phương pháp này đảm bảo rằng
41
các biến quan sát sử dụng trong mơ hình là thích hợp. Theo đĩ, chỉ số biến cĩ hệ số
tương quan tổng biến phù hợp (Corrected Item-Total Correlation) lớn hơn 0.3 và cĩ hệ số Alpha lớn hơn 0.6 là cĩ thể sử dụng được và thích hợp đưa vào những bước phân tích tiếp theo.
3.3.2.1. Đánh giá độ tin cậy của thanh đo các biến nhân tố hành vi dựa vào lý thuyết kỳ vọng:
Bảng 3.3. Kết quảđánh giá độ tin cậy của thang đo các biến dựa vào lý thuyết kỳ
vọng
Reliability Statistics
Cronbach's Alpha N of Items
.732 5 Item-Total Statistics Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted Ác cảm thua lỗ 1 16.51 6.500 .429 .714 Ác cảm thua lỗ 2 16.74 5.485 .565 .661 Ác cảm thua lổ 3 16.72 5.844 .458 .699 Ác cảm hối tiếc 1 16.92 5.080 .555 .661 Ác cảm hối tiếc 2 17.11 4.658 .515 .689
Lý thuyết kỳ vọng được trình bày bởi hai đặc điểm hành vi đĩ là Ác cảm do thua lỗ và Ác cảm do hối tiếc bao gồm 5 biến.
Hệ số Cronbach’s Alpha 0.732 và hệ số Corrected Item-Total Correlation
đều lớn hơn 0.3. Mặt khác, nếu bỏ bất kỳ một biến nào thì hệ số Cronbach’s Alpha
42
3.3.2.2. Đánh giá độ tin cậy của thang đo các biến nhân tố hành vi dựa vào lý thuyết kinh nghiệm và nhận thức:
Bảng 3.4. Kết quảđánh giá độ tin cậy của thang đo các biến dựa vào lý thuyết kinh nghiệm và nhận thức
Reliability Statistics
Cronbach's Alpha N of Items
.871 11 Item-Total Statistics Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted Tính tốn bất hợp lý 37.18 27.937 .602 .858 Tính tốn bất hợp lý 2 37.23 28.019 .600 .859 Quá tự tin 37.33 27.839 .572 .861 Tình huống điển hình 1 37.45 28.957 .541 .863 Tình huống điển hình 2 36.97 28.626 .581 .860 Điểm tựa 1 37.26 27.696 .686 .853 Điểm tựa 2 37.60 27.532 .681 .853 Sự kiện gần đây 37.30 27.566 .617 .857 Hành vi bầy đàn 1 37.28 29.049 .516 .864 Hành vi bầy đàn 2 37.13 30.138 .414 .870 Hành vi bầy đàn 3 37.50 29.469 .492 .866
Hệ số Cronbach’s Alpha 0.871 và hệ số Corrected Item-Total Correlation
đều lớn hơn 0.3. Do đĩ các biến quan sát là phù hợp.
Từ bảng 3.3 và bảng 3.4, cho ta thấy các biến quan sát đầu đạt yêu cầu và
43
3.3.2.3. Đánh giá độ tin cậy của thang đo quyết định đầu tư
Bảng 3.5. Kết quảđánh giá độ tin cậy của thang đo quyết định đầu tư
Reliability Statistics
Cronbach's Alpha N of Items
.756 4 Item-Total Statistics Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted Sự biến động giá 11.17 3.941 .392 .795 Thơng tin 11.31 3.534 .686 .626
Xu hướng giá quá khứ 11.22 3.810 .638 .659 Báo cáo tài chính cơng ty 11.21 3.720 .537 .707
Hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo “quyết định đầu tư” của nhà đầu tư cá nhân là 0.756 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều trên 0.3. Vì vậy các biến này được sử dụng trong phân tích nhân tố trong bước tiếp theo.
Như vậy: Kết quả kiểm tra độ tin cậy của các thang đo các “nhân tố hành vi” và thang đo “quyết định đầu tư” cho thấy khơng cĩ biến quan sát nào bị loại do khơng đạt chuẩn về mặt thống kê (hệ số tương quan tổng biến nhỏ hơn 0.3) nên các biến này đều đủđộ tin cậy và được sử dụng cho các phần phân tích tiếp theo.
3.3.3. PHÂN TÍCH NHÂN TỐ
Các biến sau khi kiểm tra độ tin cậy bằng hệ số Cronbach’s Alpha và hệ số
tương quan biến tổng sẽ tiếp tục được kiểm tra mức độ tương quan của chúng theo nhĩm biến. Phân tích nhân tốđược sử dụng khi hệ số Kaiser-Mayer-Olkin (KMO) cĩ giá trị lớn (giữa 0.5 và 1) là điều kiện đủ để phần tích nhân tố là thích hợp, cịn nếu như giá trị này nhỏ hơn 0.5 thì phân tích nhân tố cĩ khả năng khơng thích hợp với dữ liệu. Các hệ số chuyển tải nhân tố (factor loading) nhỏ hơn 0.5 sẽ bị loại khỏi nhĩm biến để đảm bảo sự hội tụ của các nhân tố. Và chỉ nhân tố nào cĩ eigenvalue
44
lớn hơn 1 mới được giữ lại trong mơ hình phân tích và tổng phương sai trích phải lớn hơn 0.5. Trong nghiên cứu này, phương pháp Prinipal Compoenent với phép quay Varimax sẽđược sử dụng trong phân tích nhân tố
3.3.3.1. Phân tích các biến độc lập
Bảng 3.6. Kết quả phân tích nhân tố EFA các biến độc lập
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .823 Approx. Chi-Square 879.143
df 120
Bartlett's Test of Sphericity
Sig. .000
Hệ số 0.5 < KMO = 0.823 < 1 cho thấy giả thuyết về ma trận tương quan tổng thể là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, mức ý nghĩa kiểm định Barlett = 0.000 < 0.05 nên các biến quan sát cĩ tương quan với nhau trong phạm vi tổng thể.
45
Bảng 3.7. Phân tích phương sai tổng thể
Total Variance Explained
Initial Eigenvalues
Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Com pone nt Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 4.868 30.427 30.427 4.868 30.427 30.427 4.097 25.608 25.608 2 2.506 15.660 46.087 2.506 15.660 46.087 2.514 15.712 41.319 3 1.322 8.264 54.352 1.322 8.264 54.352 2.085 13.033 54.352 4 .969 6.056 60.407 5 .836 5.226 65.633 6 .768 4.802 70.436 7 .745 4.656 75.092 8 .605 3.778 78.870 9 .556 3.475 82.345 10 .537 3.356 85.702 11 .493 3.082 88.784 12 .470 2.939 91.723 13 .399 2.494 94.218 14 .365 2.280 96.498 15 .339 2.120 98.618 16 .221 1.382 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Kết quả phân tích ở bảng 3.7 cho thấy 4 nhân tố được trích tại điểm eigenvalue là 1.322 > 1 và phương sai trích là 54.352% > 50%. Điều này cho thấy dữ liệu được giải thích bởi 3 nhân tố
46
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 Điểm tựa 2 .832 Điểm tựa 1 .776 Tính tốn bất hợp lý .765 Tính tốn bất hợp lý 2 .714 Quá tự tin .649 Tình huống điển hình 1 .618 Sự kiện gần đây .603 Tình huống điển hình 2 .572 Ác cảm thua lỗ 2 .755 Ác cảm hối tiếc 1 .741 Ác cảm hối tiếc 2 .695 Ác cảm thua lổ 3 .666 Ác cảm thua lỗ 1 .633 Hành vi bầy đàn 1 .764 Hành vi bầy đàn 2 .733 Hành vi bầy đàn 3 .688
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
Trong 3 nhân tố trích ta quan sát thấy:
Nhĩm nhân tố thứ 1 (nhân tố X1): bao gồm các biến AN2, AN1, MC1, MC2, OV, RP1, RC, RP2
• Các hệ số tải nhân tố (factor loading) của mỗi biến quan sát đều lớn hơn 0.5 nên khơng cĩ biến nào bị loại khỏi mơ hình nghiên cứu.
• Các biến này nhập lại thành một biến quan sát mới được gọi tên là “Hành vi do kinh nghiệm, nhận thức” (biến X1)
47
Nhĩm nhân tố thừ 2 (nhân tố X2): bao gồm LA2, RG1, RG2, LA3, LA1
Trong nhĩm biến quan sát các hệ số factor loading đều thỏa mãn yêu cầu (lớn hơn 0.5) nên sẽ được đưa vào mơ hình nghiên cứu với tên gọi “Hành vi do ác cảm thua lỗ, hối tiếc”
Nhĩm nhân tố thứ 3 (nhân tố X3): bao gồm HB1, HB3, HB2
• Các biến này đều cĩ hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5 nên khơng cĩ biến nào bị
loại khỏi mơ hình nghiên cứu
• Các biến HB1, HB2, HB3 nĩi đến hành vi của nhà đầu tư ra quyết định dựa vào xu hướng đám đơng, chuyên gia, người thân, bạn bè nên các biến này gộp chung lại với nhau và được gọi là “Hành vi bầy đàn” (biến X3)
3.3.3.2. Phân tích biến phụ thuộc (Y)
“Quyết định đầu tư” (biến Y) của nhà đầu tư cá nhân được đo lường bằng 4 biến quan sát (P, T, I, R) và được phân tích theo phương pháp Prinipal Component với phép quay Varimax. Các biến quan sát cĩ hệ số factor loading nhỏ hơn 0.5 sẽ bị
loại vì khơng đảm bảo sự hội tụ với các biến cịn lại trong thang đo.
Bảng 3.9. Kết quả phân tích nhân tố EFA biến phụ thuộc
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .689 Approx. Chi-Square 208.311
df 6
Bartlett's Test of Sphericity
48
Total Variance Explained
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Compo
nent Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 2.387 59.671 59.671 2.387 59.671 59.671 2 .785 19.626 79.297
3 .580 14.510 93.807
4 .248 6.193 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Component Matrixa
Component
1
Thơng tin .873 Xu hướng giá quá khứ .850 Báo cáo tài chính cơng ty .746 Sự biến động giá .587
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Bốn biến P, I, T, R được rút thành một nhân tố. Hệ số tải nhân tố của các biến quan sát đều lớn hơn 0.5. Phương sai trích là 59.671% > 50%. Mức ý nghĩa của kiểm định Barlett = 0.000 < 0.05 nên các biến quan sát tương quan với nhau trên phạm vi tổng thể. Hệ số 0.5 < KMO = 0.689 < 1 nên phân tích nhân tố là phù hợp
3.3.3.3. Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh
Từ kết quả phân tích nhân tố cho thấy các biến đo lường sự tác động của nhân tố hành vi đến tiến trình ra quyết định đầu tư của nhà đầu tư cá nhân Tp.HCM
49
3.3.4. Hồi quy tuyến tính
3.3.4.1. Phân tích tương quan
Bảng 3.10. Ma trận tương quan giữa các nhân tố
Correlations Hành vi do kinh nghiệm, nhận thức (X1) Hành vi do ác cảm thua lỗ, hối tiếc (X2) Hành vi bầy đàn (X3) Quyết định đầu tư (Y) Pearson Correlation 1 .000 .000 .484** Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 .000 Hành vi do kinh nghiệm, nhận thức (X1) N 162 162 162 162 Pearson Correlation .000 1 .000 .118 Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 .001 Hành vi do ác cảm thua lỗ, hối tiếc (X2) N 162 162 162 162 Pearson Correlation .000 .000 1 .411** Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 .000 Hành vi bầy đàn (X3) N 162 162 162 162 Pearson Correlation .484** .118 .411** 1 Sig. (2-tailed) .000 .001 .000 Quyết định đầu tư (Y) N 162 162 162 162
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Từ bảng ma trận tương quan giữa các nhân tố cho thấy các nhĩm nhân tố
hành vi tài chính cĩ mối tương quan cùng chiều và chặt chẽ đến quá trình ra quyết
định của nhà đầu tư (sig < 0.05). Tuy nhiên, hệ số tương quan Pearson Correlation của cả ba nhĩm nhân tố hành vi đối với quá trình ra quyết định đều nhỏ hơn 0.5.
Điều này cho thấy các nhân tố hành vi khơng phải là yếu tố chi phối chính yếu trong quá trình ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên sàn Tp.HCM. Điều này cĩ nghĩa là việc ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân cịn chịu tác động bởi các nhân tố khác như là số vốn đầu tư, độ lớn của thị trường.
50
3.3.4.2. Phân tích hồi quy
Ta tiến hành phân tích hồi quy để xác định cụ thể trọng số của từng nhân tố
hành vi tác động đến quá trình ra quyết định của nhà đầu tư. Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 3 biến độc lập X1, X2, X3 và biến phụ thuộc Y. Kết quả hồi quy như sau: Bảng 3.11. Tĩm tắt mơ hình hồi quy: Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .646a .418 .406 .77042717 2.182
a. Predictors: (Constant), Hành vi bầy đàn, Hành vi do ác cảm thua lỗ, hối tiếc, Hành vi do kinh nghiệm, nhận thức
b. Dependent Variable: Quyết định đầu tư
ANOVAb
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Regression 67.218 3 22.406 37.749 .000a
Residual 93.782 158 .594 1
Total 161.000 161
a. Predictors: (Constant), Hành vi bầy đàn, Hành vi do ác cảm thua lỗ, hối tiếc, Hành vi do kinh nghiệm, nhận thức
Coefficientsa
Unstandardized Coefficients
Standardized
Coefficients Collinearity Statistics Model B Std. Error Beta t Sig. Tolerance VIF
(Constant) 3.718E-16 .061 .000 1.000 Hành vi do kinh nghiệm, nhận thức .484 .061 .484 7.977 .000 1.000 1.000 Hành vi do ác cảm thua lỗ, hối tiếc .118 .061 .118 1.940 .004 1.000 1.000 1 Hành vi bầy đàn .411 .061 .411 6.771 .000 1.000 1.000
51
Nhận xét
• Kết quả hồi quy cho thấy cả 3 biến độc lập X1 (Hành vi do kinh nghiệm nhận thức), X2 (Hành vi do ác cảm thua lỗ, hối tiếc), X3 (Hành vi bầy đàn)
đều cĩ ảnh hưởng đến quá trình ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân vì hệ số
Sig của cả ba biến đều nhỏ hơn 0.5% • Hệ số R2 hiệu chỉnh trong mơ hình là 0.406
• Hệ số VIF của các biến độc lập trong mơ hình đều nhỏ hơn 5 nên khơng cĩ hiện tượng đa cơng tuyến giữa các biến.
• Trị số 1 < Durbin-Watson = 2.182 < 3 cho biết các phần dư khơng cĩ tương quan với nhau
• Phân tích ANOVA cho thấy thơng số F cĩ Sig = 0, chứng minh rằng mơ hình hồi quy xây dựng là phù hợp với bộ dữa liệu thu thập được
Vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính như sau:
Y = 0.484 X1 + 0.118 X2 + 0.411 X3
3.3.5. Nhân tố hành vi tác động đến loại giao dịch của nhà đầu tư trên sàn Tp.HCM
Phần nghiên cứu này sẽ làm sáng tỏ tác động của nhân tố hành vi đến các loại khác nhau của quyết định đầu tư như thế nào
Bảng 3.12. Nhân tố hành vi tác động đến loại giao dịch trong quyết định giao dịch của nhà đầu tư Nhân tố Khơng bao giờ Hiếm khi Thường xuyên Luơn luơn Quyết định mua 63 7 78 14 Quyết định bán 63 7 78 14 Lựa chọn cổ phiếu giao dịch 61 73 14 14