2.6 Kết quả điều tra nghiên cứu thực tế tại khu vực Tp.HCM
2.6.4.2 Phân tắch nhân tố khám phá EFA
Phân tắch nhân tố khám phá EFA (Exploratory Factor Analysis) là phương pháp phân tắch thống kê dùng để rút gọn một tập hợp nhiều biến quan sát có mối tương quan với nhau thành một tập biến (gọi là các nhân tố) ắt hơn để chúng có ý nghĩa hơn nhưng vẫn chứa đựng hầu hết nội dung thông tin của tập biến ban đầu.
Thang đo các nhân tố tác động đến hiện tượng đơ la hóa.
Khi thang đo đạt độ tin cậy, các biến quan sát sẽ được sử dụng trong phân tắch nhân tố khám phá EFA với các yêu cầu sau:
Hệ số KMO (Kaiser - Meyer - Olkin) ≥ 0.5 để xét sự thắch hợp của phân tắch nhân tố khám phá (EFA) (Nguyễn Đình Thọ, 2011)
Kiểm định Bartlett phải có ý nghĩa thống kê Sig ≤ 0.05 thì các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
Hệ số tải nhân tố (Factor loading) ≥ 0.5 (Nguyễn Đình Thọ, 2011)
Thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trắch ≥ 50% và hệ số Eigenvalue >1 (Nguyễn Đình Thọ, 2011)
Kết quả phân tắch nhân tố cho thấy 19 biến của 4 thành phần đo lường tỷ lệ đơ la hóa được nhóm thành 4 nhóm. Hệ số KMO = 0.720 nên EFA phù hợp với dữ liệu. Thống kê Chi-Square của kiểm định BartlettỖs đạt giá trị với mức ý nghĩa 0.000 do các biến quan sát tương quan với nhau. Phương sai trắch đạt 64% thể hiện 4 nhân tố giải thắch được gần 64% biến thiên của dữ liệu, do vậy các thang đo chấp nhận được. (Kết quả cụ thể được trình bày ở phụ lục 6).
Bảng 2.13 :Kết quả phân tắch EFA TÊN TÊN
BIẾN TÊN NHÂN TỐ
NHÂN TỐ
1 2 3 4
Ttoan3 THANH TOÁN .715 Ttoan5 .713 Ttoan4 .712 Ttoan2 .647 .327 Lsuat2 LÃI SUẤT .913 Lsuat1 .867 Lsuat3 .767 Tygia2 TỶ GIÁ VND/USD .838 Tygia1 .763 Tygia4 .638 Tygia3 .632 Csach1 CHÍNH SÁCH .819 Csach3 .799 Csach2 .797 Eigenvalue = 1.456 Phương sai trắch = 63.835
Nhân tố thứ nhất là nhân tố thanh toán gồm 5 biến quan sát như sau:
Ttoan1: Tại khu vực Tp.HCM, việc mua bán hay chuyển đổi giữa đồng USD và VNĐ rất dễ dàng.
Ttoan3: Tại khu vực Tp.HCM, hàng hóa Ờ dịch vụ có thể định giá bằng USD bên cạnh giá theo VNĐ.
Ttoan5: Tại khu vực Tp.HCM, có nhiều nơi chấp nhận việc chi trả, thanh tốn bằng USD
Ttoan4: Tại khu vực Tp.HCM, anh/chị có thể thanh tốn hàng hóa hay dịch vụ bằng USD thay cho tiền VNĐ
Ttoan2: Trong giao dịch thương mại, các bên thường sử dụng USD để báo giá bằng USD
Nhân tố thứ hai gồm 3 biến quan sát như sau:
Lsuat2: Lãi suất USD có ảnh hưởng đến quyết định bán USD Lsuat1: Lãi suất USD có ảnh hưởng đến quyết định mua USD
Lsuat3: Lãi suất USD có ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền USD vào hệ thống NHTM
Nhân tố mới được tạo từ 3 biến quan sát của thang đo lãi suất. Vì thế, nhân tố mới đặt là lãi suất, ký hiệu: Lsuatm. Nhân tố mới này được đánh giá độ lại tin cậy bằng hệ số Cronbach Anpha
Bảng 2.14: Đánh giá lại độ tin cậy của nhân tố mới (Lsuatm) Biến
quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Tương quan biến-tổng Cronbach Anpha nếu loại biến
Lsuatm Cronbach Anpha = .827
Lsuat1 6.16 2.152 .727 .728 Lsuat2 6.11 1.988 .779 .671 Lsuat3 5.84 1.997 .577 .889
Nhân tố thứ ba là nhân tố tỷ giá VND/ USD gồm 4 biến quan sát như sau:
Tygia2: Anh/chị có kỳ vọng USD tăng giá Tygia1: Anh/chị có chọn USD để đầu tư sinh lời Tygia4: Tỷ giá VND/ USD ngày càng tăng
Tygia3: Anh/chị có thường gửi tiết kiệm bằng USD vào hệ thống NHTM
Nhân tố thứ tư là nhân tố chắnh sách quản lý ngoại hối gồm 3 biến quan sát như sau:
Csach1: Chắnh sách điều hành tỷ giá hiện nay của ngân hàng nhà nước chưa phù hợp với tình hình thực tế.
Csach2: Có sự chênh lệch tỷ giá giữa tỷ giá ngân hàng và tỷ giá thị trường tự do
Thang đo tỷ lệ đơ la hóa
Để đảm bảo độ tin cậy và độ kết dắnh của các nhân tố của tỷ lệ đơ la hóa đã được đưa ra ở phần cơ sở lý thuyết, tác giả tiến hành phân tắch nhân tố đối với các nhân tố của tỷ lệ đơ la hóa. Sau khi phân tắch EFA, hệ số KMO = 0.642, phương sai trắch bằng 79%, các biến quan sát có hệ số tải nhân tố trên 0.5, mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett 0.000.
Bảng 2.15: Kết quả phân tắch EFA thang đo tỷ lệ đơ la hóa
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .642 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 79.478 Df 3 Sig. .000 Ma trận nhân tố Nhân tố 1 Tyle2 .858 Tyle3 .787 Tyle1 .751
Phương pháp trắch: Principal Component Analysis a. 1 nhân tố được trắch
H1 H2 H3Ỗ H4
Hình 2.3: Mơ hình mới điều chỉnh 2.6.4.3 Kiểm định mơ hình 2.6.4.3 Kiểm định mơ hình
Sau khi qua giai đoạn phân tắch nhân tố, có 4 nhân tố được đưa vào kiểm định mơ hình. Giá trị nhân tố là giá trị trung bình của các biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó. Phân tắch tương quan Pearson được sử dụng để xem xét sự phù hợp khi đưa các thành phần vào mơ hình hồi quy.
Mơ hình hồi quy có dạng :
Y = β0 + βi x tỷ giá + βi x thanh toán + βi x lãi suất mới + βi x chắnh sách quản lý ngoại hối + ε
( trong đó: β0 - hằng số hồi quy, βi trọng số hồi quy, ε Ờ sai số)
Phân tắch tương quan
Kiểm định hệ số tương quan Pearson dùng để kiểm tra mối liên hệ tuyến tắnh giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Nếu các biến tương quan chặt chẽ thì phải lưu ý đến vấn đề đa cộng tuyến khi phân tắch hồi quy.
Theo ma trận tương quan thì các biến đều có tương quan và có ý nghĩa ở mức 0.01. Hệ số tương quan biến phụ thuộc là tỷ lệ đơ la hóa với các biến độc lập ở mức tương đối, trong đó thanh tốn có tương quan cao nhất với tỷ lệ đơ la hóa là
TỶ GIÁ
THANH TỐN
CHÍNH SÁCH
.580. Do đó, tác giả có thể kết luận các biến này độc lập và có thể đưa vào mơ hình để giải thắch cho tỷ lệ đơ la hóa.
Bảng 2.16: Ma trận tương quan giữa các biến.
Tỷ lệ đô la hóa Tỷ giá Thanh tốn Lãi suất mới Chắnh sách Tỷ lệ đơ la hóa 1 Tỷ giá .162 1 Thanh toán .580 .086 1
Lãi suất mới .424 .163 .277 1
Chắnh sách .239 .115 .427 .225 1
Phân tắch hồi quy
Phân tắch hồi quy tuyến tắnh bội được thực hiện với bốn biến độc lập bao gồm: tỷ giá (tygia), thanh toán (Ttoan), lãi suất (Lsuatm), chắnh sách quản lý ngoại hối (Csach) và biến phụ thuộc là tỷ lệ đơ la hóa (Tyle).
Kết quả của phân tắch hồi quy tuyến tắnh bội cho thấy mơ hình có R2
= .420 và R2 được hiệu chỉnh là .401. Điều này nói lên độ thắch hợp của mơ hình là 40.1% hay nói cách khác là 40.1% sự biến thiên của biến tỷ lệ đơ la hóa (Y) được giải thắch bởi 4 biến quan sát.
Bảng 2.17: Kết quả hồi quy của mơ hình
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số dự đoán 1 .648a .420 .401 .49048 Biến dự đoán: ( Hằng số) csach, tygia, lsuatm, ttoan.
Để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy đối với tập dữ liệu, tác giả sử dụng hệ số R2
hiệu chỉnh Căn cứ vào kết quả của bảng 2.19, hệ số R2 hiệu chỉnh là .401 nhỏ hơn R2 là .420 chứng tỏ mơ hình hồi quy phù hợp với dữ liệu ở
mức 40.1%, có nghĩa là 40.1% sự biến thiên của hiện tượng đơ la hóa được giải thắch bởi các biến có trong mơ hình. Với giá trị này thì độ phù hợp của mơ hình là chấp nhận được.
Phân tắch Anova cho thấy thơng số F có Sig. = .000, chứng tỏ mơ hình xây dựng là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập được, và các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%. Như vậy các biến độc lập trong mơ hình có quan hệ với biến phụ thuộc Y.
Bảng 2.18: Phân tắch phương sai (hồi quy)
Mơ hình Tổng các bình phương Df Bình phương sai F Sig. 1 Phần hồi quy 21.737 4 5.434 22.589 .000 b Phần dư 30.072 125 .241 Tổng cộng 51.809 129
a.Biến phụ thuộc: tyle
b. Biến dự đoán(Hằng số), csach, tygia, ttoan, lsuatm
Bảng 2.19: Hệ số hồi quy sử dụng phương pháp Enter.
Mơ hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa T Sig. Thống kê B Sai số chuẩn Beta T VIF 1 Hằng số -.101 .381 -.266 .791 tygia .092 .082 .078 1.125 .263 .967 1.034
ttoan .566 .084 .519 6.743 .000 .783 1.277 csach -.061 .085 -.055 -.724 .470 .801 1.248 lsuatm .259 .067 .280 3.882 .000 .893 1.120
a. Biến phụ thuộc: tyle
Trong kết quả ở bảng 2.19, tác giả nhận thấy VIF < 2.5, vì vậy các nhân tố khơng có mối quan hệ đa cộng tuyến.
Nếu sig. <.05 tương đương với độ tin cậy 95% và /t/ > 2 thì nhân tố đó được chấp nhận, có ý nghĩa là nó tác động đến tỷ lệ đơ la hóa. Kết quả hồi quy cho thấy hai nhân tố thỏa mãn điều kiện: Thanh tốn, lãi suất mới.
Hình 2.4: Kết quả phân tắch hồi quy.
Hệ số hồi quy thể hiện dưới hai dạng: (1) chưa chuẩn hóa (Unstandardized) (2) chuẩn hóa (Standardized). Vì hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa (B), giá trị của nó phụ thuộc vào thang đo nên chúng ta không dùng để so sánh mức độ tác động của biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mơ hình được. Hệ số hồi quy chuẩn hóa (beta, ký hiệu β) là hệ số đã chuẩn hóa các biến. Vì vậy, chúng được dùng để so sánh mức độ tác động của biến phụ thuộc vào biến độc lập. Biến độc lập có trọng số càng lớn có nghĩa là biến đó có tác động càng mạnh vào biến phụ thuộc.
Vì vậy, mơ hình hồi quy tuyến tắnh được viết theo dạng chuẩn hóa như sau:
Tỷ lệ đơ la hóa = 0.519 * thanh tốn ngoại tệ + .280 * lãi suất ngoại tệ mới
Thanh toán
Tỷ lệ đơ la hóa
Sig = 0.000 β = .519 Lãi suất mới Sig = 0.000
Kết luận: Tỷ lệ đơ la hóa chịu tác động lớn bởi nhân tố thanh toán (β = .519)
và nhân tố lãi suất mới (β = .280). Khi các yếu tố khác khơng đổi, khi thanh tốn ngoại tệ tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ đơ la hóa tăng 0.519 đơn vị. Khi các yếu tố khác không đổi, khi lãi suất ngoại tệ tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ đơ la hóa tăng 0.280 đơn vị. Các nhân tố tỷ giá VND/USD, chắnh sách quản lý ngoại hối khơng có ý nghĩa trong mơ hình hồi quy này, tuy nhiên, hai nhân tố này cũng có tác động đến tỷ lệ đơ la hóa nhưng chúng bị lấn át bởi nhân tố thanh toán và lãi suất mới trong mơ hình này.
2.6.4.4 Dị tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tắnh.
Giả định thứ nhất cần kiểm tra là giả định liên hệ tuyến tắnh.
Phương pháp được sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hóa trên trục hồnh.
Nhìn vào đồ thị ở phụ lục 8, tác giả thấy các phần dư được phân tán ngẫu nhiên trong một vùng đường đi qua tung độ 0 chứ khơng tạo thành một hình dạng nào hết. Điều này có nghĩa là giả thuyết về quan hệ tuyến tắnh không bị vi phạm.
Giả định thứ hai là giả định về phân phối chuẩn và phần dư.
Tác giả sẽ sử dụng biểu đồ tần số (Histogram) của các phần dư (đã được chuẩn hóa) để kiểm tra giả định này.
Kết quả từ biểu đồ tần số Histogram ở phụ lục 9 cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean = 0, độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.984 gần bằng 1). Điều này có nghĩa là giả thuyết phân phối của phần dư không bị vi phạm.
Kết quả tử biểu đồ P-P plot ở phụ lục 10 cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta có thể kết luận là giả định về phân phối chuẩn không bị vi phạm.
2.6.5 Đánh giá hiện tượng đơ la hóa tại khu vực Tp.HCM
Mơ hình nghiên cứu đề xuất gồm 4 nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ đơ la hóa: tỷ giá VND/USD, thanh toán ngoại tệ, lãi suất ngoại tệ, chắnh sách quản lý ngoại hối với 19 biến quan sát.
Đánh giá độ tin cậy của thang đo thông qua hệ số Cronbach Anpha. Phân tắch nhân tố EFA sau khi loại bỏ một biến ký hiệu lsuat4 khơng đạt u cầu thì có 4 nhân tố mới được rút ra và có mơ hình mới sau khi hiệu chỉnh: tỷ giá VND/USD, thanh toán ngoại tệ, lãi suất ngoại tệ mới, chắnh sách quản lý ngoại hối.
Phân tắch hồi quy đa biến và kiểm định giả thuyết đã khẳng định như sau: hiện tượng đơ la hóa chịu ảnh hưởng bởi 2 nhân tố: thanh toán ngoại tệ, lãi suất ngoại tệ mới. Trong đó, nhân tố có ảnh hưởng lớn nhất đến hiện tượng đơ la hóa là thanh toán ngoại tệ.
Kết quả cụ thể: Thanh toán ngoại tệ là nhân tố quan trọng nhất làm gia tăng hiện tượng đơ la hóa hiện nay. Mối quan hệ này được thể hiện khá cao khi phân tắch hồi quy (β = .519, SE = .84). Khi các chủ thể kinh tế dùng ngoại tệ thanh tốn thì làm gia tăng hiện tượng đơ la hóa. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy, mối quan hệ giữa lãi suất ngoại tệ mới và hiện tượng đơ la hóa được thể hiện khá cao khi phân tắch hồi quy (β = .280, SE = .67). Như vậy, lãi suất ngoại tệ mới cũng là nhân tố tác động không nhỏ làm gia tăng hiện tượng đơ la hóa hiện nay.
Kết luận chương 2
Trong chương này, tác giả trình bày ba vấn đề chắnh:
Thực trạng nền kinh tế Việt Nam và nền kinh tế tại khu vực Tp.HCM; trình bày thực trạng của các nhân tố tác động tác động đến đô la hóa tại khu vực Tp.HCM: tỷ giá VND/USD, thanh toán ngoại tệ, lãi suất ngoại tệ, chắnh sách quản lý ngoại hối. Tác giả cũng trình bày thực trạng đơ la hóa tại Việt Nam để có cái nhìn tổng thể hơn về hiện tượng đơ la hóa tại khu vực Tp.HCM.
Thơng qua cơ sở lý thuyết, bảng câu hỏi nghiên cứu định tắnh và các nghiên cứu trước đây, tác giả xây dựng bảng câu hỏi nghiên cứu định lượng. Từ đó, cho
chúng ta thấy được tình hình thực tế giao dịch và sử dụng đồng đô la tại khu vực Tp.HCM và nêu lên các nhân tố chắnh tác động đến hiện tượng đơ la hóa thơng qua việc xử lý số liệu qua SPSS 20.0. Với kết quả nghiên cứu khảo sát tại khu vực Tp. HCM, kết quả nghiên cứu chỉ ra nguyên nhân chắnh làm gia tăng hiện tượng đơ la hóa là tình hình thanh tốn đơ la. Với chắnh sách mở cửa như hiện nay thì nhiều nơi vẫn định giá, báo giá cho hàng hóa, dịch vụ bằng USD cho các đối tác nước ngoài. Thủ tục mua bán ngoại tệ ở thị trường tự do dễ dàng hơn so với thị trường chắnh thức. Thị trường tự do hoạt động phổ biến làm cho NHNN khó kiểm sốt lượng ngoại tệ trên thị trường, có những tác động tiêu cực đến hệ thống ngân hàng và nền kinh tế. Pháp lệnh ngoại hối có những quy định về trao đổi ngoại tệ, tuy nhiên, việc trao đổi, mua bán ngoại tệ vẫn diễn ra trên thị trường tự do.
Trong chương 3, tác giả muốn đưa những giải pháp, kiến nghị để từng bước hạn chế hiện tượng đơ la hóa tại khu vực Tp.HCM.
CHƯƠNG 3 : NHỮNG GIẢI PHÁP HẠN CHẾ HIỆN TƯỢNG ĐƠ LA HĨA TẠI KHU VỰC TP.HCM
3.1 Định hướng của Chắnh phủ và NHNNVN trong quản lý và điều hành hiện tượng đơ la hóa tượng đơ la hóa
Những năm qua, Việt Nam đã phải đối mặt với hiện tượng đơ la hóa nền kinh tế. Hiện nay, về cơ bản nước ta đã có những bước hạn chế hiện tượng đơ la hóa và lộ trình chống đơ la hóa kéo dài đến năm 2020.
Chắnh phủ đã bắt tay thực hiện thông qua việc tăng dự trữ bắt buộc đối với tiền gửi ngoại tệ, giảm tỷ lệ trạng thái vàng của NHTM từ ổ30% xuống cịn ổ20%, đưa ra danh mục khơng được phép cho vay ngoại tệ và đề nghị giảm lãi suất huy