Khoa Tài chính - Ngân hàng 19:00 24/12/2021
Hội thảo được được tổ chức bằng hình thức trực tuyến với sự tham dự của gần 300 khách mời đến từ nhiều trường Đại học, công ty chứng khoán; các nhà nghiên cứu, nhà khoa học.
Hội thảo là diễn đàn để các học giả, các chuyên gia nghiên cứu và chuyên gia thực hiện cùng thảo luận về chủ đề năng lực và hành vi giao dịch của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán việt nam, đây là 1 chủ đề rất thiết thực trong thực tiễn và đang được nhiều người quan tâm.
Trong bài phát biểu khai mạc,TS. Nguyễn Đức Lâm, Trưởng phòng NCKH&HTPT Trường Đại học Kinh tế - ĐHQGHN chia sẻ: “Vấn đề được đề cập trong hội thảo là những vấn đề thời sự, liên quan mật thiết đến bối cảnh thực tế hiện nay khi Nhà đầu tư cá nhân phần lớn là những người không chuyên, có ít vốn và không có thời gian để theo dõi thị trường nên thường không có chiến lược đầu tư dài hạn cũng như dễ bị tác động và bị tổn thương trước những biến động của thị trường. Đặc biệt đối với thị trường chứng khoán Việt Nam thì sự tác động của yếu tố tâm lý trên thị trường những năm qua là rất phức tạp, gây ra những hệ quả xấu cho sự phát triển ổn định của nền kinh tế. Thực tế này đặt ra yêu cầu cần phải có các nghiên cứu để xác định năng lực và hành vi của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam để đưa ra các giải pháp phù hợp nhằm ổn định tâm lý nhà đầu tư cá nhân, góp phần phát triển thị trường chứng khoán Việt Nam một cách ổn định và bền vững. Xuất phát từ thực tiễn đó, Trường Đại học Kinh tế- ĐHQGHN tổ chức Hội thảo quốc gia với chủ đề “Năng lực và hành vi giao dịch của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam”.
Hội thảo diễn ra với 4 tham luận được trình bày của 4 diễn giả:
TS. Nguyễn Thị Nhung [Chủ nhiệm bộ môn Đầu tư Tài chính, khoa TCNH, Trường Đại học Kinh tế, ĐHQGHN] với chủ đề: “Thị trường chứng khoán phái sinh Việt Nam – cơ hội và thách thức cho nhà đầu tư cá nhân”. TS. Lê Đức Khánh [Giám đốc giám đốc phân tích – công ty cổ phần chứng khoán VPS] với chủ đề: “Thị trường chứng khoán phái sinh Việt Nam – cơ hội và thách thức cho nhà đầu tư cá nhân”.TS. Vũ Thị Loan, [Giảng viên bộ môn Đầu tư Tài chính, khoa TCNH, Trường Đại học Kinh tế, ĐHQGHN] với chủ đề: “Xây dựng chỉ số tâm lý tổng hợp của các nhà đầu tư trên TTCK Việt Nam” Ông Phạm Việt Duy, [Trưởng phòng trung tâm tư vấn và đầu tư, công ty cổ phần chứng khoán VnDirect] với chủ đề: “Bảo vệ nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam”.Qua 4 nội dung có thể thấy Hiểu biết tài chính giúp các Nhà đầu tư [NĐT] cá nhân trở nên tự lập để đạt được ổn định tài chính. Kĩ năng này có thể giúp chúng ta phát triển lộ trình tài chính để xác định những gì chúng ta kiếm được, những gì chi tiêu. Vấn đề này ảnh hưởng lớn đến các NĐT cá nhân trên TTCK, những người đóng góp rất lớn cho tăng trưởng kinh tế và sự ổn định. Từ sự hiểu biết về tài chính, NĐT sẽ xác lập cho mình những nguyên tắc trong đầu tư như: Lập kế hoạch đầu tư tài chính, thực hiện tiết kiệm và chi tiêu hợp lý, luyện tập tính kiên nhẫn khi đầu tư. Đối với đầu tư tài chính, nếu chỉ nhìn và nghĩ thôi thì chưa đủ, NĐT cần bắt tay thực hiện các phép thử. Hãy tập quan sát, đánh giá và phân tích các kênh đầu tư. Từ đó NĐT sẽ rút ra cho mình những phát hiện thú vị riêng giúp ích cho quá trình đầu tư sắp tới. Việc theo dõi sự biến động của thị trường và kênh đầu tư còn giúp chúng ta tìm ra lĩnh vực phù hợp với bản thân, dễ dàng nắm bắt nhóm đầu tư tài chính đang hiệu quả trên thị trường.
Hội thảo cũng làm rõ hơn vai trò quan trọng của các yếu tố tâm lý tới quyết định và hiệu quả đầu tư của các NĐT cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Nhiều hàm ý và khuyến nghị ã được rút ra trong hội thảo này. Theo đó, các NĐT cá nhân cần phải ý thức trong việc kiểm soát tâm lý và hành vi trong giao dịch, thông qua việc nâng cao hiểu biết về tài chính, đặt ra các nguyên tắc đầu tư, kiểm soát thời gian và nguồn vốn của mình. BTC hi vọng đại biểu tham dự hội thảo đã tìm hiểu và thấy rõ được lý thuyết tài chính hành vi được vận dụng và lý giải năng lực và hành vi giao dịch của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam như thế nào và từ đó có những áp dụng vào trong những quyết định của mình
Thay mặt cho ban tổ chức hội thảo, TS. Nhung cũng gửi lời cảm ơn tới các đại biểu, các giảng viên, NCS, học viên cao học và sinh viên đã tới tham dự hội thảo. Ban tổ chức sẽ xuất bản cuốn Kỷ yếu 260 trang với hàm lượng khoa học cao về vấn đề “Năng lực và hành vi giao dịch của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán việt nam”. Đây có thể coi là cơ sở dữ liệu khoa học quy mô lớn, hàm lượng khoa học cao, giàu giá trị thực tiễn và những khuyến nghị chính sách thiết thực đối với các cơ quan hữu quan trong phát triển TTCK ở Việt Nam, là cuốn tài liệu tham khảo tốt cho các Nhà đầu tư [NĐT] cá nhân. Đồng thời, TS. Nhung cũng bày tỏ hy vọng sẽ có thêm nhiều cơ hội giao lưu, trao đổi học thuật và cơ hội hợp tác khác trong tương lai.
This Paper
A short summary of this paper
37 Full PDFs related to this paper
Download
PDF Pack
Phân tích hành vi của nhà đầu tư Việt Nam dựa trên lý thuyết thị trường hiệu quả và lý thuyết tài chính hành vi, 2012 |
Ảnh minh họa. Nguồn: Internet
Nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam
06:50 11/06/2022
Mục đích nghiên cứu để khám phá các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định đầu tư chứng khoán của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Trên cơ sở bộ dữ liệu khảo sát 206 nhà đầu tư cá nhân của các công ty chứng khoán trên địa bàn Hà Nội, nhóm tác giả đã dùng phương pháp hồi quy phương pháp bình phương bé nhất, kết quả nghiên cứu đã cho bằng chứng thực nghiệm xác định 5 yếu tố ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của nhà đầu tư cá nhân, bao gồm: khả năng sinh lời và tính ổn định, tiềm năng tăng trưởng, tài chính hành vi, tâm lý thị trường và yếu tố vĩ mô.
1. Đặt vấn đề
Thị trường chứng khoán Việt Nam đã phát triển cả về số lượng cổ phiếu niêm yết và giá trị giao dịch, tuy nhiên kiến thức của nhà đầu tư cá nhân về sự ảnh hưởng của các yếu tố đến hành vi quyết định đầu tư của nhà đầu tư cá nhân còn hạn chế dẫn đến nguy cơ tổn thất trong hoạt động đầu tư rất lớn. Yếu tố thuộc về hành vi nhà đầu tư bao gồm nhóm yếu tố cảm xúc và kiến thức chi phối đến cân nhắc ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân. Bên cạnh nhóm yếu tố thuộc về nhà đầu tư, nhóm yếu tố thuộc về môi trường vĩ mô, yếu tố thuộc về tiềm năng của chứng khoán đầu tư có tác động đến quyết định đầu tư của nhà đầu tư cá nhân.
2. Cơ sở lý thuyết về yếu tố ảnh hưởng đến quyết định của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán
Nghiên cứu được thực hiện trên sự kế thừa cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm của Abul[2019] và A.Seetharaman, Indu Niranjan, Nitin Patwa & Amit Kejriwal[ 2017], các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi của nhà đầu tư cá nhân và danh mục đầu tư của họ. Nó hỗ trợ các quan điểm thông thường về ảnh hưởng của các biến độc lập của mục tiêu đầu tư, hồ sơ rủi ro và mức độ quen thuộc của tài sản đối với mức độ nhận thức của hành vi nhà đầu tư bằng cách sử dụng kỹ thuật bình phương nhỏ nhất [PLS] trong việc kiểm tra các giả thuyết. Nó cũng kiểm tra mức độ nhận thức của hành vi nhà đầu tư có thể dự đoán sự lựa chọn cá nhân của danh mục đầu tư và hiệu quả hoạt động của nó như thế nào. Kết quả nghiên cứu cho thấy kiến thức tài chính hoặc hiểu biết về một sản phẩm đầu tư cụ thể có tác động đáng kể đến hành vi của nhà đầu tư và họ có nhiều khả năng đầu tư vào các sản phẩm hoặc tài sản đó hơn.
Ngoài ra, mục tiêu đầu tư của cá nhân có ảnh hưởng lớn đến hành vi nhà đầu tư; hành vi của nhà đầu tư có mối quan hệ đáng kể với danh mục đầu tư và các nhà đầu tư được thúc đẩy bởi các mục tiêu liên quan đến đầu cơ có nguyện vọng và doanh thu cao hơn, chấp nhận rủi ro nhiều hơn, đánh giá để trở nên tiên tiến hơn và kém hiệu quả hơn so với các nhà đầu tư được thúc đẩy bởi nhu cầu xây dựng vùng đệm tài chính hoặc tiết kiệm để nghỉ hưu.
Theo Streidwolf, Engelhard Gift[2018], đã xác định 3 nhóm yếu tố tác động đến hành vi đầu tư của sinh viên đã tốt nghiệp bao gồm: [1] Các yếu tố cá nhân đến quyết định đầu tư của cá nhân; [2] Các yếu tố bên ngoài đến quyết định đầu tư của cá nhân. Nghiên cứu cho thấy hầu hết những người được hỏi đều đồng ý rằng thu nhập ảnh hưởng đến đầu tư của họ. Chi phí đầu tư là một yếu tố quan trọng trong quyết định đầu tư cá nhân. Các phát hiện cho thấy rằng, sự sẵn sàng chịu rủi ro ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của nhà đầu tư.
Trong trường hợp này, tuổi tác là yếu tố ít quan trọng nhất trong việc xác định quyết định đầu tư cá nhân của nhà đầu tư; Nhà đầu tư quan tâm đến lợi ích của dự án đầu tư. Lợi tức đầu tư kỳ vọng ảnh hưởng đến quyết định đầu tư và nó được coi là quan trọng khi xem xét đầu tư. Thời gian hoàn vốn cũng rất quan trọng trong việc xác định tính thanh khoản của một khoản đầu tư. Chi phí của dự án đầu tư được coi là yếu tố ảnh hưởng đến quyết định đầu tư. An toàn cho khoản đầu tư rất quan trọng trong việc đưa ra quyết định đầu tư. Nghiên cứu này chỉ ra yếu tố ảnh hưởng đến quyết định đầu tư chính là sự ổn định chính trị, cũng như các quy định và luật lệ của một quốc gia, vì chúng đóng một vai trò quan trọng trong quá trình ra quyết định.
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Mô hình và giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết nghiên cứu:
H1: Nhóm yếu tố khả năng sinh lời và tính ổn định có ảnh hưởng cùng chiều đến quyết định đầu tư chứng khoán của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK ở Việt Nam.
H2: Nhóm yếu tố tiềm năng tăng trưởng có ảnh hưởng cùng chiều đến quyết định đầu tư chứng khoán của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK ở Việt Nam.
H3: Nhóm yếu tố về thuyết tài chính hành vi có ảnh hưởng cùng chiều đến quyết định đầu tư chứng khoán của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK ở Việt Nam.
H4: Nhóm yếu tố tâm lý thị trường có ảnh hưởng cùng chiều đến quyết định đầu tư chứng khoán của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK ở Việt Nam.
H5: Nhóm yếu tố về môi trường vĩ mô có ảnh hưởng ngược chiều đến quyết định đầu tư chứng khoán của nhà đầu tư cá nhân trên TTCKở Việt Nam.
3.2. Mô tả biến và thang đo
- Thang đo về các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định đầu tư chứng khoán của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK ở Việt Nam gồm các biến như sau:
- Thang đoKhả năng sinh lời và tính ổn định [ký hiệu KNSL] gồm 5 biến quan sát [KNSL1, KNSL2, KNSL3, KNSL4, KNSL5] đo lường khả năng sinh lời và sự ổn định của công ty mà các nhà đầu tư quyết định đầu tư vào.
- Thang đoTiềm năng tăng trưởng[ký hiệu TNTT] gồm 3 biến quan sát [TNTT1, TNTT2, TNTT3] đo lường tiềm năng tăng trưởng của cổ phiếu khi nhà đầu tư quyết định mua, ảnh hưởng quan trọng đến quyết định đầu tư của nhà đầu tư cá nhân trên TTCK.
- Thang đoThuyết tài chính hành vi[ký hiệu TTL] gồm 4 biến quan sát [TTCHV1, TTCHV2, TTCHV3, TTCHV4] đo lường mức độ tâm lý của các nhà đầu tư khi tham gia thị trường chứng khoán.
- Thang đoTâm lý thị trường[ký hiệu TLTT] gồm 4 biến quan sát [TLTT1, TLTT2, TLTT3, TLTT4] đo lường các tin tức/khuyến nghị có ảnh hưởng đến tâm lý nhà đầu tư trên TTCK.
- Thang đoYếu tố vĩ mô[ký hiệu YTVM] gồm 4 biến quan sát [YTVM1, YTVM2, YTVM3, YTVM4] đo lường mức độ ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn cổ phiếu của nhà đầu tư.
3.3. Thu thập dữ liệu và xử lý dữ liệu
Nghiên cứu này sử dụng nguồn dữ liệu sơ cấp qua điều tra khảo sát nhà đầu tư thực hiện mở tài khoản và có hoạt động đầu tư chứng khoán trong chuỗi thời gian tiến hành khảo sát. Nghiên cứu đã tiến hành điều tra thu thập dữ liệu trong thời gian từ tháng 9/2021 đến tháng 2/2022. Mô hình sử dụng: [1] thang đo Likert với dãy giá trị từ 1-5 để đo lường mức độ cảm nhận của đối tượng khảo sát theo mức độ hoàn toàn không ảnh hưởng, không ảnh hưởng, bình thường, ảnh hưởng, hoàn toàn ảnh hưởng; [2] Sử dụng phần mềm SPSS để mô tả mẫu điều tra, phân tích khám phá nhân tố và phân tích hồi quy.
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Đánh giá độ tin cậy của thang đo bằng hệ số Cronback’s Alpha
Kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo “Khả năng sinh lời”:hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo này là 0.898 > 0.6 và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 và không có trường hợp hệ số Cronbach’s Alpha nào lớn hơn 0.898, vì thế tất cả các biến đều đạt yêu cầu và sẽ được sử dụng phân tích trong tiếp theo.
Kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo “Tiềm năng tăng trưởng”:hệ số Cronbach’s Alpha ở đây là 0.768 đạt yêu cầu vì lớn hơn 0.6 và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 và ở cột “Cronbach’s Alpha nếu loại biến” đều có các giá trị nhỏ hơn 0.768, suy ra tất cả các biến ở thang đo này đều đạt yêu cầu và sẽ được sử dụng phân tích trong phần sau.
Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo “Thuyết tài chính hành vi”:thang đo này giá trị của hệ số Cronbach’s Alpha là 0.768 lớn hơn 0.6 đạt yêu cầu và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 cũng như các hệ số ở bảng Cronbach’s Alpha nếu loại biến hầu hết đều nhỏ hơn 0.768, duy chỉ có 1 trường hợp 0.834 lớn hơn 0.768 nhưng hệ số tương quan biến tổng của nó lại lớn hơn 0.3 vì thế nó vẫn được giữ lại và thỏa mãn, không ảnh hưởng tới kết quả phân tích cho nên áp dụng trong các bước phân tích tiếp theo.
Kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo “Tâm lý thị trường”:hệ số Cronbach’s Alpha là 0.831 lớn hơn 0.6 đạt yêu cầu và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 cũng như các hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến đều nhỏ hơn 0.831, do đó tất cả các biến quan sát đều được chấp nhận và sẽ được sử dụng trong phân tích nhân tố tiếp theo.
Kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo “Yếu tố Vĩ mô”:hệ số Cronbach’s Alpha là 0.803 lớn hơn 0.6 đạt yêu cầu và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 cũng thỏa mãn yêu cầu và các hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến cũng đều nhỏ hơn 0.803 đạt yêu cầu. Do đó, tất cả các biến quan sát đều được chấp nhận và sẽ được sử dụng trong phân tích nhân tố tiếp theo.
Kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo “Đánh giá chung các nhân tố”:hệ số Cronbach’s Alpha là 0.826 lớn hơn 0.6 đạt yêu cầu và các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 cũng như các hệ số Cronbach’s Alpha đều nhỏ hơn 0.826 và cũng đạt yêu cầu thỏa mãn, do vậy tất cả các biến quan sát đều được chấp nhận và sẽ được sử dụng trong phân tích nhân tố tiếp theo.
4.2. Phân tích nhân tố khám phá thang đo EFA
Trị số KMO = 0,819 [> 0,5] lớn là điều kiện đủ để phân tích nhân tố là thích hợp. Giá trị sig. = 0,0000 trong kiểm định Bartlett < 0,5 có nghĩa là bác bỏ giả thuyết cho rằng các biến không có tương quan với nhau trong tổng thể.
Eigenvalues = 1.509 >1 đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố, thì nhân tố rút ra có ý nghĩa tóm tắt thông tin tốt nhất. Tổng phương sai trích dừng ở dòng thứ 5 và bằng 68.548% > 50% đạt yêu cầu. Điều đó cho biết 68.548% biến thiên của dữ liệu được giải thích bằng 5 nhân tố.
Bảng 1.Ma trận xoay số
|
|
Hệ số tải nhân số |
||||
|
|
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
|
KNSL2 KNSL4 KNSL1 KNSL5 KNSL3 TLTT1 TLTT2 TLTT3 TLTT4 YTVM3 YTVM2 YTVM1 YTVM4 TNTT3 TNTT2 TNTT1 TTCHV1 TTCHV3 TTCHV4 TTCHV2
|
0.860 0.837 0.814 0.804 0.767 |
0.800 0.792 0.782 0.769 |
0.832 0.771 0.746 0.733 |
0.811 0.804 0.740 |
0.366 0.855 0.827 0.752 |
Kết quả ma trận xoay số [Bảng 1] nhân tố đã rút trích được 5 nhóm từ các biến quan sát tương ứng với 5 yếu tố ảnh hưởng đến quyết định đầu tư chứng khoán của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Phân tích nhân tố khám phá EFA biến phụ thuộc:
Bảng 2. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett biến phụ thuộc
|
Hệ số KMO [Kaiser - Meyer - Olkin] |
0.795 |
|
|
Kiểm định Bartlet của thang đo sơ bộ |
Giá trị Chi bình phương |
288.658 |
|
Df |
6 |
|
|
Sig - mức ý nghĩa quan sát |
0.000 |
Nhìn vào kết quả Bảng 2 cho thấy trị số KMO = 0.795 [> 0,5] là điều kiện đủ để phân tích nhân tố là thích hợp. Giá trị sig. = 0,0000 trong kiểm định Bartlett < 0,5 có nghĩa là bác bỏ giả thuyết cho rằng các biến không có tương quan với nhau trong tổng thể.
Bảng 3. Tổng phương sai trích
|
Thành phần |
Giá trị Eigenvalues |
Bình phương hệ số tải nhân số sau khi trích |
||||
|
Tổng |
% phương sai trích |
Lũy kế % |
Tổng |
% phương sai trích |
Lũy kế % |
|
|
1 2 3 4 |
2.631 0.544 0.456 0.369 |
65.771 13.594 11.402 9.233 |
65.771 79.365 90.767 100.000 |
2.631 |
65.771 |
65.771 |
Theo Bảng 3, thang đo quyết định quyết định đầu tư chứng khoán của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam đã trích 1 nhân tố từ 4 biến quan sát với phương sai trích tích lũy được là 65.771%, các hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0,5. Do vậy, các biến quan sát của thang đo biến phụ thuộc này đạt yêu cầu cho phân tích tương quan tiếp theo.
4.3. Phân tích kết quả hồi quy
Phương pháp hồi quy được sử dụng ở đây là phương pháp bình phương bé nhất OLS, với biến phụ thuộc là DGC [Đánh giá chung các nhân tố ảnh hưởng] và 5 biến độc lập là KNSL [Khả năng sinh lời], TNTT [Tiềm năng tăng trưởng], TTCHV [Thuyết tài chính hành vi], TLTT [Tâm lý thị trường], YTVM [Yếu tố vĩ mô].
Hệ số R2hiệu chỉnh là 0.535 thể hiện độ tương thích của mô hình là 66,4%, hay 66,4% sự biến thiên của biến phụ thuộc “đánh giá chung các nhân tố ảnh hưởng” được giải thích bởi 5 biến độc lập là khá cao. Để kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể, chúng ta sử dụng kết quả kiểm định F. Kiểm tra F trong phân tích phương sai xem xét có hay không mối liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc với toàn bộ các biến độc lập.
Kết quả từ bảng ANOVA cho thấy, trị số Flab 48.194 có mức ý nghĩa với Sig. rất nhỏ [Sig. = 0,000 < 0,05], có nghĩa là mô hình hồi quy sử dụng trong nghiên cứu này là phù hợp với dữ liệu thực tế thu thập được, cũng như đưa nó vào mô hình đều có ý nghĩa và mức độ tin cậy của mô hình là hoàn toàn tin cậy được.
Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu:
Bảng 4. Kết quả hồi quy tuyến tính đa biến
|
Mô hình |
Hệ số chưa chuẩn hóa |
Hệ số chuẩn hóa |
t |
Sig. |
Thống kê đa cộng tuyến |
|||
|
B |
Sai số chuẩn |
Beta |
Dung sai |
VIF |
||||
|
1 |
[Hằngsố] |
0.507 |
0.259 |
1.955 |
0.52 |
|||
|
KNSL |
0.327 |
0.046 |
0.375 |
7.167 |
0.000 |
0.828 |
1.208 |
|
|
TNTT |
-0.187 |
0.050 |
-0.196 |
-3.751 |
0.000 |
0.829 |
1.206 |
|
|
TTCHV |
0.410 |
0.053 |
0.426 |
7.764 |
0.000 |
0.754 |
1.326 |
|
|
TLTT |
0.004 |
0.049 |
0.004 |
0.071 |
0.943 |
0.779 |
1.284 |
|
|
YTVM |
0.314 |
0.052 |
0.319 |
6.078 |
0.000 |
0.825 |
1.213 |
|
|
a.Biến phụ thuộc: DGC |
b. |
c. |
Bảng 4 cho thấy tất cả các yếu tố đều có mức ý nghĩa sig < 0.05. Duy chỉ có TLTT là 0.943 >0.05 nên sẽ loại nhân tố này. Các biến đều có mối tương quan và có ý nghĩa thống kê trong mô hình nghiên cứu. Hệ số phóng đại phương sai VIF < 2 nên kết luận rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến.
Phương trình hồi quy tuyến tính được thể hiện như sau:
DGC= 0.375*KNSL - 0.196*TNTT + 0.426*TTCHV + 0.319*YTVM
Dựa vào độ lớn của hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, thứ tự mức độ tác động từ cao nhất tới thấp nhất của các biến độc lập đến biến phụ thuộcDCGnhư sau: [1]TTCHV: 0.426; [2]KNSL: 0.375; [3]YTVM: 0.319; [4]TNTT: -0.196. Qua phương trình trên cho thấy có 4 yếu tố ảnh hưởng tới quyết định đầu tư chứng khoán của các nhà đầu tư chứng khoán cá nhân trên thị trường Việt Nam, cụ thể như sau:
- Với hệ số Beta chuẩn hóa là 0.410,Yếu tố Thuyết tài chính hành vi [TTCHV1, TTCHV2, TTCHV3, TTCHV4]có ảnh hưởng lớn nhất tới việc quyết định đầu tư chứng khoán của các nhà đầu tư chứng khoán cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Dấu dương [+] của hệ số Beta thể hiện mối quan hệ cùng chiều. Kết quả hồi quy cho thấy hệ số Beta là 0.410 và Sig = 0.000 [