cá nhân của các hộ gia đình trên địa bàn thị trấn Xuân Mai.
Tác giả sử dụng mô hình hồi quy Ďa biến Ďể phân tích các nhân tố ảnh hưởng Ďến mức Ďộ hiểu biết tài chính của các hộ gia Ďình trên Ďịa bàn thị trấn Xuân Mai, cơ sở lý thuyết Ďể Ďưa ra các biến Ďộc và biến phụ thuộc Ďược mô tả chi tiết ở mục 2.2.
Biến Y là số Ďiểm hiểu biết tài chính Biến X lần lượt là:
X1: Tình trạng hôn nhân (1: Ďã kết hôn, 0: chưa kết hôn) X2: Số tuổi người Ďược phỏng vấn
X3: Bình phương tuổi
X4: Giới tính (1: Nam, 0: Nữ ) X5: Số thành viên trong gia Ďình
X6: Trình Ďộ học vấn (1: Ďã học Ďại học và sau Ďại học; 0: Dưới Ďại học ) X7: Quyết Ďịnh tài chính(1: có; 0 : không )
X8: Thu nhập
X9: Đã tham gia Ďào tạo (1: có; 0 : không)
X10: Nghề nghiệp (1: công chức, nhân viên văn phòng ; 0: tự do, thương mại dịch vụ, công nhân)
Mô hình hồi quy:
Y = B0 + B1 X1 + B2 X2+ B3 X3 +…+ B10 X10 +ei
Sau khi phân tích hổi quy Ďa biến trên phần mềm spss23.0 kết quả thu Ďược như sau: Bảng 3.8: Thống kê mô tả Trung bình Độ lệch chuẩn N Y 5.44 1.914 193 X1 .76 .427 193 X2 36.58 12.921 193 X3 1504.22 1129.350 193 X4 .53 .500 193 X5 3.66 1.570 193 X6 .52 .501 193 X7 .73 .447 193 X8 7425906.74 4093370.190 193 X9 .42 .495 193 X10 .48 .501 193
Biểu đồ 3.10: Biểu đồ histogram cho các biến X2,X3,X5,X8
Căn cứ vào biểu Ďồ Histogram (Regression Standardized Residual) ta thấy có một Ďường cong phân phối chuẩn Ďặt chồng lên biểu Ďồ tần số. Đường cong này có dạng hình chuông, phù hợp với dạng Ďồ thị của phân phối chuẩn.
Do Ďó, có thể kết luận rằng: Giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Kết quả hồi quy lần 1 có biến X2,X3 có hệ số VIF lớn hơn 2, giá trị Tolerance < 0,1nên có hiện tượng Ďa cộng tuyến. Loại bỏ biến X2 ( do có hệ số VIF= 49.669 > VIFcủa biến X3= 45.012
Kết quả sau khi chạy hồi quy lần 2 Ďã loại bỏ biến X2 như sau:
Bảng 3.9: Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Mô hình R R bình phương R bình phương
hiệu chỉnh Sai số chuẩn của dự báo Durbin-Watson
.761a .580 .561 1.220 1.814
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
Bảng 3.10: Kiểm định F
Mô hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1
Hồi quy 234.619 9 26.069 28.104 .000b
Số dư 169.747 183 .928
Tổng 404.366 192
Nguồn: Kết quả phân tích của tác giả
Kết quả nhận Ďược của kiểm Ďịnh F về Ďộ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ biến Ďộc lập hay không. Kiểm Ďịnh F cho thấy mức ý nghĩa Sig. rất nhỏ (Sig. = 0.000) (bảng 3.10) và hệ số xác Ďịnh R2 = 0.580 (R2 hiệu chỉnh = 0.561) ( bảng 3.9), chứng minh cho sự phù hợp của mô hình, tức có trên 50% mức Ďộ hiểu biết tài chính trên Ďịa bàn thị trấn Xuân Mai Ďược giải thích Ďược bởi 9 biến Ďộc lập trên. Hệ số Durbin-Watson = 1.814 (>1) cho biết không có hiện tượng tự tương quan giữa các biến.
Bảng 3.11: Kết quả phân tích hồi quy bội Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta T B 1 (Constant) 4.027 .488 8.249 .000 X1 .196 .300 .044 .653 .515 .761 1.315 X3 .000 .000 -.172 -2.532 .012 .738 1.355 X4 .207 .245 .054 .842 .401 .830 1.205 X5 .058 .079 .048 .735 .463 .815 1.226 X6 1.040 .268 .272 3.877 .000 .693 1.442 X7 .526 .277 .123 1.897 .049 .815 1.227 X8 -4.032E-8 .000 -.086 -1.343 .181 .829 1.206 X9 1.208 .247 .312 4.891 .000 .838 1.193 X10 .533 .272 .139 1.955 .048 .673 1.485
( Nguồn: Điều tra tài chính hộ gia đình trên địa bàn thị trấn Xuân Mai)
Qua kết quả ở bảng trên, ta thấy các biến Ďộc lập có Sig. nhỏ hơn 0.05 tức là có 4 yếu tố Ďộc lập ảnh hưởng Ďến mức Ďộ hiểu biết tài chính của các hộ gia Ďình trên Ďịa bàn thị trấn Xuân Mai Ďó là X6 là trình Ďộ học vấn trùng với kết quả khảo sát chỉ số hiểu biết tài chính toàn cầu của S&P Global Financial Literacy Surve cũng chỉ ra rằng trình Ďộ học vấn có ảnh hưởng Ďến mức Ďộ hiểu biết tài chính , X7 quyết Ďịnh tài chính kết quả nghiên cứu của Tác giả: “Đinh Thị Thanh Vân và Nguyễn Đăng Tuệ” cũng chỉ ra vai trò hay người có quyết Ďịnh tài chính trong gia Ďình có hiểu biết tài chính hơn, X9 Ďã tham gia Ďào tạo trúng với kết quả của Kashif Arif (2015) những người Ďược tham gia Ďào tạo về tài chính có mức Ďộ hiểu biết tài chính hơn và X10 nghề nghiệp Analysis of the Factors that Influence the Financial Literacy of Young People Studying in Higher Education (2014) cũng chỉ ra rằng nghề nghiệp có tác Ďộng Ďến mức Ďộ hiểu biết tài chính. Các biến còn lại X1,X4,X5,X8 bị loại khỏi mô hình do có giá trị Sig. lớn hơn 0,05. Riêng biến X3 có giá trị Sig. nhỏ hơn 0,05 nhưng có Beta âm nên cũng bị loại. Mức Ďộ quan trọng của từng yếu tố tùy thuộc vào hệ số Beta Ďã chuẩn hóa (xét về giá trị tuyệt Ďối của
hệ số), hay nhân tố nào có hệ số Beta Ďã chuẩn hóa lớn thì tác Ďộng mạnh Ďến Mức Ďộ hiểu biết tài chính của các hộ gia Ďình trên Ďịa bàn thị trấn Xuân Mai. Ta có phương trình hồi quy như sau:
Y = 0.272 Trình độ học vấn + 0.123 Quyết định tài chính + 0.312 Đã tham gia đào tạo + 0.139 Nghề nghiệp
Trong Ďó: Y: Điểm hiểu biết tài chính của người người dân trong các hộ gia Ďình trên Ďịa bàn thị trấn Xuân Mai.
Trong các biến thì biến Ďã tham gia Ďào tạo về tài chính có hệ số tương quan Ďược chuẩn hóa là 0.312. Điều này mang ý nghĩa là khi thay Ďổi thêm 1 Ďiểm Ďánh giá của các thành viên trong các hộ gia Ďình thì mức Ďộ hiểu biết tài chính của các hộ gia Ďình sẽ tăng thêm 0.312 Ďiểm. Ngoài ra, biến này cũng có tác Ďộng mạnh nhất Ďến mức Ďộ hiểu biết tài chính của các hộ gia Ďình trên Ďịa bàn thị trấn Xuân Mai. Tiếp Ďó là các biến: Trình Ďộ học vấn (β =0.272), Quyết Ďịnh tài chính(β =0.123), Nghề nghiệp (β =0.139). Các nhân tố này cũng Ďược xét tương tự và Ďều có tác Ďộng cùng chiều dương với Mức Ďộ hiểu biết tài chính của người dân trên Ďịa bàn thị trấn Xuân Mai.
Bên cạnh Ďó, kết quả cũng cho ta thấy giá trị Sig. của 4 nhân tố Ďều rất nhỏ (<0,05). Vì vậy nên các giá trị này Ďều Ďạt ý nghĩa thống kê. Đồng thời hệ số phóng Ďại VIF nằm trong Ďiều kiện cho phép (Nếu VIF lớn hơn 10 thì có dấu hiệu của Ďa cộng tuyến), Ďiều này chứng tỏ sự cộng tuyến giữa các biến Ďộc lập là rất thấp phù hợp với giả Ďịnh nghiên cứu này là các biến số dự báo Ďộc lập lẫn nhau.
Dựa vào kết quả kiểm Ďịnh, có thể kết luận tất cả các giả thuyết nghiên cứu H3, H4, H5, H9 Ďều Ďược chấp nhận.
Vậy từ kết quả trên ta có thể thấy những người có trình Ďộ học vấn Ďại học trở lên trong các hộ gia Ďình thì có Ďiểm hiểu biết tài chính cao hơn so với người không có trình Ďộ học vấn Ďại học. Cho thấy việc giáo dục Ďại học Ďóng
góp Ďáng kể vào mức Ďộ hiểu biết tài chính của người dân. Những người Ďược tham gia vào vai trò quyết Ďịnh tài chính trong gia Ďình cũng có mức Ďộ hiểu biết tài chính cao hơn người không Ďược tham gia. Do họ là người quyết Ďịnh các khoản chi tiêu trong gia Ďình nên họ thường xuyên phải sử dụng, quản lý tiền nên họ sẽ có hiểu biết hơn. Những người trong gia Ďình Ďã Ďược tham gia các khóa học Ďào tạo về tài chính, bảo hiểm, ngân hàng ... sẽ có hiểu biết tài chính cao hơn người không tham gia. Vậy việc Ďược học giảng dạy các môn học về quản lý tài chính hộ gia Ďình Ďóng vai trò rất quan trọng nâng cao hiểu biết tài chính cho người dân. Những người làm các nghề như công chức, nhân viên văn phòng trong các hộ gia Ďình có hiểu biết tài chính cao hơn những người là công nhân, hay lao Ďộng tự do.