Các nhân tố tác động tới ý định đầu tư chứng khoán phái sinh của nhà đầu tư cá nhân: trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam

Sè 141/2020 thương mại
khoa học
1
2 
11 
20 
30 
39 
49 
55 
63 
MỤC LỤC 
KINH TẾ VÀ QUẢN LÝ 
1. Cao Hoàng Long và Hoàng Yến - Đóng góp của các nhân tố vào tăng trưởng đầu ra và phân rã 
đóng góp của TFP ngành sản xuất chế biến thực phẩm và ngành sản xuất đồ uống Việt Nam. Mã số: 
141. mEco.11 
Contribution of factors to output growth and Contribution of TFP in Food Processing and 
Beverage industry of Vietnam 
2. Phan Trần Trung Dũng - Các nhân tố tác động tới ý định đầu tư chứng khoán phái sinh của nhà 
đầu tư cá nhân: trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam. Mã số: 141.1TrEM.11 
Factors Affecting Derivatives Investment Intention of Individual Investor: A Case Study in 
Vietnam 
QUẢN TRỊ KINH DOANH 
3. Nguyễn Thị Thanh Phương - Nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến việc áp dụng ERP và sự tác động 
tới kế toán quản trị trong doanh nghiệp: khảo sát trên địa bàn Thành phố Hà Nội. Mã số: 141.2BAcc.21 
Research Factors Affecting ERP Application and the Impact on Corporate Accounting 
Management: a Survey in Hanoi City 
4. Phạm Văn Tuấn - Tác động của truyền miệng điện tử đến ý định mua hàng của người tiêu dùng 
trên nền tảng thương mại trực tuyến tại thị trường Việt Nam. Mã số: 141.2BMkt.21 
Impacts of Electronic Worth of Mouth on the Purchasing Intention of Consumer on E-
Commerce Platforms in Vietnam 
5. Nguyễn Thu Hà và Nguyễn Hoàng - Nghiên cứu hành vi khách du lịch tại các khách sạn 4 sao trên 
địa bàn tỉnh Quảng Ninh: phân tích dữ liệu từ trang Booking.com. Mã số: 141.2BMkt.21 
A Study on Tourist Behaviour at 4-Star Hotels in Quảng Ninh Province: Data Analysis from 
Booking.com 
6. Trần Mai Đông và Trần Huỳnh Ngân - Một số giải pháp nâng cao sự thỏa mãn công việc của nhân 
viên y tế: tại bệnh viện đa khoa Đồng Nai. Mã số: 141.2HRMg.21 
Some Suggestions to Improve Job Satisfaction Among Medical Staffs: A Case Study of Dong 
Nai General Hospital 
Ý KIẾN TRAO ĐỔI 
7. Trần Thị Hồng Liên - Công viên khoa học như là trung tâm của hệ sinh thái khởi nghiệp đổi mới 
sáng tạo: góc nhìn hệ thống và những hàm ý cho Thành phố Hồ Chí Minh. Mã số: 141.3OMIs.31 
Science Park as the Central Part of a Start-up Ecosystem: A System Thinking Perspective and 
Implications for Ho Chi Minh City 
8. Trần Văn Trang - Ảnh hưởng của các yếu tố hỗ trợ và trở ngại cá nhân tới ý định hành vi khởi sự 
kinh doanh: nhận thức của nữ sinh viên một số trường đại học tại Hà Nội. Mã số: 141.3OMIs.31 
Impacts of Support Factor and Personal Prevetion to Business of Fermale Students in Some 
Hanoi-based Universities 
ISSN 1859-3666
1
1. Mở đầu 
Thị trường tài chính Việt Nam đã trải qua 20 năm 
phát triển và đã đạt tới độ chín để hình thành những 
thị trường tài chính cao cấp, có độ phức tạp cao như 
thị trường phái sinh. Với việc có ngày càng nhiều 
người tham gia vào thị trường phái sinh, và kế hoạch 
tiếp tục triển khai giao dịch những sản phẩm phái 
sinh mới so với sản phẩm tương lai VN30 vào năm 
2017, có thể nói thị trường phái sinh bắt đầu có sự 
thâm nhập vào hệ thống và được đón nhận. Số lượng 
47 triệu hợp đồng phái sinh được giao dịch trong 
vòng 3 năm cho thấy sự tăng trưởng mạnh của thị 
trường, tuy nhiên con số này cũng cho thấy một thực 
tế là thị trường tài chính Việt Nam nói chung và thị 
trường chứng khoán phái sinh nói riêng có tỷ trọng 
nhà đầu tư cá nhân khá cao. Thông tin từ HNX cho 
thấy tỷ trọng nhà đầu tư cá nhân trong tháng 1/2020 
chiếm tới 84,25%, và đây đã là con số giảm so với 
thời gian trước. Điểm đáng chú ý là thị trường phái 
sinh là thị trường tài chính bậc cao, với nhiều rủi ro 
và hàm chứa độ phức tạp cao, nên đối với các nhà 
đầu tư cá nhân, việc tham gia thị trường này sẽ chứa 
nhiều yếu tố rủi ro. 
Vì lý do này, việc đánh giá các nhân tố quyết 
định tới ý định hành vi tham gia đầu tư chứng khoán 
phái sinh của các nhà đầu tư cá nhân trên thị trường 
phái sinh Việt Nam có ý nghĩa quan trọng, giúp đưa 
ra những hiểu biết về động cơ, nhân tố thúc đẩy ý 
định của nhà đầu tư, để từ đó có thể đưa ra những 
biện pháp ứng xử, quản lý phù hợp. 
Khi nghiên cứu về ý định hành vi, khuôn mẫu 
nghiên cứu cổ điển có tính ứng dụng cao là Lý 
thuyết hành vi có kế hoạch (TPB- Theory of Planned 
Behavior) phát triển bởi (Ajzen, 1991). Lý thuyết 
này được kiểm chứng qua thời gian và nhiều nghiên 
cứu khác nhau, cho thấy năng lực giải thích tốt đối 
với ý định hành vi. Nghiên cứu này áp dụng lý 
thuyết TPB mở rộng, với việc đưa thêm một số các 
nhân tố bên ngoài lý thuyết TPB cổ điển để phù hợp 
hơn với thị trường phái sinh ở Việt Nam trong giai 
đoạn hiện nay, nhằm xác định các nhân tố có tác 
động tới ý định đầu tư chứng khoán phái sinh. Bên 
cạnh đó, để phục vụ cho mục tiêu xác định tác động 
trung gian của các nhân tố tuyến giữa, và tác động 
khác nhau của các phân nhóm nhân khẩu học, 
nghiên cứu sử dụng kỹ thuật thống kê PLS-SEM và 
PLS-MGA để xác minh hiệu ứng trung gian của 
nhân tố Thái độ, và sự khác biệt giữa nhóm Thu 
nhập cao và Thu nhập thấp. 
2. Tổng quan nghiên cứu 
2.1. Lý thuyết hành vi có kế hoạch 
Bên cạnh các lý thuyết giải thích hành vi phổ 
biến như TRA, TAM, UTAUT, ... lý thuуết TРB 
được (Ajzen, 1991) рhát triển, lý thuyết này xây 
11
?
Sè 141/2020
Kinh tÕ vμ qu¶n lý
thương mại
khoa học
CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG TỚI Ý ĐỊNH ĐẦU TƯ 
CHỨNG KHOÁN PHÁI SINH CỦA NHÀ ĐẦU TƯ CÁ NHÂN: 
TRƯỜNG HỢP NGHIÊN CỨU TẠI VIỆT NAM 
Phan Trần Trung Dũng 
Trường Đại học Ngoại Thương 
Email: fandzung@ftu.edu.vn
Ngày nhận: 04/02/2020 Ngày nhận lại: 24/03/2020 Ngày duyệt đăng: 08/04/2020 
Trong nghiên cứu này, phương pháp nghiên cứu PLS-SEM được sử dụng để đánh giá mối quan hệ giữa các biến ban đầu của Lý thuyết hành vi có kế hoạch (TPB) là Thái độ, Chuẩn xã hội, Nhận 
thức kiểm soát hành vi, cùng với các biến được mở rộng là Kinh nghiệm quá khứ, Nhận thức rủi ro và Thông 
hiểu tài chính để giải thích ý định hành vi đầu tư chứng khoán phái sinh tại Việt Nam. Bài viết cũng sử dụng 
phương pháp PLS-MGA để đán ...  cung cấp thêm bằng chứng 
về độ tin cậy đồng nhất của mô hình, 
với các giá trị độ tin cậy tổng hợp CR 
đều lớn hơn so với 0.7, như (Hair và 
cộng sự, 2019) đã chỉ ra. Riêng biến 
LIT vì chỉ có 1 chỉ báo (Indicator) nên 
các giá trị độ tin cậy đều bằng 1. Giá 
trị hội tụ của mô hình cũng đạt yêu 
cầu, nghĩa là tất cả các chỉ báo đều hội tụ, có mối 
tương quan cao để giải thích biến tiềm ẩn. Hệ số 
phương sai trích trung bình AVE đều cao hơn 0.5, 
như được đề xuất bởi (Hair và cộng sự, 2019). 
- Kết quả kiểm định HTMT cho Giá trị phân biệt 
(Discriminant Validity) 
Tiêu chí đánh giá tiếp theo cho tính hợp lệ của 
mô hình là kiểm định độ phân biệt của dữ liệu. Giá 
trị phân biệt là mức độ mà các yếu tố khác biệt với 
nhau và không tương quan với nhau. Giá trị phân 
biệt có thể được kiểm định bằng nhiều phương pháp 
như hệ số tải chéo, hệ số Fornell-Larcker. Trong 
nghiên cứu này, tác giả sử dụng hệ số Heterotrait-
Monotrait (HTMT) của (Henseler và cộng sự, 
2015). Giá trị HTMT quá cao dẫn đến vấn đề là biến 
tiềm ẩn được giải thích tốt hơn bởi những chỉ báo 
thành phần của biến tiềm ẩn khác chứ không phải là 
những chỉ báo của chính nó. Nói một cách khác, nếu 
HTMT quá cao, chỉ báo của biến tiềm ẩn này lại giải 
Sè 141/202016
Kinh tÕ vμ qu¶n lý
thương mại
khoa học
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ phần mềm 
SmartPLS 3.2.9 
Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất 
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ phần mềm SmartPLS 3.2.9 
Hình 2: Kết quả thuật toán PLS 
Ban̉g 3: Kết quả kiểm định Độ tin cậy và Độ hợp lệ của các nhóm biến 
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ phần mềm SmartPLS 3.2.9 
thích cho biến tiềm ẩn khác. Để đảm bảo giá trị phân 
biệt, HTMT cần <0.85. Tất cả các giá trị HTMT 
trong Bảng 4 đều đạt kết quả dưới 0.85, đáp ứng 
ngưỡng tối đa của tiêu chí này. 
- Kết quả kiểm định đa cộng tuyến giữa các biến 
tiềm ẩn cho mô hình cấu trúc 
Đa cộng tuyến là hiện tượng xảy ra khi các biến 
tiềm ẩn có tương quan chặt chẽ với nhau. Điều này 
làm cho hệ số R2 và các hệ số hồi quy gặp phải sai 
lệch trong ước lượng. Để kiểm định hiện tượng đa 
cộng tuyến, hệ số phóng đại phương sai VIF được sử 
dụng. Nếu hệ số phóng đại phương sai VIF > 2 thì có 
dấu hiệu đa cộng tuyến, nếu VIF > 10 thì chắc chắn 
có đa cộng tuyến còn nếu VIF <2 thì mô hình không 
bị đa cộng tuyến, theo (Hair Jr và cộng sự, 2016). 
Kết quả từ bảng 5 cho thấy mô hình không gặp 
hiện tượng đa cộng tuyến do hệ số phóng đại 
phương sai của tất cả các biến 
tiềm ẩn đều nhỏ hơn 2, lớn nhất 
chỉ bằng 1.44 
- Kết quả kiểm định mức ý 
nghĩa thông qua thuật toán 
Bootstrap 
Trong triển khai thuật toán 
PLS-SEM, thuật toán Bootstrap 
được sử dụng để xác định mức ý 
nghĩa thống kê trong quan hệ giữa 
các biến tiềm ẩn. Theo đó, nếu hệ 
số t-value của thuật toán 
Bootstrap cho kết quả lớn hơn 
1.96 sẽ tương ứng với giá trị α = 
0.05, và như vậy mối quan hệ 
giữa hai biến tiềm ẩn được coi là có ý nghĩa thống 
kê tại mức 5%. Bảng 6 dưới đây trình bày kết quả 
của thuật toán Bootstrap. 
Phương pháp Bootstrap cho thấy tất cả giá trị t-
value đều cao hơn so với 1.96, trừ LIT→ATT (t-
values có giá trị 0.578) và SN→INT (t-values có 
giá trị 1.4), khẳng định rằng gần như tất cả các 
biến trong mô hình đều có ý nghĩa thống kê. Kiểm 
định này cho thấy trong số các giả thuyết được đưa 
ra, giả thuyết H3 và H5b không được chấp nhận. 
- Kết quả thuật toán PLS-MGA 
Để kiểm định giả thuyết H7, bài viết 
thực hiện thuật toán PLS-MGA (Hair Jr 
và cộng sự, 2016), để kiểm định sự khác 
biệt có ý nghĩa thống kê giữa hai nhóm 
đối tượng có đặc điểm nhân khẩu học 
Thu nhập khác nhau. Trong đó, những 
người có thu nhập thuộc nhóm thu nhập 
thấp có thu nhập dưới 20 triệu và những 
người có thu nhập cao có thu nhập trên 
20 triệu trở lên. Kết quả thuật toán PLS-
MGA được thể hiện trong bảng 7 cho 
thấy có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê 
giữa hai nhóm thu nhập cao và thu nhập 
trong mối quan hệ LIT→INT, PBC→INT và PR-
INT. Điều này thể hiện đặc điểm nhân khẩu học thu 
nhập thực sự có tác động tới các mối quan hệ giải 
thích ý định đầu tư chứng khoán phái sinh. 
5. Thảo luận kết quả nghiên cứu 
Sử dụng mô hình kết hợp TPB mở rộng, với sự 
tích hợp của các nhân tố đặc trưng, nghiên cứu này 
17
?
Sè 141/2020
Kinh tÕ vμ qu¶n lý
thương mại
khoa học
Bảng 4: Kết quả kiểm định HTMT cho Giá trị phân biệt 
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ phần mềm SmartPLS 3.2.9 
Bảng 5: Hệ số phóng đại phương sai VIF 
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ phần mềm 
SmartPLS 3.2.9 
 Biến tiềm ẩn ATT INT 
ATT 1.218 
INT 
LIT 1.129 1.160 
PBC 1.273 
PE 1.355 
PR 1.129 1.440 
SN 1.183 
Bảng 6: Kết quả thuật toán Bootsrap 
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ phần mềm SmartPLS 3.2.9 
?đã đưa ra bằng chứng cho sự phù hợp của các giả 
thuyết đề xuất. Tất cả các biến tiềm ẩn trong mô 
hình, trừ biến Chuẩn xã hội đều có tác động trực 
tiếp và có ý nghĩa thống kê đến ý định đầu tư chứng 
khoán phái sinh tại Việt Nam với khả năng giải thích 
của mô hình là 54.3%. Trong số các nhân tố có tác 
động đến ý định đầu tư chứng khoán phái sinh, biến 
Nhận thức kiểm soát hành vi có tác động trực tiếp 
mạnh nhất đến biến phụ thuộc Ý định với hệ số 
đường dẫn là 0.419, khẳng định giả thuyết H2, kết 
quả này phản ánh thực tế rằng nhà đầu tư tiềm năng 
chịu ảnh hưởng mạnh mẽ từ nhận thức về khả năng 
kiểm soát kết quả đầu tư của mình. Kết quả này 
phần nào thể hiện sự tự tin thái quá của nhà đầu tư 
tại Việt Nam, thống nhất với kết quả nghiên cứu của 
(Dzung Tran Trung và cộng sự, 2020), (My và cộng 
sự, 2016). 
Nhân tố Thái độ có tác động trực tiếp và cùng 
chiều đến ý định đầu tư chứng khoán phái sinh, với 
giá trị của hệ số đường dẫn (hệ số tác động) là 0.296, 
ủng hộ giả thuyết H3. Không chỉ đóng vai trò giải 
thích trực tiếp, nhân tố thái độ còn đóng vai trò trung 
gian giữa Nhận thức rủi ro và Ý định đầu tư, khẳng 
định giả thuyết H6b. Tuy nhiên, giả thuyết H5b: 
Thái độ đóng vai trò trung gian giữa Thông hiểu tài 
chính và Ý định đầu tư không được hỗ trợ. Vai trò 
quan trọng của nhân tố Thái độ trong giải thích ý 
định đầu tư chứng khoán phái sinh ở Việt Nam cả ở 
trực tiếp và góp phần gián tiếp với Nhận thức rủi ro 
cho thấy tầm quan trọng trong thái độ của nhà đầu 
tư đối với phái sinh. 
Bên cạnh đó, Kinh nghiệm quá khứ có tác động 
đến Ý định, với hệ số đường dẫn có giá trị 0.2, hỗ 
trợ giả thuyết H4. Kinh nghiệm quá khứ được khai 
thác trong nghiên cứu này bao hàm cả kinh nghiệm 
tiếp xúc với phái sinh và các sản phẩm tài chính 
khác, nó thể hiện việc những người đã từng có kinh 
nghiệm trong lĩnh vực tài chính ngân hàng sẽ có ý 
định đầu tư chứng khoán phái sinh rõ ràng hơn. 
Biến tiềm ẩn Thông hiểu 
tài chính có mức tác động thấp 
tới ý định đầu tư ở mức 0.073, 
tuy nhiên tác động này là có ý 
nghĩa thống kê, ủng hộ giả 
thuyết H5a. Biến thông hiểu tài 
chính trong nghiên cứu này chỉ 
bao gồm thông hiểu tài chính 
chủ động và chỉ được đo bằng 
một chỉ báo duy nhất nên kết 
quả này là chấp nhận được. Kết 
quả này đem lại hàm ý nghiên 
cứu về việc cần nâng cao mức 
độ thông hiểu tài chính để tăng 
cường ý định đầu tư chứng 
khoán phái sinh ở các nhà đầu tư cá nhân tiềm năng. 
Một điểm đáng chú ý là Nhận thức về rủi ro, một 
trong các nhân tố mới được đưa vào mô hình, có tác 
động ngược chiều lên ý định đầu tư với hệ số tác 
động là -0.101, nhưng do tác động gián tiếp thông 
qua việc tác động đến nhân tố Thái độ của nhà đầu 
tư nên tổng tác động là -0.112. Kết quả này cho thấy 
giả thuyết H6a và H6b là phù hợp. Trên thực tế, khi 
đầu tư vào sản phẩm có tính rủi ro cao như phái sinh, 
nhận thức về rủi ro của nhà đầu tư sẽ có tác động 
ngược chiều lên ý định đầu tư của họ. Kết quả này 
cũng dẫn đến ngụ ý chính sách thống nhất là nhà đầu 
tư cần được đào tạo để có nhận thức đúng đắn hơn 
về rủi ro khi đầu tư chứng khoán phái sinh, từ đó có 
thể đưa ra lựa chọn phù hợp với mình. 
Cuối cùng, phương pháp PLS-MGA cho thấy tác 
động của yếu tố nhân khẩu học lên kết quả nghiên 
cứu, cụ thể ở đây là nhân tố Thu nhập. Những 
người có thu nhập cao có tác động từ Thông hiểu tài 
chính → Ý định đầu tư mạnh hơn, nhưng lại có tác 
động từ Nhận thức kiểm soát hành vi → Ý định yếu 
hơn. Kết quả này thể hiện những người thu nhập cao 
có sự phân hóa rõ rệt trong tác động của thông hiểu 
tài chính, còn những người thuộc nhóm thu nhập 
thấp hơn (chủ yếu là sinh viên) không có sự phân 
hóa rõ rệt trong mức độ thông hiểu tài chính, dẫn 
đến hệ số đường dẫn Thông hiểu tài chính → Ý định 
đầu tư là kém ở nhóm nhân khẩu học này. Bên cạnh 
đó, nhân tố Nhận thức kiểm soát hành vi của nhóm 
thu nhập thấp tác động mạnh hơn tới Ý định, thể 
hiện dấu hiệu cho thấy mức độ tự tin thái quá của 
nhóm này mạnh hơn những người có thu nhập cao, 
là những người đã thực sự quản lý tài chính của 
mình và có nhiều kinh nghiệm hơn, do vậy họ có sự 
kiềm chế cảm xúc tốt hơn trong ý định đầu tư. 
Sè 141/202018
Kinh tÕ vμ qu¶n lý
thương mại
khoa học
Bảng 7: Kết quả thuật toán PLS-MGA 
Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ phần mềm SmartPLS 3.2.9 
Path Coefficients-diff 
(high - low) 
p-Value original 1-
tailed (high vs low) 
p-Value new 
(high vs low) 
ATT -> INT -0.02 0.618 0.765 
LIT -> ATT 0.513 
LIT -> INT 0.255 0 0.001 
PBC -> INT -0.212 0.998 0.003 
PE -> INT -0.013 0.568 0.864 
PR -> ATT 0.146 0.051 0.103 
PR -> INT -0.218 0.996 0.009 
SN -> INT -0.014 0.578 0.844 
6. Kết luận 
Nhìn chung, kết quả nghiên cứu cho thấy, ý 
định đầu tư chứng khoán phái sinh bị ảnh hưởng 
bởi hầu hết các yếu tố trong mô hình TPB mở rộng 
có điều chỉnh, bao gồm các nhân tố: ATT, PBC, PE, 
PR, LIT. Trong đó, ba nhân tố có tác động mạnh 
nhất là PBC, ATT và PE. Bên cạnh việc đóng vai 
trò giải thích trực tiếp, ATT còn đóng vai trò trung 
gian cho quan hệ giữa PR và INT. Ngoài ra, nghiên 
cứu cũng tìm thấy bằng chứng của sự khác biệt 
trong yếu tố nhân khẩu học tới các mối quan hệ 
trong mô hình. 
Nghiên cứu đã khẳng định khả năng áp dụng 
khuôn mẫu TPB vào giải thích ý định đầu tư vào 
phái sinh ở Việt Nam, đồng thời giới thiệu một số 
biến tiềm ẩn mới, giúp gợi ý để tiếp tục mở rộng 
hướng nghiên cứu này trong tương lai, ví dụ như đo 
lường LIT theo cả hai phương pháp, hay mở rộng 
phạm vi kiểm định MGA và hậu MGA.u 
Tài liệu tham khảo: 
1. Ajzen, I. 1991, The theory of planned behav-
ior, Organizational behavior and human decision 
processes, 50, 179-211. 
2. Akhtar, F. & Das, N. 2019, Predictors of 
investment intention in Indian stock markets, 
International Journal of Bank Marketing. 
3. Al-Tamimi, H. a. H. 2009, Financial literacy 
and investment decisions of UAE investors, The 
Journal of Risk Finance. 
4. Ali, A. 2011a, The Mediating Role of Attitudes 
in Trading Companies’Shares, Journal of Global 
Business and Economics, 3, 57-73. 
5. Ali, A. 2011b, Predicting individual investors’ 
intention to invest: an experimental analysis of atti-
tude as a mediator, International Journal of Human 
and Social Sciences, 6, 57-73. 
6. Alleyne, P. 2011, Using the theory of planned 
behaviour and risk propensity to measure invest-
ment intentions among future investors, Journal of 
Eastern Caribbean Studies, 36, 1-21. 
7. Aren, S. & Aydemir, S. D. 2015, The modera-
tion of financial literacy on the relationship between 
individual factors and risky investment intention, 
International Business Research, 8, 17. 
8. Aren, S. & Zengin, A. N. 2016, Influence of 
financial literacy and risk perception on choice of 
investment, Procedia-Social and Behavioral 
Sciences, 235, 656-663. 
9. Bagozzi, R. P. & Kimmel, S. K. 1995, A com-
parison of leading theories for the prediction of 
goal-directed behaviours, British Journal of social 
psychology, 34, 437-461. 
10. Bhushan, P. 2014, Relationship between 
financial literacy and investment behavior of 
salaried individuals. 
11. Chu, Z., Wang, Z., Xiao, J. J. & Zhang, W. 
2017, Financial literacy, portfolio choice and finan-
cial well-being, Social Indicators Research, 132, 
799-820. 
12. Dzung Tran Trung, P., Van Hoang Thu, L. E. 
& Thanh Thi Ha, N. 2020, Overconfidence Bias, 
Comparative Evidences between Vietnam and 
Selected ASEAN Countries, The Journal of Asian 
Finance, Economics and Business, 7, 101-113. 
13. East, R. 1993, Investment decisions and the 
theory of planned behaviour, Journal of Economic 
Psychology, 14, 337-375. 
14. Finucane, M. L. 2002, Mad cows, mad corn, 
& mad money: Applying what we know about the 
perceived risk of technologies to the perceived risk 
of securities, The Journal of Psychology and 
Financial Markets, 3, 236-243. 
15. Glaser, M. & Walther, T. 2014, Run, walk, or 
buy? Financial literacy, dual-process theory, and 
investment behavior Financial Literacy, Dual-
Process Theory, and Investment Behavior (April 
16, 2014). 
16. Hair, J. F., Risher, J. J., Sarstedt, M. & 
Ringle, C. M. 2019, When to use and how to report 
the results of PLS-SEM, European Business Review, 
31, 2-24. 
 Summary 
In this paper, PLS-SEM method was applied to 
assess the relationship between the initial determi-
nants of theory of planned behavior including 
Attitude, Social Norms, Perceived Behavioral 
Control together with expanded variables of Past 
Experience, Perceived Risk, and Financial Literacy 
to explain derivatives investment intention in 
Vietnam. The paper also applies PLS-MGA method 
to test the effect of income demographic factor on 
the differences in the relationship between the hid-
den determinants. The research outcomes reveal that 
most of the determinants except Social norms have 
statistical impacts on the intention, and an MGA 
analysis shows that there is a statistical difference in 
the influence of financial literacy between high 
income and low income groups. 
19Sè 141/2020
Kinh tÕ vμ qu¶n lý
thương mại
khoa học