Đánh Giá Tác Động Của Kiến Thức Tài Chính, Thái Độ Tài Chính Và Hành Vi Tài

Biểu đồ phần dư chuẩn hóa trong Normal P – P Plot (chi tiết xem tại phụ lục 6) cho thấy các điểm phân vị trong phân phối của phần dư tập trung thành một đường chéo, do đó phần dư sẽ có phân phối chuẩn.

Biểu đồ phân tán Scatter Plot (chi tiết xem tại phụ lục 6) cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường hoành độ 0, nên giả định quan hệ tuyến tính không vi phạm.

Từ các kết quả trên, tác giả rút ra kết luận rằng DTTC thực sự có tác động lên thu nhập, cùng quan điểm với các lý thuyết đước ra ở phần trên.

4.4.2 Đánh giá tác động của kiến thức tài chính, thái độ tài chính và hành vi tài chính lên thu nhập

Theo như lý thuyết ở trên, DTTC được phản ánh bởi hành vi tài chính, thái độ tài chính, kiến thức tài chính và để làm rõ hơn vai trò và mối quan hệ của các nhân tố phản ánh với thu nhập, tác giả quyết định giả định phương trình tuyến tính và kiểm định:

0 123 = 4+ 4× :; + 4< × Đ + 4> × ? 1 + 4> × ? 2

Với biến phụ thuộc INCOME là thu nhập; biến độc lập là mean của các nhân tố được lấy từ kiểm định EFA, CFA, cụ thể:

- Behavior: Hành vi tài chính

- Attitude: Thái độ tài chính

- Knowledge_1: Kiến thức (liên quan đến lạm phát, lãi suất tiền gửi và lãi suất)

- Knowledge_2: Kiến thức (liên quan đến kế hoạch và khả năng sử dụng tiền của người dân)

Kết quả thu được như sau:

Bảng 4.20. Tóm tắt mô hình tác động của các nhân tố phản ánh lên thu nhập

Mẫu

R bình phương

R bình phương hiệu chỉnh

Sai số chuẩn của

ước lượng

Durbin-Watson

.329a

.109

.102

1.427

1.425

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 201 trang tài liệu này.

Bộ dự đoán: Hằng số, Knowledge_2, Knowledge_1, Attitude, Knowledge Biến phụ thuộc: Thu nhập

Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20

Từ bảng, rút ra các kết luận sau:

- Giá trị R bình phương hiệu chỉnh đạt 10.2%, có nghĩa là các biến độc lập HV, TĐ, KT1 và KT2 giải thich được 10.2% sự biến động của biến phụ thuộc (INCOME). Còn 89.1% còn lại là sự ảnh hưởng của các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.

- Giá trị của kiểm định Durbin-Watson bằng 1.425 với mẫu n = 500, k = 4 nên mô hình không xảy ra hiện tượng tự tương quan.

Bảng 4.21. Kiểm định ANOVA

Hàm sử dụng Giá trị F Sig

Hàm hồi quy tuyến tính 15.436 .000b

a. Biến phụ thuộc: Thu nhập

b. Bộ dự đoán: Hằng số, Knowledge_2, Knowledge_1, Attitude, Knowledge

Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20

Với bảng ANOVA, Giá trị sig của kiểm định F bằng 0.000 < 0.05 cho thấy mô hình phù hợp và có thể suy rộng ra tổng thể.

Bảng 4.22. Kết quả Coefficients phân tích tác động của các nhân tố phản ánh lên thu nhập

Mẫu

Hệ số chưa chuẩn hóa		Hệ số Beta chuẩn hóa	Giá trị t	Giá trị Sig	Giá trị VIF
Beta	Độ lệch chuẩn	Hệ số Beta chuẩn hóa	Giá trị t	Giá trị Sig	Giá trị VIF
Hằng số	3.895			61.750	0.000
Behavior	0.444	0.295	0.295	7.026	0.000	1.000
Attitude	0.141	0.093	0.093	2.226	0.026	1.000
Knowledge_1	0.031	0.02	0.02	0.486	0.627	1.000
Knowledge_2	0.169	0.112	0.112	2.680	0.008	1.000

a. Biến phụ thuộc: Thu nhập

Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 22 và AMOS 20

Từ bảng Coefficients, rút ra các kết luận sau:

- Giá trị sig của các biến Behavior, Attitude, Knowledge_2 lần lượt bằng 0.000;

0.026; 0.008 đều bé hơn 0.05 nên các biến này có ý nghĩa thống kê. Biến Knowledge_1 có giá trị sig bằng 0.627 > 0.05 nên biến này không có ý nghĩa.

- Hệ số beta của tất cả các biến đều lớn hơn 0 cho thấy các biến độc lập tác động cùng chiều lên biến phụ thuộc. So sánh hệ số beta chuẩn hoá với beta lần lượt của các biến là Behavior > Knowledge_2 > Attitude > Knowledge_1 có ý nghĩa rằng biến Behavior tác động mạnh nhất tới biến phụ thuộc; sau đó tới các biến Knowledge_2, Attitude; cuối cùng là biến Knowledge_1 gần như không có tác động lên biến phụ thuộc.

- Giá trị VIF của các biến đều < 2, do đó không xảy ra hiện tượng tự tương quan giữa các biến độc lập.

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 = 2.78E - 17 xấp xỉ bằng 0, độ lệch chuẩn là 0.996 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.

Biểu đồ phần dư chuẩn hóa trong Normal P – P Plot (chi tiết xem tại phụ lục 6) cho thấy được các điểm phân vị trong phân phối của phần dư tập trung thành một đường chéo, phần dư sẽ có phân phối chuẩn.

Từ các kết quả trên, tác giả kết luận rằng DTTC có sự tác động rõ ràng tới thu nhập của người nghèo tại vùng nông thôn Việt Nam với yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất tới thu nhập là hành vi tài chính tích cực. Giải thích về việc biến KT1 không có ý nghĩa, tác giả cho rằng kiến thức tài chính về lạm phát, lãi suất tiền gửi và lãi suất trong trường hợp có lạm phát tác động chủ yếu đến không có ý nghĩa tác động cùng với thu nhập cho những người dân tại vùng nông thôn chi tiêu và tiết kiệm trong cuộc sống hàng ngày của người dân. Còn đối với nhóm nhân tố KT_2, liên quan đến khả năng đầu tư và sử dụng tiền một cách hiệu quả của người dân, nên có tác động mạnh lên thu nhập của người dân. Vì vậy, nhóm kiến thức về kinh tế liên quan đến kế hoạch và khả năng sử dụng tiền của người dân, thái độ tài chính và hành vi tài chính mới thực sự tác động lên thu nhập của người dân.

CHƯƠNG 5: THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ HÀM Ý MỘT SỐ CHÍNH SÁCH

5.1. Thảo luận kết quả nghiên cứu

Do hiện nay DTTC là một vấn đề khá mới tại Việt Nam, và cũng chưa có một chương trình triển khai cụ thể nhằm nâng cao DTTC cho người nghèo tại vùng nông thôn Việt Nam nên việc đưa ra định hướng còn khá khó khăn.

Trên cơ sở kết hợp các nghiên cứu trước đây về DTTC và phát triển dựa trên những đóng góp của các nhóm chuyên gia cùng với sự phù hợp đối với tình hình kinh tế Việt Nam, tác giả xây dựng mô hình các nhân tố ảnh hưởng tới DTTC, nhân tố phản ánh DTTC và ảnh hưởng của DTTC lên thu nhập. Hai phương pháp nghiên cứu được sử dụng trong bài nghiên cứu nhằm kiểm định lại mô hình, thang đo và giả thuyết nghiên cứu bao gồm nghiên cứu định tính và nghiên cứu định lượng. Nghiên cứu định tính và định lượng đều được diễn ra 2 bước đó là nghiên cứu sơ bộ và nghiên cứu chính thức. Nghiên cứu chính thức được phát triển trên nền của nghiên cứu sơ bộ sau khi hiệu chỉnh bởi chuyên gia và tác giả.

Dữ liệu phục vụ nghiên cứu định lượng được thu thập bằng phương pháp bảng hỏi. Bảng hỏi chính thức được hiệu chỉnh dựa trên bảng hỏi của OECD sau đó hiệu chỉnh để phù hợp với nền kinh tế Việt Nam. Cụ thể:

- Kiến thức tài chính: tác giả đã hiệu chỉnh lại các câu hỏi thuộc các chủ đề: tính toán lãi suất, lạm phát, lãi suất có lạm phát, đầu tư, phân loại rủi ro, chi phí cơ hội. Ngoài ra, từ ngữ, cách diễn đạt được hiệu chỉnh để dễ hiểu và thực tế hơn, thang đo được thay đổi để phù hợp với người nghèo khu vực nông thôn Việt Nam

- Thái độ tài chính: Nội dung của các nhận định được giữ nguyên, nhưng từ ngữ, cách diễn đạt được hiệu chỉnh để dễ hiểu và thực tế hơn, thang đo được thay đổi để phù hợp với người nghèo khu vực nông thôn Việt Nam

- Hành vi tài chính: Nội dung của các nhận định hầu như được giữ nguyên, chỉ lược bỏ đi một số câu hỏi về lựa chọn các sản phẩm tài chính hiện đại, vì nhóm đã đưa vào nghiên cứu sơ bộ nhưng nhận thấy không có hiệu quả ở khu vực nông thôn Việt Nam. Từ ngữ, cách diễn đạt được hiệu chỉnh để dễ hiểu và thực tế hơn, thang đo được thay đổi để phù hợp với người nghèo khu vực nông thôn Việt Nam.

Với dữ liệu được thu thập tại vùng nông thôn, tác giả đã lọc ra 512 quan sát phù hợp. Nguồn dữ liệu này được xử lý bằng phần mềm SPSS và AMOS thông qua các phương pháp đánh giá và kiểm định để đưa ra kết quả của bài nghiên cứu.

Từ cơ sở lý thuyết, có 6 nhóm nhân tố được xác định có ảnh hưởng tới DTTC bao gồm trình độ học vấn, thu nhập, việc làm, tuổi tác, giới tính, chủng tộc và tôn giáo. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu cho thấy các nhân tố được kiểm định có ảnh hưởng tới DTTC của người nghèo khu vực nông thôn Việt Nam bao gồm trình độ học vấn, tuổi tác và thu nhập. Các nhân tố còn lại bao gồm việc làm, giới tính, chủng tộc và tôn giáo được xác định không phù hợp mẫu nghiên cứu, không tác động tới DTTC và không phù hợp với Việt Nam. Mô hình nhóm nhân tố phản ánh DTTC bao gồm các nhân tố bao gồm: kiến thức tài chính, thái độ tài chính và hành vi tài chính được kiểm định phù hợp và có ý nghĩa. Dân trí tài chính được kiểm định có tác động cùng chiều tới thu nhập. Cùng với đó, nhóm các nhân tố phản ánh DTTC cũng được kiểm định tác động tới DTTC. Kết quả, mô hình này phù hợp và có tác động khác nhau theo từng nhóm nhân tố.

5.1.1 Kết quả về thực trạng dân trí tài chính tại khu vực nông thôn Việt Nam

Kết quả đo lường cho thấy điểm số DTTC của người nghèo khu vực nông thôn Việt Nam nhìn chung đạt mức trên trung bình, tuy nhiên cách biệt còn rất lớn, có sự phân hóa cao trong kiến thức, thái độ và hành vi tài chính của các đối tượng nghiên cứu. Ngoài ra, có rất nhiều câu trả lời “Tôi không chắc chắn”, kể cả những câu hỏi về định nghĩa lãi suất hay lạm phát cơ bản. Sự khác biệt này được phân tích rõ hơn theo từng nhân tố ảnh hưởng đến DTTC trong nghiên cứu và có thể dẫn đến kết luận rằng: Có sự chênh lệch về điểm số DTTC giữa các đối tượng có khác biệt về học vấn, thu nhập, tuổi tác, giới tính. Phân tích ý nghĩa thống kê của các sự khác biệt này cũng đã được làm rõ trong nghiên cứu.

Như vậy, mặc dù điểm số DTTC vẫn đạt mức trung bình, nhưng nhìn chung kiến thức, thái độ và hành vi tài chính của người dân vẫn chưa chắc chắn và còn sự phân hóa lớn giữa các đối tượng khảo sát tại khu vực nông thôn Việt Nam.

5.1.2 Nhóm kết quả về nhân tố nhân khẩu học

Kết quả đo lường cho thấy, hiện tại có các nhóm nhân tố tác động đến dân trí tài chính của người nghèo khu vực nông thôn bao gồm học vấn (thể hiện qua giáo dục), tuổi, thu nhập; trong khi đó, một số biến khác lại không thể hiện tác động như giới tính và nghề nghiệp.

Thứ nhất, về học vấn

Học vấn (và trình độ giáo dục) có tác động cùng chiều lên DTTC. Kết quả này đồng thuận với các nghiên cứu của Bhushan và Medury (2013); Brown và Graf (2013); Morgan và Trinh (2017); Banks và Oldfield (2007), Christelis và cộng sự (2010),

Lusardi và cộng sự (2017). Tuy nhiên, kết quả này lại đi ngược với kết quả cho rằng với kết luận cho rằng người cao tuổi thường có DTTC thấp ở trong nghiên cứu của Alessie và cộng sự (2008), Lusardi và Tufano (2015), Atkinson và Messy (2012). Với điểm số đạt được, có thể thấy rằng người nghèo sống tại khu vực nông thôn Việt Nam, nếu chia theo trình độ học vấn hoặc giáo dục thì người có trình độ học vấn các cao càng có DTTC tốt. Tuy nhiên, một kết quả thú vị cho thấy, nhóm người có trình độ học vấn Dưới Tiểu học (Biết đọc biết viết) lại có điểm DTTC đạt 3.6575, cao hơn nhóm Trung học Phổ thông khi nhóm này đạt 3.616 điểm. Sự chênh lệch giữa nhóm Dưới Tiểu học (Biết đọc biết viết) được giải thích bởi những người biết đọc biết viết ở nông thôn trong khảo sát này đa phần là những người ở độ tuổi trung niên, nên thường có xu hướng có những kiến thức tài chính từ thực nghiệm, từ đó rút ra những kinh nghiệm để có những thái độ và hành vi tài chính được đánh giá là tích cực. Trong khi đó, sự chênh lệch không đáng kể giữa hai nhóm có trình độ học vấn tương đồng là độ Cao đẳng và Đại học cùng nhóm Trung cấp chuyên nghiệp và Dạy nghề. Vì vậy, có thể nói trình độ học vấn càng cao thì điểm số DTTC càng được cải thiện.

Bên cạnh đó, kết quả hồi quy cho thầy, Giá trị Sig = 0.008 < 0.05 và giá trị VIF =

1.055 điều này có nghĩa là trình độ học vấn có tác động tới DTTC. Hệ số Beta chuẩn hóa của mô hình là 0.099, đứng cuối trong các nhân tố ảnh hưởng tới DTTC chứng tỏ trình độ học vấn tác động yếu nhất trong nhóm nhân tố tác động tới DTTC. Hệ số Beta chưa chuẩn hóa trong mô hình bằng 0.036 > 0 chứng tỏ trình độ học vấn ảnh hưởng cùng chiều tới DTTC. Như vậy giả thuyết H5 được chấp nhận. Đây cũng là kết quả của một số nghiên cứu như Lusardi và Mitchell (2011b); Lusardi và cộng sự (2017).

Thứ hai, về thu nhập

Kết quả thống kê về thực trạng DTTC cho thấy, điểm DTTC xu hướng tăng cùng chiều với thu nhập, điều này cũng tương đồng với kết luận đưa ra trong nghiên cứu của tác giả Lusardi và Tufano (2015). Mặc dù sự chênh lệch không nhiều, nhưng xu hướng tăng lên của DTTC có thể thấy rõ.

Kết quả này được giải thích là do với mức thu nhập càng cao, các cá nhân có xu hướng sẽ tiêu dùng và sử dụng các dịch vụ tài chính nhiều hơn, vậy nên kinh nghiệm của họ cũng cao hơn so với các nhóm đối tượng có thu nhập thấp. Với mức thu nhập thấp nhất thì có một bộ phận là sinh viên, người trẻ đã được tiếp xúc và học tập các kiến thức, hành vi về tài chính nhưng do chưa đi làm nên chưa có thu nhập, do đó kéo điểm trung bình DTTC của nhóm này cao lên so với nhóm liền tiếp. Vậy nên, việc nói thu nhập ảnh hưởng lên DTTC là có cơ cở. Tuy nhiên, vấn đề này cũng đang cho thấy một

hiện trạng: một lượng (cựu) học sinh sinh viên đang không sử dụng được kiến thức của mình khi đang đi học, gây ra sự lãng phí lớn trong nguồn lực giáo dục của nhà nước.

Đối với kết quả kiểm định mô hình, giá trị Sig = 0.002 < 0.05 và giá trị VIF =

1.065 điều này có nghĩa là thu nhập có tác động tới DTTC. Hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.118, tác động mạnh thứ 2 trong nhóm nhân tố ảnh hưởng. Hệ số Beta chưa chuẩn hóa trong mô hình bằng 0.038 > 0 chứng tỏ thu nhập ảnh hưởng cùng chiều tới DTTC. Như vậy giả thuyết H4 được chấp nhận. Đây cũng là kết quả của một số nghiên cứu De Clercq và cộng sự (2009), Monticone (2010), Meier và Sprenger (2013), Hastings và Mitchell (2020), Potrich và cộng sự (2015), Sekar và Gowri (2015). Giải thích về giả thuyết này, các nhóm chủ thể có thu nhập cao thường có kinh nghiệm nhiều hơn không chỉ trong chi tiêu, tiết kiệm và đầu tư mà còn hiểu biết về các chỉ số và cách vận hành tài chính và thái độ của họ đối với các vấn đề liên quan tới tài chính của họ càng cao.

Thứ ba, về tuổi tác

Giá trị Sig = 0.000 < 0. 05 và giá trị VIF = 1.036 điều này có nghĩa là tuổi tác có tác động tới DTTC. Hệ số Beta chuẩn hóa của biến tuổi tác là 0.515 lớn nhất trong các biến ảnh hưởng tới DTTC hay nói cách khác tuổi tác có tác động mạnh nhất trong các nhân tố nhân khẩu học tới điểm số của DTTC. Hệ số Beta chưa chuẩn hóa trong mô hình bằng 0.021 > 0 chứng tỏ tuổi tác ảnh hưởng cùng chiều tới DTTC. Như vậy giả thuyết H7 được chấp nhận. Lusardi và Mitchell (2011a) cũng cho kết quả tương tự.

Giải thích về giả thuyết này, người nghèo vùng nông thôn thường có xu hướng đưa ra các quyết định tài chính theo kinh nghiệm trước đó. Các nhóm chủ thể có tuổi tác cao thường có nhiều kinh nghiệm trong hiểu biết tài chính và thái độ đối với các vấn đề liên quan tới tài chính. Vì vậy, tuổi tác càng cao thì DTTC càng cao. Một số tác giả trong nước về hành vi người tiêu dùng cũng đưa ra một số kết quả tương tự: đối với các quốc gia chịu ảnh hưởng của Nho giáo và Phật giáo, thì vấn đề tính cộng đồng rất cao (Nguyễn Thừa Hỷ, 2000, Mai và Tambyah, 2011, Tran và cộng sự, 2017) nên các xu hướng chi tiêu và tiết kiệm mang tính chất cộng đồng rất lớn. Các nghiên cứu đi trước còn cho thấy, việc người dân tại khu vực nông thôn chịu ảnh hưởng bởi kinh nghiệm của người già hoặc người có uy tín đang tác động đến mức DTTC nói chung. Do vậy, các biện pháp thực hiện nâng cao DTTC có thể thông qua nhóm đối tượng người cao tuổi.

Thứ tư, các nhóm nhân tố không tác động hoặc không rõ tác động

Trong nghiên cứu của tác giả, một số nhân tố không rõ tác động hoặc không thể hiện nổi bật tác động đến dân trí tài chính của người nghèo khu vực nông thôn, có thể kể đến như:

Giới tính không có tác động đến DTTC. Mặc dù kết quả thống kê về thực trạng cho thấy, mặc dù nữ có điểm số cao hơn nam, nhưng không có sự khác biệt quá rõ ràng khi cùng đo lường về DTTC. Kết quả trên có thể được giải thích rằng người nghèo tại khu vực nông thôn Việt Nam, chủ yếu phụ nữ là những người chi tiêu chính và đưa ra các quyết định tài chính hàng ngày trong gia đình – tất nhiên với các món chi tiêu không lớn (Nguyễn Kim Anh và cộng sự, 2017). Từ đó, kiến thức và kinh nghiệm tài chính của họ cũng được tích lũy nhiều hơn từ đó các thái độ, hành vi tài chính cũng tích cực hơn. Vậy nên, điểm số DTTC của họ cũng cao hơn đàn ông. Kết quả này cũng tương tự kết quả trong nghiên cứu của Bucher-Koenen và Lusardi (2011), tuy nhiên lại đi ngược lại với kết quả của đa phần các nghiên cứu về DTTC trước đây (Lusardi và cộng sự, 2010, Atkinson và Messy, 2012).

Nếu như kết quả thống kê cho ra sự khác biệt ít ỏi thì kết quả của mô hình nghiên cứu lại đưa ra một ảnh hưởng khác. Giá trị Sig của nhân tố giới tính là 0.51 > 0.05 điều này có nghĩa biến giới tính không có ý nghĩa trong mô hình. Nói cách khác, không có sự khác biệt của tác động về giới tính lên DTTC. Các nghiên cứu Bucher-Koenen và Lusardi (2011), Bhushan và Medury (2013); Nanziri và Leibbrandt (2018) cũng đưa ra kết quả tương tự.

Giải thích về điều này, tại vùng nông thôn Việt Nam, đàn ông đóng vai trò là trụ cột trong gia đình còn phụ nữ đóng vai trò quan trọng trong chi tiêu, tiết kiệm. Các khoản chi tiêu nhỏ (mua thức ăn, đóng học cho con gái, đóng góp vào dòng họ…) thường do phụ nữ quyết định, nhưng các khoản chi lớn (sửa chữa nhà cửa, mua đồ đạc như ti vi, tủ…) thì lại do đàn ông quyết định. Vì vậy, ảnh hưởng của giới tính lên DTTC chưa thật sự có ý nghĩa thống kê.

Thứ hai, dân tộc và tôn giáo không có tác động đến DTTC. Kết quả này có được không dựa vào điều tra khảo sát mà dựa vào việc phát triển bảng hỏi và thang đo khi phỏng vấn các chuyên gia trong cùng lĩnh vực. Kết quả này ngược với đa phần các nghiên cứu trước đây (người dân theo đạo Thiên Chúa và đạo Hồi là chủ yếu). Nguyên nhân của tình trạng này được giải thích bằng việc (1) trên 80% người dân Việt Nam là người Việt. Tỷ lệ người dân tộc thiểu số chiếm một tỉ trọng không quá lớn trong cộng đồng. Bên cạnh đó, việc thu thập dữ liệu cho thấy, số lượng người khảo sát khi được hỏi cũng ít có người dân tộc thiểu số. (2) gười dân Việt Nam được đánh giá là ít quan tâm đến tôn giáo hoặc các vấn đề về tôn giáo, mà đa phần chỉ là tín ngưỡng (Tran và cộng sự, 2017). Chính vì thế, nhóm 2 nhân tố này được cho là không ảnh hưởng đến DTTC của khu vực nông thôn Việt Nam.