- Khi được bạn bè, người quen nhờ có thể đồng ý đứng tên mở công ty nhưng thực chất không tham gia góp vốn hay điều hành công ty. - Nhà đầu tư giao dịch mua bán chứng khoán theo người nội bộ - Nhà đầu tư giao dịch mua bán theo đám đông và xu hướng thị trường. | |
- Các dịch vụ “tín dụng” vượt mức quy định của các công | |
ty chứng khoán. | |
- Hệ thống giám sát phát hiện gian lận của cơ quan | |
Yếu tố cơ hội do quản lý thị | chức năng chưa kịp thời, thường là sau khi hành vi |
trường chứng khoán chưa | gian lận đã hoàn thành từ vài tháng đến vài năm. |
hiệu quả | - Các hình thức xử phạt còn quá nhẹ, không có tính |
răn đe | |
- Hệ thống pháp luật còn nhiều bất cập, nhiều đối | |
tượng chưa được xử lý đúng loại hành vi gian lận |
Có thể bạn quan tâm!
-
Sơ Lược Quá Trình Phát Triển Thị Trường Chứng Khoán Việt Nam -
Thực Trạng Hành Vi Gian Lận Trên Thị Trường Chứng Khoán Việt Nam -
Nghiên Cứu Tình Huống Điều Chỉnh Hoặc Làm Giả Hồ Sơ, Tài Liệu -
Kiểm Định Sự Khác Biệt Nhận Thức Về Hành Vi Gian Lận Của Các Chuyên Gia Theo Giới Tính -
Các Công Cụ Quản Lý Hành Vi Gian Lận Trên Thị Trường Chứng Khoán Việt Nam -
Đánh Giá Thực Trạng Quản Lý Của Ủy Ban Chứng Khoán Nhà Nước Đối Với Các Hành Vi Gian Lận Trên Thị Trường Chứng Khoán Việt Nam
Xem toàn bộ 233 trang tài liệu này.
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Bảng 3.2: Tổng hợp các cách thức thực hiện hành vi gian lận từ nghiên cứu tình huống
Cách thức thực hiện hành vi gian lận | |
1 | Dùng một hay nhiều tài khoản để liên tục mua, bán tạo ra cung, cầu giả tạo cho chứng khoán. |
2 | Liên tục giao dịch với khối lượng chi phối tại thời điểm xác định giá đóng cửa hoặc giá mở cửa mới của chứng khoán đó. |
3 | Đưa ra ý kiến thông qua phương tiện thông tin đại chúng về một loại chứng khoán nhằm tạo ảnh hưởng đến giá của loại chứng khoán |
4 | Tạo dựng, công bố thông tin sai lệch hoặc gây hiểu lầm ảnh hưởng lớn đến giá chứng khoán trên thị trường |
5 | Sử dụng thông tin nội bộ chưa công bố để giao dịch chứng khoán |
Nguồn: Tác giả tổng hợp
3.2.2 Phân tích nhân tố khám phá các yếu tố cơ hội tác động đến hành vi gian lận trên thị trường chứng khoán Việt Nam
3.2.2.1 Mô tả mẫu khảo sát
Phần thông tin chung của phiếu khảo sát thể hiện các thông tin về giới tính, trình độ học vấn và đối tượng phỏng vấn.
Trong 568 mẫu khảo sát có 332 mẫu khảo sát là của nam giới (chiếm 58,45%), nữ giới chiếm 41,55%, tức tỷ lệ nam giới nhiều hơn (Hình 3.5).
Hình 3.5: Biểu đồ giới tính các đối tượng khảo sát
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Các đối tượng khảo sát có trình độ học vấn cao, trong đó 93,48% người được khảo sát có trình độ đại học hoặc sau đại học. Chỉ có 6,5% người được khảo sát có trình độ cao đẳng, phổ thông trung học (Hình 3.6).
Hình 3.6: Biểu đồ trình độ học vấn các đối tượng được khảo sát
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Hình 3.7: Biểu đồ nhóm đối tượng được khảo sát
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Trong 568 phiếu khảo sát được phân tích, có 291 phiếu khảo sát của các nhà đầu tư có trên 5 năm kinh nghiệm tham gia đầu tư chứng khoán (chiếm 51,23%), số phiếu khảo sát của những người làm việc trong lĩnh vực chứng khoán (công ty chứng khoán, Ủy ban Chứng khoán Nhà nước, Sở giao dịch Chứng khoán...) chiếm 48,77% (Hình 3.7). Điều này cho thấy mẫu nghiên cứu có sự tương đối đồng đều giữa các đối tượng được khảo sát.
3.2.2.2 Đánh giá độ tin cậy của thang đo
Kết quả phân tích kiểm định Cronbach's Alpha cho thấy độ tin cậy của thang đo dùng trong phân tích khi hệ số Cronbach's Alpha của tất cả các biến đều > 0,7. Tuy nhiên, chỉ báo ISD4 có hệ số Cronbach’s Alpha if item delete là 0,809 lớn hơn hệ số Cronbach’s Alpha của biến ISD là 0,802. Chỉ báo MNG1 có hệ số Cronbach’s Alpha if item delete là 0,858 lớn hơn hệ số Cronbach’s Alpha của biến MNG là 0,832 nên để tăng tính phù hợp của thang đo, hai chỉ báo ISD4 và MNG1 được loại bỏ (Phụ lục 11, 12).
Bảng 3.3: Đánh giá độ tin cậy của thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha
Biến | Ký hiệu | Hệ số Cronbach’s Alpha | |
1 | Các cách thức thực hiện hành vi gian lận | FRD | 0,754 |
2 | Biến cơ hội do người nội bộ và TCPH | ISD | 0,809 |
3 | Biến cơ hội do nhà đầu tư | IVT | 0,758 |
4 | Biến cơ hội do quản lý, giám sát thị trường | MNG | 0,858 |
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích
3.2.2.3 Phân tích EFA đối với biến độc lập
Sau khi kiểm định mức độ phù hợp của thang đo, phân tích nhân tố khám phá EFA sẽ được thực hiện. Quá trình phân tích được thực hiện hai lần. Trong đó ở lần phân tích thứ nhất, các chỉ báo IVT1, IVT2 có hệ số tải nhân tố < 0,5, đồng thời các chỉ báo ISD5, MNG2, MNG3 không đảm bảo giá trị hội tụ về cùng một nhân tố nên 5 chỉ báo trên được loại bỏ. Kết quả phân tích lần hai cho thấy dữ liệu còn lại đủ điều kiện phân tích do có các hệ số tải nhân tố > 0,5 và thỏa mãn hai điều kiện là "Giá trị hội tụ" (các biến quan sát hội tụ về cùng một nhân tố) và "Giá trị phân biệt" (các biến quan sát thuộc về nhân tố này phân biệt với nhân tố khác). (Phụ lục 13, 14).
Bảng 3.4: Kết quả phân tích nhân tố EFA
Hệ số KMO | P-value | Phương sai trích | Hệ số tải nhân tố | Kết luận | |
Lần 1 | 0,877 | 0,000 | 61,116 | Tất cả >0,5 | Loại bỏ 5 chỉ báo |
Lần 2 | 0,817 | 0,000 | 60,595 | Tất cả >0,5 | Đủ điều kiện phân tích |
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích
3.2.2.4 Phân tích EFA đối với biến phụ thuộc
Quá trình phân tích nhân tố khám phá EFA đối với biến phụ thuộc cho thấy hệ số KMO là 0,756 (> 0,5). Giá trị Sig. là 0,000 (<0,05), phương sai trích là 50,503 (>50%), đồng thời các chỉ báo gộp thành một biến duy nhất, đảm bảo yêu cầu “giá trị hội tụ”.
Bảng 3.5: Kiểm định KMO và Kiểm định Bartlett của biến phụ thuộc
0,756 | ||
Bartlett's Test of Sphericity | Chi bình phương | 616,244 |
df | 10 | |
Sig. | 0,000 |
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích
Bảng 3.6: Giá trị phương sai trích của biến phụ thuộc
Eigenvalues khởi tạo | Tổng bình phương của hệ số tải nhân tố được trích | |||||
Tổng | % của phương sai | Phần trăm tích lũy (%) | Tổng | % của phương sai | Phần trăm tích lũy(%) | |
1 | 2,525 | 50,503 | 50,503 | 2,525 | 50,503 | 50,503 |
2 | 0,844 | 16,883 | 67,386 | |||
3 | 0,671 | 13,413 | 80,799 | |||
4 | 0,514 | 10,273 | 91,072 | |||
5 | 0,446 | 8,928 | 100,000 |
Phương pháp trích: Phương pháp phân tích nhân tố chính PCA
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích
Bảng 3.7: Ma trận xoay trong phân tích EFA đối với biến phụ thuộc
Nhân tố | |
1 | |
FRD3 | 0,759 |
FRD5 | 0,713 |
FRD1 | 0,709 |
FRD4 | 0,693 |
FRD2 | 0,676 |
Phương pháp trích: Phương pháp phân tích nhân tố chính PCA
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích
3.2.2.5 Đánh giá độ tin cậy của thang đo mới
Sau khi phân tích nhân tố EFA, loại bỏ các chỉ báo không thích hợp và nhóm lại thành các biến mới, tác giả tiến hành đánh giá lại độ tin cậy của thang đo. Kết quả phân tích kiểm định Cronbach's Alpha của các biến mới cho thấy độ tin cậy của thang đo dùng trong phân tích khi hệ số Cronbach's Alpha của tất cả các biến đều > 0,7. Trong đó, chỉ báo MNG6 (Thẩm quyền của Ủy ban Chứng khoán Nhà nước trong thanh tra, kiểm tra, xử phạt còn nhiều hạn chế) có hệ số Cronbach's Alpha if Item Deleted là 0,858> hệ số Cronbach's Alpha của biến MNG (0,806) (Phụ lục 15). Tuy
nhiên, kết quả phỏng vấn sâu và phân tích tình huống điển hình cho thấy đây là chỉ báo quan trọng trong biến cơ hội từ quản lý, giám sát thị trường dẫn đến các hành vi gian lận. Thực tế cũng cho thấy thẩm quyền của Ủy ban Chứng khoán trong thanh tra, kiểm tra, xử phạt được điều chỉnh, bổ sung trong Luật Chứng khoán mới số 54/2019/QH14 do Quốc hội ban hành ngày 26/11/2019. Vì vậy, chỉ báo MNG6 được giữ lại trong mô hình nghiên cứu.
Bảng 3.8: Đánh giá độ tin cậy của thang đo mới
Biến | Ký hiệu | Hệ số Cronbach’s Alpha | |
1 | Biến cơ hội do người nội bộ và tổ chức phát hành | ISD | 0,781 |
2 | Biến cơ hội do nhà đầu tư | IVT | 0,756 |
3 | Biến cơ hội do quản lý, giám sát thị trường | MNG | 0,806 |
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích
3.2.2.6 Phân tích tương quan PEARSON giữa các biến
Bảng 3.9: Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình
FRD | ISD | IVT | MNG | ||
FRD | Hệ số tương quan Pearson | 1 | 0,543** | 0,289** | 0,443** |
Mức ý nghĩa Sig. (kiểm định 2 đuôi) | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
Kích cỡ mẫu N | 568 | 568 | 568 | 568 | |
ISD | Hệ số tương quan Pearson | 0,543** | 1 | 0,324** | 0,493** |
Mức ý nghĩa Sig. (kiểm định 2 đuôi) | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
Kích cỡ mẫu N | 568 | 568 | 568 | 568 | |
IVT | Hệ số tương quan Pearson | 0,289** | 0,324** | 1 | 0,361** |
Mức ý nghĩa Sig. (kiểm định 2 đuôi) | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
Kích cỡ mẫu N | 568 | 568 | 568 | 568 | |
MNG | Hệ số tương quan Pearson | 0,443** | 0,493** | 0,361** | 1 |
Mức ý nghĩa Sig. (kiểm định 2 đuôi) | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
Kích cỡ mẫu N | 568 | 568 | 568 | 568 |
**. Hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1% ( kiểm định 2 đuôi)
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích
Kết quả phân tích tương quan cho thấy do đều có hệ số Sig. (2-tailed) < 0,05 nên tất cả các biến đều có tác động độc lập đến hành vi gian lận trên thị trường chứng khoán, giữa các biến có mối tương quan khá chặt với nhau. Vì vậy, để đảm bảo mức độ chính xác, cần phải xem xét kỹ lại vai trò của biến độc lập trên mô hình hồi quy đa biến bằng cách xem xét mức độ tác động của từng biến độc lập đến biến phụ thuộc và kiểm tra tính đa cộng tuyến của mô hình.
3.2.2.7 Phân tích mô hình hồi quy
Bảng 3.10: Kết quả phân tích hồi quy các yếu tố của biến độc lập
Biến độc lập | B | Hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta | Sig. | Hệ số phóng đại vương sai VIF | |
(Constant) | 1,470 | 0,000 | |||
1 | ISD | 0,377 | 0,413 | 0,000 | 1,366 |
2 | IVT | 0,072 | 0,079 | 0,035 | 1,188 |
3 | MNG | 0,164 | 0,211 | 0,000 | 1,406 |
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy với giá trị Sig. đều < 0,05 và hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta dương chứng tỏ tất cả các biến độc lập đưa vào mô hình đều có tác động thuận chiều đến biến phụ thuộc (Phụ lục 16).
Thứ tự tác động là ISD với hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta là 0,413, MNG là 0,211, IVT là 0,079. Phương trình hồi quy thu được:
FRD = 1,470 + 0,377*ISD + 0,072*IVT + 0,164*MNG
Như vậy, các yếu tố cơ hội từ người nội bộ và tổ chức phát hành, yếu tố cơ hội từ nhà đầu tư, yếu tố cơ hội từ cơ quan quản lý giám sát đều có tác động đến hành vi gian lận. Giả thuyết H1, H2, H3 được chấp nhận.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến vì hệ số phóng đại vương sai VIF đều nhỏ hơn 2. Điều này chứng tỏ mức độ chính xác của kết quả kiểm định mô hình và dữ liệu thu thập.
Bảng 3.11: Kiểm định tự tương quan
R | R2 | R2 đã hiệu chỉnh | Sai số tiêu chuẩn SE của ước lượng | Kiểm định Durbin – Watson | |
1 | 0,584a | 0,341 | 0,337 | 0,57762 | 2,124 |
a. Biến giải thích: (Hệ số chặn), MNG, IVT, ISD
b. Biến phụ thuộc: FRD
Giá trị R2 hiệu chỉnh là 0,337 (Bảng 3.11), tức là các biến độc lập đưa vào mô hình giải thích được 33,7% sự thay đổi của biến phụ thuộc (FRD). Giá trị này hơi thấp là do mô hình chỉ bao gồm 1 biến phụ thuộc và 3 biến độc lập. Ngoài ra biến phụ thuộc còn chịu tác động bởi các biến khác nữa chưa được đưa vào mô hình. Như đã trình bày ở phần chương 2, lý thuyết tam giác gian lận chỉ ra có 3 yếu tố dẫn đến hành vi gian lận gồm áp lực, cơ hội và biện minh. Tuy nhiên, do giới hạn nghiên cứu, yếu tố áp lực và biện minh rất khó để đo lường rõ ràng nên tác giả không đưa vào mô hình nghiên cứu trong luận án này.
Đồng thời, hệ số Durbin - Watson là 2,124 (Bảng 3.11) đối với mô hình hồi quy các nhân tố tác động đến hành vi gian lận trên thị trường chứng khoán (trong khoảng từ 1 đến 3), chứng tỏ mô hình không có tự tương quan. Ngoài ra, giá trị sig. mối tương quan hạng giữa phần dư chuẩn hóa (ABSRES) với các biến độc lập đều > 0,05, do đó phương sai phần dư là đồng nhất, không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi xảy ra. Các kết quả này thể hiện tính phù hợp của mô hình và dữ liệu nghiên cứu.
Mô hình | Tổng bình phương | Bậc tự do | Trung bình bình phương | Thống kê F | Mức ý nghĩa kiểm định Sig. | |
1 | Hồi quy | 97,260 | 3 | 32,420 | 97,170 | 0,000b |
Phần dư | 188,173 | 564 | 0,334 | |||
Tổng | 285,433 | 567 | ||||
Bảng 3.12: Kết quả kiểm định F ANOVAa
a. Biến phụ thuộc: FRD
b. Biến giải thích: (Hệ số chặn), MNG, IVT, ISD
Các kiểm tra khác cho thấy, giả thuyết hồi quy không bị vi phạm. Giá trị Sig. của kiểm định F trong ANOVA là 0,000 < 0,05, vì vậy có thể kết luận mô hình hồi quy xây dựng được phù hợp với tổng thể, chứng tỏ mô hình hồi quy có thể suy rộng và áp dụng được cho tổng thể.
3.2.2.8 Phân tích kết quả nghiên cứu
Từ các kết quả nghiên cứu trên cho thấy các yếu tố cơ hội tác động đến hành vi gian lận trên thị trường chứng khoán Việt Nam gồm có: các yếu tố cơ hội do người nội bộ và tổ chức phát hành; các yếu tố cơ hội do nhà đầu tư; các yếu tố do quản lý, giám sát thị trường.