quan sát biểu diễn các nhân tố đều có giá trị bằng 0.000Các biến quan sát được khẳng định có khả năng biểu diễn tốt cho nhân tố trong mô hình CFA. Hệ số độ tin cậy tổng hợp của thang đo đạt giá trị cao hơn 0.5, và hệ số phương sai trích nằm trong ngưỡng có thể chấp nhận, vì thế, có thể khẳng định thang đo đạt được giá trị hội tụ và tính đơn hướng. Như vậy, thang đo nghiên cứu đối với DTTC đã đảm bảo các yêu cầu phân tích.
Hình 4.4. Mô hình phân tích nhân tố khẳng định CFA bậc 2
Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20
4.3. Đánh giá tác động của các nhân tố ảnh hưởng
a. Ước lượng mô hình hồi quy OLS
Bằng việc thu thập số liệu thực tế thông qua bảng hỏi tại khu vực nông thôn, tác giả thu lại được hơn 512 nghiên cứu phù hợp với thực tế. Thông qua phần mềm SPSS tác giả kiểm định các giả thuyết được lập từ phần trên với phương pháp hồi quy.
Bảng 4.11. Tóm tắt mô hình định lượng chính thức
R | R bình phương | R bình phương hiệu chỉnh | Sai số chuẩn của ước lượng | Durbin-Watson | |
1 | .570a | .325 | .320 | .395 | 1.705 |
Bộ dự báo: (hằng số), giáo dục, giới tính, tuổi, thu nhập. | |||||
Biến phụ thuộc: Financial Literacy | |||||
Có thể bạn quan tâm!
-
Ngưỡng Chấp Nhận Của Các Chỉ Số Phù Hợp Mô Hình -
Thực Trạng Dân Trí Tài Chính Tại Khu Vực Nông Thôn Việt Nam -
Điểm Số Dân Trí Tài Chính Trung Bình Theo Nhân Tố Thu Nhập2 -
Đánh Giá Tác Động Của Kiến Thức Tài Chính, Thái Độ Tài Chính Và Hành Vi Tài Chính Lên Thu Nhập -
Nhóm Kết Quả Về Các Yếu Tố Nội Hàm Dân Trí Tài Chính -
Hạn Chế Của Đề Tài Và Các Hướng Nghiên Cứu Tiếp Theo
Xem toàn bộ 201 trang tài liệu này.
Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20
Từ bảng Model Summaryb, ta thu thập được những kết quả sau:
- Giá trị Adjusted R Square đạt 32%. Điều này nghĩa là các biến bao gồm giáo dục, giới tính, tuổi, thu nhập.ảnh hưởng 32% sự thay đổi của biến phụ thuộc DTTC, còn lại 68% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.
- Giá trị Durbin - Watson của mô hình đạt 1.705 nằm trong khoảng từ 1 đến 3
đồng nghĩa với mô hình hồi quy tuyến tính đơn tốt.
Bảng 4.12. Kiểm định ANOVA định lượng chính thức
a. Biến phụ thuộc:Financial Literacy |
b. Bộ dự báo: Hằng số, Trình độ giáo dục, Giới tính, Tuổi tác, Thu nhập. |
Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20
Trong mô hình hồi quy tuyến tính này, giá trị Sig của kiểm định F là 0.000 nhỏ hơn
0.05 chứng tỏ mô hình trong nghiên cứu phù hợp và có tính đại diện cho tổng thể hay có khả năng suy rộng ra tổng thể.
Từ bảng coefficients của mô hình, kết quả được thu lại như sau:
- Giá trị Sig của các biến giới tính, tuổi, thu nhập, giáo dục lần lượt là 0.591, 0.000, 0.002, 0.008 ,trong đó chỉ có biến giới tính có giá trị sig lớn hơn 0.05 hay nói cách khác, biến Gender không có ý nghĩa trong mô hình.
- Trong kết quả mô hình, các giá trị VIF của các biến tuổi, thu nhập, giáo dục lần lượt là 1.036, 1.065 và 1.055. Bài nghiên cứu này có mô hình và sử dụng bảng câu hỏi sử dụng thang đo Likert có các giá trị VIF < 2. Như vậy, nghiên cứu trong bài không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.13. Coefficients định lượng chính thức
Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số Beta chuẩn hóa | Giá trị t | Giá trị Sig | Giá trị VIF | ||
Beta | Độ lệch chuẩn | |||||
Hằng số | 2.545 | 0.088 | 29.037 | 0.000 | ||
Giới tính | 0.019 | 0.036 | 0.020 | 0.537 | 0.591 | 1.007 |
Tuổi | 0.021 | 0.001 | 0.515 | 13.874 | 0.000 | 1.036 |
Thu nhập | 0.038 | 0.012 | 0.118 | 3.138 | 0.001 | 1.065 |
Trình độ học vấn | 0.036 | 0.013 | 0.099 | 2.647 | 0.008 | 1.055 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20
a. Biến phụ thuộc: DTTC
- Giá trị beta chưa chuẩn hóa của các biến tuổi, thu nhập, giáo dục lần lượt là 0.021, 0.038, 0.036 đều lớn hơn 0 chứng tỏ các biến này có tác động cùng chiều tới DTTC.
Bảng kết quả mô hình hồi quy tuyến tính của nhóm nhân tố ảnh hưởng tới DTTC của người nghèo khu vực nông thôn:
Bảng 4.14. Ý nghĩa kết quả hệ số hồi quy của các nhân tố tác động DTTC
Tên nhân tố | Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa | Hướng tác động | Mức độ tác động | Ý nghĩa | |
1 | Tuổi | 0.021 | Cùng chiều | Tác động lớn nhất tới DTTC. | Trong trường hợp các nhân tố khác không thay đổi, tăng thêm 1 sẽ tăng điểm DTTC 0.021 điểm. |
2 | Thu nhập | 0.038 | Cùng chiều | Tác động tới DTTC thấp hơn tuổi nhưng cao hơn trình độ giáo dục. | Trong trường hợp các nhân tố khác không thay đổi, thu nhập tăng 1 bậc thì điểm DTTC tăng 0.038 điểm. |
3 | Trình độ học vấn | 0.036 | Cùng chiều | Tác động tới DTTC kém nhất trong 3 nhân tố. | Trong trường hợp các nhân tố khác không thay đổi, trình độ giáo dục tăng 1 bậc thì điểm DTTC tăng 0.036 điểm. |
Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20
Như vậy, phương trình hồi quy chưa chuẩn hóa là:
= 2.545 + 0.021 × ổ + 0.038 × ℎ ℎậ%
+ 0.036 × 'ì ℎ độ + á -ụ
Phương trình hồi quy chuẩn hóa là:
= 0.515 × ổ + 0.118 × ℎ ℎậ% + 0.099 × 'ì ℎ độ + á -ụ
Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Histogram (phụ lục 5.4) là đường phân phối chuẩn và biểu đồ tần số được đặt chồng lên nhau. Đồ thị tần số có dạng hình chuông phù hợp với hàm phân phối chuẩn. Giá trị trung bình Mean xấp xỉ 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1. Như vậy, có thể nói, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Có thể kết luận giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Biểu đồ phần dư chuẩn hóa trong Normal P – P Plot (phụ lục cuối) cho thấy các chấm tròn tập trung thành một đường chéo. Điều này có nghĩa rằng cùng với chứng tỏ
cùng với kết quả từ biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Histogram, kết quả từ biểu đồ phần dư chuẩn hóa trong Normal P – P Plot cũng cho thấy giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Biểu đồ phân tán Scatter Plot (phụ lục cuối) được sử dụng nhằm kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính của mô hình. Kết quả từ biểu đồ cho thấy phần dư chuẩn hóa phân bổ tập trung xung quanh đường có hoành độ bằng 0. Như vậy giả định quan hệ tuyến tính không vi phạm.
b. Mô hình cấu trúc tuyến tính (SEM)
Hình 4.5. Mô hình cấu trúc tuyến tính SEM
Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa của các biến độc lập cho thấy, mức độ tác động của Tuổi tác lên DTTC là 1.182, lớn nhất trong tất cả yếu tố. Mức độ ảnh hưởng của trình độ học vấn và tuổi tác lần lượt là 0.321 và 0.133. Các chỉ tiêu đo lường độ phù hợp của mô hình cho thấy, giá trị Chi-square/df= 2.861<3, GFI= 0.904, CFI=0.906 đều lớn hơn 0.9, TLI nằm trong ngưỡng có thể chấp nhận được, hệ số RMSEA= 0.060<0.08, vì thế mô hình đạt được sự phù hợp dữ liệu thị trường. Kết quả của các giá trị P-value của các biến độc lập đều có giá trị thấp hơn giá trị 0.05Các biến độc lập đều thể hiện sự ảnh hưởng tới biến phụ thuộc là DTTC.
Bảng 4.15. Hệ số mô hình cấu trúc
Estimate | |||
Financial_Literacy | <--- | Age | 1.182 |
Financial_Literacy | <--- | Income | .321 |
Financial_Literacy | <--- | Education | .133 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22
c. Kiểm định độ tin cậy của mô hình với phương pháp Bootstrap
Bảng 4.16 Kết quả ước lượng mô hình qua Bootstrap với n= 1000
SE | SE-SE | Mean | Bias | SE- Bias | Critical Ratios | |
Financial_Literacy <--- Age | .148 | .003 | 1.105 | .027 | .005 | 0.54 |
Financial_Literacy <--- Income | .082 | .002 | .291 | .002 | .003 | 0.67 |
Financial Literacy <--- Education | .066 | .001 | .131 | .003 | .002 | 1.5 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20
Kiểm định này giúp đánh giá lại độ tin cậy của các ước lượng trong mô hình với mẫu lặp lại N=1000. Kết quả ước lượng từ 1000 quan sát được tính trung bình với độ chệch được trình bày trong bảng trên. Qua bảng trên, các hệ số CR đều bé hơn 1.96 từ đó có thể kết luận từ kết quả ước lượng mô hình, sự chênh lệch của nhóm hệ số trong
mô hình với 1000 quan sát là rất nhỏ. Suy ra, mô hình DTTC vẫn có ý nghĩa đối với cỡ mẫu lớn, ước lượng mô hình có thể tin cậy
4.4. Đánh giá tác động của dân trí tài chính lên thu nhập
4.4.1 Đánh giá tác động của dân trí tài chính lên thu nhập
Từ bộ số liệu gồm 512 thu thập được qua bảng hỏi khảo sát tại các vùng nông thôn ở Việt Nam, tác giả tiến hành sử dụng phương pháp hồi quy lập mô hình hồi quy và kiểm định nhằm xác định tác động của dân trí tài chính lên thu nhập.
Với mô hình ban đầu được xác định bởi các biến là:
- Biến phụ thuộc: INCOME - thu nhập, được mã hoá từ 1 - 6 theo các mức thu nhập.
- Biến độc lập: DTTC - Dân trí tài chính, được tính bằng cách lấy mean của các biến phản ánh.
Phương trình tuyến tính: 0 123 = 4+ 4×
Sử dụng các kiểm định ANOVA, Durbin-Watson cùng với phương pháp hồi quy và các đồ thị kiểm tra vi phạm giả thuyết, thu được kết quả như sau:
Bảng 4.17. Tóm tắt mô hình tác động của DTTC lên thu nhập
R | R bình phương | R bình phương hiệu chỉnh | Sai số chuẩn của ước lượng | |
1 | .305a | .093 | .091 | 1.435 |
Bộ dự đoán: Hằng số, Financial Literacy Biến phụ thuộc: Thu nhập
Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20
Từ bảng, tác giả thu được giá trị R bình phương hiệu chỉnh của mô hình đạt 9.1%. Điều này có ý nghĩa rằng biến DTTC trong mô hình giải thích được 9.1% sự biến động của biến thu nhập, còn lại 90.9% là do các biến số khác ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.
Bảng 4.18. Kiểm định ANOVA phân tích tác động của DTTC lên thu nhập
Giá trị F | Sig | |
Hàm hồi quy tuyến tính | 53.331 | .000b |
Biến phụ thuộc: Income
Bộ dự đoán: Hằng số, Financial Literacy
Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20
Với giá trị Sig của kiểm định F là 0.000 < 0.05, kết luận rằng mô hình phù hợp với tổng thể.
Bảng 4.19. Kết quả Coefficients phân tích tác động của DTTC lên thu nhập
Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số Beta chuẩn hóa | Giá trị t | Giá trị Sig | Giá trị VIF | ||
Beta | Độ lệch chuẩn | |||||
C | 0.011 | 0.541 | 0.021 | 0.983 | ||
Financial Literacy | 1.038 | 0.143 | 0.305 | 7.234 | 0.000 | 1.000 |
a. Biến phụ thuộc: Income
Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20
Qua bảng Coefficients, tác giả rút ra các kết luận sau:
- Giá trị sig kiểm đinh t của biến độc lập bằng 0.000 < 0.05 suy ra biến độc lập (DTTC) có ý nghĩa thống kê.
- Hệ số Beta của biến độc lập bằng 1.038 > 0 suy ra biến độc lập (DTTC) ảnh hưởng cùng chiều lên biến phụ thuộc (INCOME).
Phương trình hồi quy tuyến tính thu được là
0 123 = 0.011 + 1.038 × 5 56_ 8 '5 9
Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hoá Histogram (chi tiết xem tại phụ lục 6) là biểu đồ đường cong có dạng hình chuông, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Giá trị trung bình Mean = -1.17E - 15 xấp xỉ bằng 0, độ lệch chuẩn là 0.999 gần bằng 1, như vậy có thể nói, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Có thể kết luận rằng: Giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.