THỰC TRẠNG ĐÔ LA HÓA Ở VIỆT NAM
2.2 Thực trạng đô la hóa ở Việt Nam
2.2.5. Kết quả điều tra nghiên cứu thực tế
2.2.5.3 Phân tích các nhân tố tác động đến đô la hóa
Sử dụng nghiên cứu định lượng để tìm hiểu các yếu tố tác động đến đô la hóa và kiểm định mô hình lý thuyết được đề ra, chúng tôi đã tiến hành nghiên cứu điều tra thu thập ý kiến thông qua sử dụng bảng hỏi và dùng thang đo theo 5 m ức độ ủng hộ của người được điều tra: 1:hoàn toàn không đ ồng ý, 2: không đồng ý, 3: bình thường, 4:
đồng ý, 5: rất đồng ý. Phương pháp thu thập thông tin được sử dụng trong nghiên cứu này là phỏng vấn trực tiếp theo một bảng câu hỏi chi tiết đã được chuẩn bị sẵn (xem Phụ Lục). Kích thước mẫu là n = 150, mẫu nghiên cứu được chọn theo sự thuận tiện.
Kết quả được xử lý qua phần mềm SPSS nh ư sau: Thang đo được sử dụng cho nghiên cứu chính thức là thang đo đãđược hiệu chỉnh từ thang đo SERVQUAL. Thang đo được đánh giá sơ bộ thông qua phương pháp hệ số tin cậy Cronbach Alpha và phân tích nhân tố EFA (exploratory factor analysis).
Hệ số Cronbach alpha được sử dụng trước để loại các biến rác. Các biến có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 sẽ bị loại. Tiêu chuẩn chọn thang đo khi nó có độ tin cậy Cronbach alpha từ 0.6 trở lên (Nunnally & Burnstein 1994)
Tiếp theo là phân tích nhân tố EFA theo phương pháp trích Principal Axis Factoring với phép xoay Promax. Các biến có trọng số (factor loading) nhỏ h ơn 0.4 sẽ tiếp tục bị loại. Thang đo đ ược chấp nhận khi tổng ph ương sai trích được bằng hoặc lớn hơn 50% .
Thang đo SERVQUAL đã được Parasuraman & ctg (1998) xây dựng v à đã được nhiều nhà nghiên cứu trên thế giới kiểm nghiệm vàứng dụng. Sau kiểm nghiệm nhiều lần, với 18 câu hỏi liên quan đến vấn đề nghiên cứu, chúng tôi nhóm thành 4 nhóm các nhân tố chính tác động đến tình trạng đô la hóa và nhóm nhân tố tỷ lệ đô la hóa (nhóm 5)
1. Tỷ giá 2. Thanh toán 3. Thanh khoản
4. Chính sách quản lý của nhà nước 5. Tỷ lệ đô la hóa
Kết quả Cronbach alpha của các thành phần thang đo được trình bày trong các bảng sau:
Bảng 2.10: Cronbach alpha của thang đo Tỷ giá
Scale Scale Corrected
Mean Variance Item- Squared Alpha if Item if Item Total Multiple if Item Deleted Deleted Correlation Correlation Deleted
C01 14.5067 5.8892 .5908 .4082 .7312 C02 14.1200 5.1264 .6461 .4337 .7165 C03 14.5667 6.8781 .4975 .4997 .7608 C04 14.1333 7.0425 .5505 .4065 .7493 C05 14.8600 6.8729 .56 38 .5724 .7438 Alpha = .7823 Standardized item alpha = .7893
Thành phần tỷ giá có Cronbach alpha là .7823. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần này đều đạt được tiêu chuẩn cho phép. Nhỏ nhất là .4337 (biến c02) và cao nhất là .5724 (biến c05). Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 2.11: Cronbach alpha của thang đo thanh toán
Scale Scale Corrected
Mean Vari ance Item - Squared Alpha if Item if Item Total Multiple if Item Deleted Deleted Correlation Correlation Deleted C06 11.5533 3.5643 .5020 .5093 .6532 C07 10.9333 3.1902 .5161 .4687 .6496 C08 10.8667 4.1029 .4727 .4373 .6759 C09 10.8067 3.4322 .5401 .3893 .6295
Alpha = .7152 Standa rdized item alpha = .7194
Thành phần thanh toán có Cronbach alpha là .7152. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo l ường thành phần này đều đạt tiêu chuẩn cho phép. Nhỏ nhất là .3893 (biến c09) và cao nhất là .5093 (biến c06). Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 2.12: Cronbach alpha của thang đo thanh khoản
Scale Scale Corrected
Mean Variance Item - Squared Alpha if Item if Item Total Multiple if Item Deleted Deleted Correlation Correlation Deleted C10 9.0267 1.0865 .7353 .5503 .4022 C11 8.6733 1.6040 .4207 .6306 .8134 C12 8.8200 1.7996 .5909 .4089 .6484 Alpha = .7340 Standardized item alpha = .7454
Thành phầnthanh khoản có Cronbach alpha là .7304. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo l ường thành phần này đều đạt tiêu chuẩn cho phép. Nhỏ nhất là .4089 (biến c12) và cao nhất là .6306 (biến c11). Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 2.13: Cronbach alpha của thang đo chính sách
Scale Scale Corrected
Mean Variance Item - Squared Alpha if Item if Item Total Multiple if Item
C13 9.1867 1.8173 .8391 .7173 .6355 C14 9.0400 1.9850 .8400 .7168 .6190 C15 8.6133 3.9703 .6317 .3991 .9108 Alpha = .8354 Standardized item alpha = . 8660
Thành phần chính sách có Cronbach alpha là .8354. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo l ường thành phần này đều đạt tiêu chuẩn cho phép. Nhỏ nhất là .3991 (biến c15) và cao nhất là .7173 (biến c13). Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 2.14: Cronbach alpha của thang đo Tỷ lệ đô la hóa (Bien Y)
Scale Scale Corrected
Mean Variance Item - Squared Alpha if Item if Item Total Multiple if Item Deleted Deleted Correlation Correlation Deleted
C16 8.1667 1.6029 .6288 .6169 .6693 C17 8.8867 2.6515 .5292 .6091 .7525 C18 7.8933 2.1362 .6732 .4541 .5908
Alpha = .7592 Standardized item alpha = .7716
Thành phần tỷ lệ đô la hóa có Cronbach alpha là .7592. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo l ường thành phần này đều đạt tiêu chuẩn cho phép. Nhỏ nhất là .4541 (biến c18) và cao nhất là .6169 (biến c16). Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
* Phân tích nhân tố khám phá EFA
Các biến đãđạt yêu cầu trong Cronbach alpha đều được đưa vào phân tích EFA.
Chỉ số KMO (Kaiser – Meyer – Olkin Measure of Sampling Adequacy) đư ợc dùng để phân tích sự thích hợp của các phân tích nhân tố. Phân tích chỉ đ ược sử dụng khi hệ số KMO có giá trị lớn hơn 0.5
Hệ số KMO = .767 ở mức ý nghĩa sig là .000 trong kiểm định Bartlett’s test. Kết quả EFA thu được 4 nhân tố tại eigenvalue.
Kết quả phân tích nhân tố cho thấy có 18 biến quan sát đ ược nhóm thành 5 nhân tố. Các biến có trọng số đều lớn h ơn .40 nên các biến quan sát đều quan trọng trong các nhân tố, chúng có ý nghĩa thiết thực. Hệ số KMO = 0.767 nên EFA phù hợp với dữ liệu. Kiểm định Bartlett’s test có mức ý nghĩa .000, do vậy các biến quan sát có t ương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể. Phương sai trích được bằng 57,343%, cho biết 4 nhân tố giải thích được 57,343% biến thiên của dữ liêu.
Như vậy, mô hình nghiên cứu ban đầu qua kết quả phân tích độ tin cậy Cronbach và nhân tố khám phá EFA, các nhân tố ban đầu đều đạt yêu cầu và mô hình ban đầu được giữ nguyên để thực hiện các kiểm định tiếp theo.
Tiếp theo, chúng tôi tiến hành phân tích hồi qui để xác định cụ thể trọng số của từng yếu tố tác động đến tỷ lệ đô la hóa, yếu tố đ ược dùng để chạy hồi qui là giá trị trung bình của các biến quan sát đã được kiểm định. Phân tích hồi qui đ ược thực hiện bằng phương pháp hồi qui tổng thể các biến (ph ương pháp enter) với phần mềm SPSS 11.5.
Kết quả phân tích hồi qui tuyến tính bội cho thấy mô hình có R2 = 0.565 và R2 được điều chỉnh là 0.557. Điều này nói lên độ thích hợp của mô hình là 55,7% hay nói một cách khác đi là 55,7% sự biến thiên của biến tỷ lệ đô la hó a (Y) được giải thích chung bởi 4 biến quan sát.
Phân tích ANOVA cho thấy thông số F có sig. = .000, chứng tỏ rằng mô hình hồi qui xây dựng là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập đ ược, và các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%. Nh ư vậy các biến độc lập trong mô hình có quan hệ đối với biến phụ thuộc Y.
Kết quả phân tích các hệ số hồi qui cho ta thấy: giá trị sig. của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05. Do đó, ta có thể nói rằng tất cả các biến độc lập đều có tác động
cùng chiều đến tỷ lệ đô la hóa do các hệ số hồi qui đều mang dấu d ương. Cụ thể như sau:
Bảng 2.15: Kết quả hồi qui của mô hình
Model Summary
a Predictors: (Constant), Chinh sach, Ty Gia, Thanh Khoan, Thanh toan
Bảng2.16: Bảng phân tích phương sai ANOVA
ANOVA(b)
Model
Sum of
Squares Df Mean Square F Sig.
Regressio
n 48.480 4 12.120 78.378 .000(a)
Residual 22.422 145 .155
1
Total 70.902 149
a Predictors: (Cons tant), Chinh sach, Ty Gia, Thanh Khoan, Thanh toan b Dependent Variable: Ty le do la hoa
Bảng 2.17 : Bảng tóm tắt các hệ hố hồi qui
Coefficients(a)
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized
Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .334 .230 1.455 .148
Ty Gia .185 .061 .191 3.053 .003 .557 1.797
Thanh
toan -.106 .082 .188 -1.288 .200 .376 2.657
Thanh
Khoan .224 .063 .226 3.555 .001 .540 1.851
Chinh sach .576 .065 .545 8.834 .000 .409 2.444
a Dependent Variable: Ty le do la hoa
Model R
R Square
Adjusted R Square
Std. Error of
the Estimate Change Statistics R Square
Change F Change df1 df2
Sig. F Change
1 .627(a) .565 .675 .39324 .684 78.378 4 145 .000
Hệ số hồi qui chuẩn hóa của biến Tỷ giá là 0.191, của biến Thanh toán là 0.188, biến thanh khoản là 0.226, biến Chính sách là 0.545, cao nhất trong các hệ số hồi quy chuẩn hóa. Lúc này, chúng ta có thể viết được phương trình hồi qui cho mô hình này như sau:
Phuong trinh hồi quy:
Y= 0.191TG + 0.188TT + 0.226TK + 0.545CS
Trong đó:
+ TG: tỷ giá + TT: thanh toán + TK: thanh khoản + CS: chính sách
Mô hình này giải thích được 55,7% sự thay đổi của biến Y là do các biến độc lập trong mô hình tạo ra, còn lại 44,3% biến thiên được giải thích bởi các biến khác ngoài mô hình.
Mô hình cho thấy các biến độc lập đều ảnh h ưởng thuận chiều đến tỷ lệ đô la hóa ở độ tin cậy 95%. Qua ph ương trình hồi qui chúng ta thấy khi điểm đánh giá về tỷ giá tăng lên 1 thì tỷ lệ đô la hóa tăng trung bình lên 0.191 điểm, giữ nguyên các biến độc lập còn lại không đổi. Tương tự, khi điểm đánh giá về tính thanh toán tăng l ên 1 điểm thì tỷ lệ đô la hoa tăng trung bình lên 0.188 điểm; khi điểm đánh giá về tính thanh toán tăng lên 1 điểm thì tỷ lệ đô la hóa tăng trung bình lên 0.226điểm; khi điểm đánh giá về chính sách của nhà nước tăng lên 1 điểm thì tỷ lệ đô la tăng trung bình lên 0.545 điểm.
Bảng 2.18: Bảng tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Giả thuyết Kết quả
kiểm định H1 Gia tăng tỷ giá USD/VND làm tăng tỷ lệ đô la hóa Chấp nhận H2 Gia tăng thanh toán làm tăng t ỷ lệ đô la hóa Chấp nhận H3 Gia tăng thanh khoản sẽ làm tăng tỷ lệ đô la hóa Chấp nhận H4 Gia tăng chính sách quản lý lỏng lẻo làm tăng tỷ lệ đô la
hóa Chấp nhận
Qua bảng trên chúng ta thấy các giả thuyết H1, H2, H3, H4 đều đ ược chấp nhận, vì khi gia tăng những yếu tố này sẽ làm gia tăng tỷ lệ đô la hóa.
Tóm lại, từ những phân tích trên ta có thể kết luận rằng mô hình lý thuyết thích hợp với dữ liệu nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu được chấp nhận là H1, H2, H3, H4. Kết quả kiểm định mô hình lý thuyết được minh họa như sau:
Hình 2.4: Kết quả kiểm định mô hình lý thuyết
Tỷ giá
Thanh khoản
Chính sách nhà nước
Tỷ lệ đô la hóa
Tính thanh toán
.217 (.028)*
.278(.028)* .189 (.024)*
.299 (.022)* * p < .005 R2 = 0.57 F = 74.980
Các nhân tố trong mô hình gồm: tỷ giá, thanh toán, thanh khoản, chính sách nhà nước là những nhân tố ảnh hưởng quan trọng đến tỷ lệ đô la hóa. Thứ tự tầm quan trọng của từng yếu tố phụ thuộc vào giá trị tuyệt đối của hệ số hồi qui đã chuẩn hóa.
Yếu tố nào có giá trị tuyệt đối càng lớn thì ảnh hưởng đến tỷ lệ đô la hóa càng nhiều.
Do đó, trong mô hình này chúng ta thấy tỷ lệ đô la hóa chịu ảnh h ưởng nhiều nhất từ yếu tố chính sách (beta = 0.299), quan trọng thứ hai là thanh khoản (beta = 0.278), thứ ba là tỷ giá(beta = 0.217), thứ tư là thanh toán (beta = 0.189).
Mục đích của việc nghiên cứu định lượng này là nhằm tìm ra các yếu tố tác động đến đô la hóa. Thông qua việc xây dựng bảng hỏi và xây dựng mô hình lý thuyết, kiểm định mô hình dựa trên nền tảng những lý luận chung về đô la hóa và những nhân tố tác động đến đô la hóa. Tuy nhiên, nghiên cứu này vẫn còn tồn tại nhiều hạn chế: mẫu nghiên cứu chủ yếu được điều tra tại thành phố Hồ Chí Minh và được chọn theo kỹ thuật thuận tiện. Tuy kết quả kiểm định cho thấy là mô hình nghiên cứu phù hợp với thông tin thị trường nhưng khả năng tổng quát sẽ cao h ơn nếu mẫu được chọn ở nhiều địa phương hơn và nhiều đối tượng hơn vì thực tế đồng đô la được sử dụng và thanh toán trong dân chúng là không thể thống kê được. Ngoài ra, thực tế các yếu tố tác động đến đô la hóa rất đa dạng nh ư lãi suất VND, lãi suát đô la, tâm lý người dân, chính sách của Mỹ v.v chưa được nghiên cứu trong mô hình này. Đây cũng là một hướng cho các nghiên cứu tiếp theo nhằm điều chỉnh và bổ sung thêm các yếu tố mới vào mô hình nghiên cứu trên.
Nhìn chung qua kết quả phân tích này cho thấy đâu là những nhân tố tác động mạnh nhất đến tỷ lệ đô la hóa. Đây cũng l à cơ sở đề suất một số biện pháp nhằm kiểm soát đô la hóa ở nước ta.
Trước thực trạng trên, chúng ta cần phải nhận định rõđô la hóa là tình trạng khó tránh khỏi đối với những nước có xuất phát điểm thấp, đang trong quá trình chuyển đổi nền kinh tế và từng bước hội nhập như Việt Nam. Đô la hóa tác động đến nền kinh tế