Tác động của dân trí về tài chính đến hành vi tiết kiệm cá nhân ở Việt Nam

10
© Học viện Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X 
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
Số 204- Tháng 5. 2019
Tác động của dân trí về tài chính đến hành vi 
tiết kiệm cá nhân ở Việt Nam
 CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH- TIỀN TỆ 
Nguyễn Tường Vân
Lê Văn Hinh
Tiếp theo kỳ trước
Bài viết nghiên cứu tác động của dân trí về tài chính và các yếu 
tố khác đến hành vi tiết kiệm cá nhân ở Việt Nam. Kết quả hồi quy 
Binary Logistic từ khảo sát 639 cá nhân từ nhiều vùng khác nhau ở 
Việt Nam cho thấy dân trí về tài chính, chuyên ngành học tài chính 
ngân hàng, giới tính, tình trạng hôn nhân và các yếu tố thái độ cùng 
các yếu tố hành vi xã hội liên quan khác có tác động tích cực (có 
ý nghĩa thống kê) đến hành vi tiết kiệm cá nhân. Từ kết quả nghiên 
cứu, gợi ý rằng cần có các chương trình đào tạo bài bản, có tầm 
nhìn nhằm nâng cao dân trí về tài chính cho mọi tầng lớp dân cư, 
trước tiên nhằm cải thiện “tài chính toàn diện” và sau đó là cải thiện 
nguồn cung vốn từ nội địa cho nền kinh tế Việt Nam tăng trưởng bền 
vững. 
Từ khóa: Dân trí về tài chính, tài chính toàn diện, hành vi tài chính, 
hành vi tiết kiệm
Giả thuyết 2: Các đặc tính 
nhân khẩu học cá nhân có tác 
động đến hành vi tiết kiệm cá 
nhân: Giả thuyết này có thể 
phân ra: (i) Tuổi đời có quan 
hệ cùng chiều đến hành vi tiết 
kiệm cá nhân (+); (ii) Giới tính 
khác nhau hành vi tiết kiệm cá 
nhân là khác nhau; (iii) Số con 
cái có quan hệ cùng chiều đến 
hành vi tiết kiệm cá nhân (+); 
(iv) Số năm làm việc có quan 
hệ cùng chiều đến hành vi tiết 
kiệm cá nhân (+); (v) Mức thu 
nhập có quan hệ cùng chiều 
đến hành vi tiết kiệm cá nhân 
(+); (vi) Trình độ học vấn có 
quan hệ cùng chiều đến hành 
vi tiết kiệm cá nhân (+); (vii) 
Mức độ chấp nhận rủi ro có 
quan hệ ngược chiều đến hành 
vi tiết kiệm cá nhân (- )
3.4. Mô hình phân tích
 Nghiên cứu dựa theo mô 
hình kinh tế lượng đánh giá 
tác động của “dân trí về 
tài chính” đến “hành vi tiết 
kiệm” (Effects of Financial 
Literacy on Saving Behavior) 
theo nghiên cứu của Peter J. 
Morgan & Long Q. Trinh, 
ADBI, 2017; và tham khảo 
N.S. Mahdzan, và S. Tabiani, 
2013. Cụ thể để xác định tác 
động của dân trí về tài chính 
đến hành vi tiết kiệm cá nhân, 
nghiên cứu sẽ kiểm định theo 
Ngày nhận: 18/03/2019 Ngày nhận bản sửa: 21/04/2019 Ngày duyệt đăng: 26/04/2019
 CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ 
11Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 204- Tháng 5. 2019
phương trình sau: 
Savei = β0 + β1FLi + β2Incomei 
+ Xiβ3 + εi (1)
Trong đó:
Savei là biến giả (dummy 
variable), nhận giá trị một (1) 
nếu cá nhân thỉnh thoảng đến 
rất thường xuyên thực hiện để 
dành tiền cho tương lai (tiết 
kiệm) và nếu từ hiếm khi và 
không bao giờ để dành tiền 
cho tương lai, biến này nhận 
giá trị không (0);
FLi biến đo lường dân trí về 
tài chính (điểm);
β
1
 đo lường tác động của dân 
trí về tài chính lên hành vi tiết 
kiệm cá nhân;
Incomei mức thu nhập của cá 
nhân thứ i; 
Xi là vector kiểm soát và
εi là sai số thứ i; 
Xi có gồm các yếu tố như giới 
tính, độ tuổi, tình trạng hôn 
nhân, nghề nghiệp, số con 
trong gia đình 
β
0
 là hằng số hay hệ số tự do;
β
2
, β
3
 là các hệ số tương quan 
tác động của thu nhập đến 
hành vi tiết kiệm;
Vì biến phụ thuộc là biến 
nhận hai giá trị khác nhau 
(dichotomous, nhị nguyên) 
nên nghiên cứu sử dụng mô 
hình phân tích là mô hình 
Binary Logistic. Mô hình 
phân tích Binary Logistic sử 
dụng hồi quy nhị phân hay giá 
trị nhận nhị phân (nhận hai giá 
trị: 1 và 0).
Mô hình kiểm định dựa trên 
lý thuyết để đưa những yếu tố 
tác động (có ý nghĩa thống kê, 
5%) đến hành vi tiết kiệm cá 
nhân. 
3.5. Kết quả kiểm định hồi 
quy Binary Logistic
Phân tích các kiểm định 
(1) Kiểm định hệ số hồi quy 
Tham chiếu Bảng 2 cho thấy 
kiểm định Wald cho biết 
mô hình có 08 biến (là các 
biến Gend; Marr; Major; 
Student_y; FL_ps; AA; Bp 
và Bh với các Sig tương ứng 
<0,05) có tương quan có ý 
nghĩa thống kê với biến phụ 
thuộc “Saving” với độ tin cậy 
95%.
(2) Kiểm định độ phù hợp của 
mô hình
(i) Mức độ dự báo chính xác 
của mô hình 
Tham chiếu Bảng 3 
(Classification Table), với 43 
cá nhân hiếm để dành (xem 
theo cột), mô hình dự đoán 
đúng được 22 trường hợp 
(xem theo hàng), vậy tỷ lệ 
đúng là 12,4%. Trong khi có 
596 người thường có hành 
động để dành, mô hình dự 
đoán được 440 người, tỷ lệ 
đúng là 95,4%. Do đó tỷ lệ 
dự báo đúng của toàn bộ mô 
hình (Overall Percentage) là 
72,3%.
(ii) Mức độ phù hợp của mô 
hình
Kiểm định Omnibus từ Bảng 4 
cho thấy sig <0,01 (độ tin cậy 
99%), cho ta kết luận các biến 
độc lập có quan hệ tuyến tính 
với biến phụ thuộc trong tổng 
thể. Hay mô hình lựa chọn là 
phù hợp tốt.
Bảng 2. Các biến trong mô hình (Variables in the Equation)
B S.E. Wald df Sig. Exp(B)
Step 
1a
Gend -,401 ,194 4,289 1 ,038 ,670
Marr ,527 ,211 6,208 1 ,013 1,694
Major ,930 ,203 20,999 1 ,000 2,535
Student_y -1,144 ,373 9,406 1 ,002 ,318
FL_ps ,393 ,196 4,006 1 ,045 1,482
AA ,681 ,294 5,382 1 ,020 1,976
Bp -,765 ,360 4,516 1 ,034 ,465
Bh ,904 ,268 11,354 1 ,001 2,470
Constant -,108 ,243 ,198 1 ,657 ,898
a. Variable(s) entered on step 1: Gend, Marr, Major, Student_y, FL_ps, AA, 
Bp, Bh.
Nguồn: Kết quả chạy mô hình do nhóm tác giả thực hiện
 CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ 
12 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàngSố 204- Tháng 5. 2019
(3) Thảo luận kết quả hồi quy 
Trong Bảng 2, ta sử dụng kết 
quả của cột hệ số hồi quy “B” 
và cột [Exp(B) = eB], hình 
thành kịch bản xác suất thay 
đổi khi xác suất ban đầu lần 
lượt là 10%, 20%, 30%, 40% 
và 50%. 
Nếu đặt: P
0
: Xác suất ban đầu; 
Bảng 3. Mức độ dự báo của mô hình Classification Tablea 
Observed Predicted
Muc do de danh
hiem khi va khong 
bao gio de danh
Thinh thoang va 
thuong de danh
Percentage 
Correct
Step 
1
Muc do 
de danh
hiem khi va khong bao gio de danh 22 156 12,4
Thinh thoang va thuong de danh 21 440 95,4
Overall Percentage 72,3
a. The cut value is, 500 
Nguồn: Kết quả chạy mô hình do nhóm tác giả thực hiện
Bảng 4. Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình Omnibus Tests of Model 
Coefficients
Chi-square df Sig.
Step 
1
Step 68,698 8 ,000
Block 68,698 8 ,000
Model 68,698 8 ,000
Model Summary
Step -2 Log likelihood Cox & Snell R Square Nagelkerke R Square
1 687,352a ,102 ,147
a. Estimation terminated at iteration number 5 because parameter estimates 
changed by less than ,001.
Nguồn: Kết quả chạy mô hình trên phần mềm SPSS 23 do nhóm tác giả thực hiện
Bảng 5. Mô phỏng xác suất hành vi tiết kiệm cá nhân thay đổi
 B Exp(B) 1- E 10% 20% 30% 40% 50%
Student_y -1.144 0.318 0.682 3.4% 7.4% 12.0% 17.5% 24.1%
Bp -0.765 0.465 0.535 4.9% 10.4% 16.6% 23.7% 31.7%
Gend -0.401 0.67 0.33 6.9% 14.3% 22.3% 30.9% 40.1%
Major 0.93 0.535 0.465 5.6% 11.8% 18.7% 26.3% 34.9%
FL_ps 0.393 1.482 -0.482 14.1% 27.0% 38.8% 49.7% 59.7%
Marr 0.527 1.694 -0.694 15.8% 29.8% 42.1% 53.0% 62.9%
AA 0.681 1.976 -0.976 18.0% 33.1% 45.9% 56.8% 66.4%
Bh 0.904 2.47 -1.47 21.5% 38.2% 51.4% 62.2% 71.2%
Constant -0.108 0.898 0.102 9.1% 18.3% 27.8% 37.4% 47.3%
Nguồn: Kết quả chạy mô hình do nhóm tác giả thực hiện
 CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ 
13Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 204- Tháng 5. 2019
P
1
: Xác suất thay đổi. Khi đó, 
sẽ được tính theo công thức 
sau:
P
1
 = (P
0
 × eβ)(1 − P
0
(1 − eβ))-1
Kết quả ta có được tại Bảng 
5, mô phỏng xác suất hành vi 
tiết kiệm cá nhân thay đổi như 
thế nào.
Qua kiểm định trên cho thấy 
các yếu tố ảnh hưởng (có ý 
nghĩa thống kê) đến hành vi 
tiết kiệm cá nhân theo thứ tự 
là: “Chuyên ngành học ở bậc 
đại học”( Major); “Hành vi 
xã hội nâng cao” mà trong 
đó bao hàm cả trách nhiệm 
với tương lai (Bh); “Thái 
độ về tài chính” mà trong 
đó bao hàm cả thái độ với 
rủi ro, thái độ với đồng tiền 
(AA); “Tình trạng hôn nhân”( 
Marr); “Trình độ dân trí về 
tài chính”( FL_ps); “Giới 
tính”( Gend); “Hành vi xã hội 
cơ bản” bao hàm các trách 
nhiệm với nguồn lực hiện tại 
(Bp); “Sinh viên năm thứ”( 
Student_y). 
Trong khi đó kiểm định 
không tìm thấy (không có ý 
nghĩa thống kê) tác động của 
các yếu tố “tuổi đời”(age), 
“kinh nghiệm nghề nghiệp” ( 
Exp_job), “số con” (Child), 
“thu nhập” (Income), “trình 
độ học vấn” ( Edu),... và cả 
các kênh cơ bản (như qua 
học ở phổ thông; đào tạo 
ngắn hạn; thông tin đại chúng 
như truyền hình, báo đài; 
các tài liệu nghiên cứu chính 
thống) đến hành vi tiết kiệm 
cá nhân. 
(4) Mô hình dự báo hành vi 
tiết kiệm cá nhân
Sau khi loại bỏ các biến 
không có ý nghĩa thống kê, 
thực hiện phân tích hồi quy 
Binary Losigstic ta có kết quả 
hồi quy tại Bảng 1. Và do đó, 
ta có: 
LogOdd = β0 + β1Gend 
+ β
2
Marr + β
3
Major + 
β
4
Student
y
 + β
5
FL
ps
 + β6AA + 
β7Bp + β8Bh (**). 
Thay các hệ số trong Bảng 2 
(nêu trên) vào phương trình 
(**) ta có: 
LogOdd = −0.108 − 
0.401Gend + 0.527Marr + 
0.93Major − 1.144Student
y
+ 0.393FL
ps
 + 0.681AA − 
0.765Bp + 0.904Bh
Phương trình ước lượng khả 
năng có tiết kiệm cá nhân như 
sau:
E(Y/X) = eLogOdd(1 + eLogOdd)−1
E(Y/X): là Xác suất để Y = 1 
(có hành vi tiết kiệm cá nhân 
từ mức tích cực) khi biến độc 
lập X có giá trị cụ thể Xj 
Từ bảng “Dự báo kịch bản tác 
động đến hành vi tiết kiệm” 
(Bảng 6) trên cho nhận định 
như sau:
Kịch bản thứ nhất (KB1): 
Nếu cá nhân có các đặc tính 
(thành tố): Không phải là 
giới tính nam; chưa lập gia 
đình; chuyên ngành đào tạo ở 
bậc đại học không phải là tài 
chính ngân hàng; là sinh viên 
dưới năm thứ 2; mức dân trí 
về tài chính dưới mức trung 
Bảng 6. Dự báo các yếu tố tác động đến hành vi tiết kiệm cá nhân theo các kịch bản 
Tên biến (nếu đúng =1) Hệ số 
hồi quy
Kịch bản 
thứ 1 (KB1)
Kịch bản 
thứ 2 (KB2)
Giới tính Nam -0.401 0 -0.401
Đã lập gia đình 0.527 0 0.527
Chuyên ngành đào tạo ở bậc đại học là tài chính ngân hàng 0.93 0 0.93
Là sinh viên năm thứ 2 trở lên -1.144 0 -1.144
Trình độ dân trí về tài chính ở mức trung bình trở lên 0.393 0 0.393
Có thái độ tốt (trung bình) về tài chính ngân hàng 0.681 0 0.681
Hành vi xã hội cơ bản liên quan đến hoạt động ngân hàng từ mức 
trung bình trở lên
-0.765 0 -0.765
Hành vi xã hội nâng cao liên quan đến hoạt động ngân hàng từ mức 
trung bình trở lên
0.904 0 0.904
Hệ số chặn (cắt trục tung) -0.108 -0.108 -0.108
P(Y/Xj) 47.3% 73.4%
Nguồn: Kết quả chạy mô hình do nhóm tác giả thực hiện
 CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ 
14 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàngSố 204- Tháng 5. 2019
bình; có thái độ dưới mức 
trung bình về tài chính ngân 
hàng; hành vi xã hội cơ bản 
liên quan đến hoạt động ngân 
hàng dưới mức trung bình; 
hành vi xã hội nâng cao liên 
quan đến hoạt động ngân hàng 
dưới mức trung bình... thì khả 
năng có hành vi tiết kiệm ở 
mức tích cực là 47,3%.
Kịch bản thứ hai (KB2): Nếu 
cá nhân có các đặc tính (thành 
tố): Là giới tính nam; đã lập 
gia đình; chuyên ngành đào 
tạo ở bậc đại học là tài chính 
ngân hàng; là sinh viên năm 
thứ 2 trở lên; có dân trí về tài 
chính từ mức trung bình trở 
lên; có thái độ từ mức trung 
bình về tài chính ngân hàng; 
hành vi xã hội cơ bản liên 
quan đến hoạt động ngân hàng 
từ mức trung bình trở lên; 
hành vi xã hội nâng cao liên 
quan đến hoạt động ngân hàng 
từ mức trung bình trở lên 
thì khả năng có hành vi tiết 
kiệm ở mức tích cực là 73,4% 
(tức là ít nhất là từ mức thỉnh 
thoảng, thường xuyên và rất 
thường xuyên để dành tiền 
cho nhu cầu phòng vệ, hay 
cho tương lai).
4. Gợi ý chính sách
Từ kết quả kiểm định trên 
cho thấy thực sự có mối quan 
hệ giữa dân trí tài chính với 
hành vi tiết kiệm của người 
dân Việt Nam, từ đó nhóm tác 
giả đưa ra một số gợi ý liên 
quan đến giáo dục nâng cao 
dân trí về tài chính nhằm tăng 
cường tiết kiệm cá nhân, qua 
đó tăng cường tiết kiệm quốc 
gia và hướng tới đạt được các 
mục tiêu chính sách kinh tế, 
tài chính và rộng hơn là chính 
phát triển kinh tế, xã hội của 
Việt Nam như sau:
- Nhà nước cần có chiến lược 
giáo dục tài chính nhằm cải 
thiện dân trí về tài chính một 
cách toàn diện và có chiều 
sâu đối với các thế hệ dân 
chúng như đưa việc đào tạo 
kiến thức kinh tế, tài chính 
một cách phù hợp vào các cấp 
học từ phổ thông và ở bậc đại 
học. Với bậc đại học, cần mở 
rộng và tăng cường đào tạo 
kinh tế và tài chính cho cả các 
chuyên ngành khác (không chỉ 
với sinh viên chuyên ngành 
tài chính ngân hàng). Với bậc 
phổ thông, cần đưa vấn đề 
giáo dục nâng cao dân trí về 
tài chính vào trong Luật sửa 
đổi Luật Giáo dục và đào tạo 
tới đây.
- Việc nâng cao dân trí về 
tài chính cần bắt đầu từ các 
kiến thức cơ bản về tài chính 
ngân hàng và sau đó là nâng 
cao hiểu biết (các công cụ 
tài chính phức tạp hơn) và 
theo nhiều kênh đa dạng cho 
mọi đối tượng có thể tiếp cận 
được. Trong điều kiện cải 
cách ngân sách hiện nay của 
Chính phủ, Nhà nước cần 
khuyến khích các đơn vị dịch 
vụ sự nghiệp công cung cấp 
dịch vụ đào tạo dân trí về tài 
chính ngân hàng qua các kênh 
có thể như: Website, radio, 
TV bên cạnh hay song hành 
cùng kênh chính thức. 
- Tăng cường đào tạo kinh 
tế, tài chính ngân hàng qua 
các kênh đào tạo chính thức 
bằng cách quy định trong Luật 
Giáo dục và đào tạo một cách 
bài bản. Nghiên cứu cho thấy 
không có bằng chứng (thống 
kê) về tác động của giáo dục 
tài chính từ các kênh đào tạo 
đến dân trí về tài chính và 
điều này có thể phản ánh vấn 
đề giáo dục tài chính chưa 
được quan tâm và chưa gây 
được ảnh hưởng hay tác động 
đến dân trí tài chính trong 
xã hội. Các kênh đào tạo này 
gồm trong các trường, lớp hay 
cơ sở đào tạo khác, từ phổ 
thông đến các trường đại học 
một cách bài bản, có kế hoạch 
và theo chương trình quốc gia 
hơn; và nên coi đây là công 
việc của cả ngành ngân hàng, 
ngành giáo dục, đào tạo dạy 
nghề cùng với các ngành các 
cấp khác.
- Tăng cường sự phối hợp 
giữa ngành Ngân hàng 
(NHNN và cả ngân hàng 
thương mại hay tổ chức 
chuyên ngành khác) với ngành 
giáo dục và đào tạo (các 
trường). Hiện tại, chiến lược 
tài chính toàn diện dường 
như chưa có sự phối hợp giữa 
các ngành liên quan. Do đó 
cần cải thiện sự phối hợp này 
nhằm đưa nội dung về giáo 
dục tài chính vào chương trình 
giảng dạy ở các cấp bậc (như 
từ tiểu học, trung học cơ sở, 
trung học phổ thông) theo 
các mức độ phù hợp, bài bản 
và có hệ thống, đảm bảo hiệu 
quả và trên nguyên tắc lợi ích 
quốc gia.
- Tăng cường tuyên truyền về 
vai trò của giáo dục dân trí về 
tài chính cho mọi ngành, mọi 
cấp để đảm bảo có thể đưa vào 
và thực hiện có hiệu quả chiến 
lược quốc gia về giáo dục tài 
chính ở Việt Nam trong những 
năm tới. ■ 
 CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ 
15Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 204- Tháng 5. 2019
Tài liệu tham khảo
1. A. Sunden, B. J. Surette.1998: “Gender Differences in the Allcation Assets in Retirement Saving Plans”. American Economic 
Review, Vol. 88, No2, pp 207-211.
2. A.O. Gottschalck, 2008: “Net Worth and the Assets of Household Saving in Australia” the Economic Record, Vol. 78 No 241, 
pp 207-223
3. ADBI, 2017: “Determinants and impacts of financial literacy in Cambodia and Viet Nam”; ADBI Working Paper, No. 754; 
Asian Development Bank Institute (ADBI), Tokyo; (suggested Citation by: Morgan, Peter J.; Trinh, Long Q.) The Version is 
available at: 
4. Agnew, J.R., H. Bateman, and S. Thorp (2013). “Financial Literacy and Retirement Planning in Australia.” Numeracy 6(2): 
7.
5. Agnew,J. (2000) “Do Behavioral Biases Vary across Individuals” Journal of Financial and Quantitative Finance. Vol, 41 4 
Issue 4, pp 939-962.
6. Bucher-Koenen, T.A.B.E.A and A. Lusardi.(2011). “Financial Literacy and Retirement Planning in Germany.” Journal of 
Pension Economics & Finance 10(4):565.
7. Burnes, Schultz,J. (2000) “Older Women and Private Pensions, Waltham, Massochusetts: National Centrer For Women and 
Aging, Brandeis University.
8. Clark and Madeleine (2008) “Adjusting Retirement Goals and Saving Behavior: the Role of Financial Education” 
Overcoming the saving Slump: How to Increase the Effectiveness of Financial Education and Saving Programs, University of 
Chicago Press.
9. ECD/INFE 2016. OECD/INFE International Survey of Adult Financial Literacy Competencies. Paris: OECD. 
10. Embrey,Fox, J. (1997) “Gender Different in the Investment Decision-Making Process”, Financial Counseling and Planning, 
Vol. 8, No2, pp 33-40. 
11. Gottschalck A.O (2008) “Net Worth and the Assets of Household Saving in Australia” the Economic Record, Vol. 78 No 241, 
pp 207-223.
12. Hogarth J.M (2002): “Financial literacy and Family and Consumer Sciences” Journal of Family and Consumer Sciences, 
Vol., 94, No 1 pp 15-28.
13. Levine, Mitchell, Moore (2000) “Women on the Verge of Retirement: predictor of Retiree Wellbeing” trong Forcasting 
Retirement needs and Retirement Wealth, pp 167-207. 
14. Lusardi (2008) và Lusardi và Mitchell (2007a, 2007b, 2008): “Financial Literacy and Planning: Implications for Retirement 
Wellbeing”. Working Paper, Pension Research Council, The Whartin School. 
15. Lusardi, A. and O. Mitchell ( 2014) “The Economic Importance of Financial Literacy: Theory and Evidence.” Journal of 
Economic Literature 52(1): 5–44.  (accessed 12 December 2016).
16. Lusardi, A. and O. Mitchell (2006). “Financial Literacy and Planning: Implications for Retirement Wellbeing. Working 
Paper, Pension Research Council. Philadelphia, PA: University of Pennsylvania.
17. Lusardi, A. and O. Mitchell (2011). “Financial Literacy and Planning: Implications for Retirement Well-Being.” In Financial 
Literacy: Implications for Retirement Security and the Financial Marketplace, edited by Olivia S. Mitchell, and Annamaria 
Lusardi, 17–39. Oxford and New York: Oxford University Press.
18. Mahdzan, N.S. and S. Tabiani (2013) “The Impact of Financial Literacy on Individual Saving: An Exploratory Study in the 
Malaysian Context.” Transformations in Business and Economics 12 1 (28):41–55.
19. Maki, D. (2004). “Financial Literacy and Private pension” trong Private Pension and Public Policies, Washington D.C 
Brooking Institution Press. 
20. Modigliani, F., Brumberg, R., (1954) “Utility Analysis and consumption Funstion: an Interpretaion of Cross Section data” 
trong Post Keynesian Economics, Vol., 42, No 1, pp35-44. 
21. Moore, D (2003) “Survey of Financial Literacy in Washington State: Knowledge, Behavior, Attitudes, and Experiences.” 
Washington State University Social and Economic Sciences Research Center Technical Report 03-39.
22. Muhammad I. Albeerdy1 & Behrooz Gharleghi, 2015 “Determinants of the Financial Literacy among College Students in 
Malaysia )”  International Journal of Business Administration Vol. 6, No. 3; 2015.
23. N.S.Mahdzan và S.Tabiani (2013): “ The impact of financial literacy on individual saving: an Eploratory study in Malaysian 
context” , Transformations in Business and Economic, Vol. 12, No 1(28), 2013.
24. OECD (2011 ): “Assessing financial literacy in 12 countries an OECD Pilot Exercise” Discussion Paper 01/2011-014 , The 
OECD International Network on Financial Education, edited by Adele Atkinson and Flore-Anne Messy. 
25. OECD/INFE (2015a) Guide to Creating Financial Literacy Scores and Financial Inclusion Indicators Using Data from the 
OECD/INFE 2015 Financial Literacy Survey. Paris: OECD.
26. OECD/INFE (2015b). Policy Handbook on National Strategies for Financial Education. Paris: OECD. 
g20/topics/employment-and-socialpolicy/National-Strategies-Financial-Education-Policy-Handbook.pdf (accessed 15 December 
2016).
27. OECD/INFE (2016). OECD/INFE International Survey of Adult Financial Literacy Competencies. Paris: OECD.
 CHÍNH SÁCH & THỊ TRƯỜNG TÀI CHÍNH - TIỀN TỆ 
16 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàngSố 204- Tháng 5. 2019
28. OECD/INFE 2015b. Policy Handbook on National Strategies for Financial Education. Paris: OECD. 
g20/topics/employment-and-socialpolicy/National-Strategies-Financial-Education-Policy-Handbook.pdf (accessed 15 December 
2016).
29. OECD/INFE 2015c. 2015 OECD/INFE Toolkit for Measuring Financial Literacy and Financial Inclusion. Paris: OECD.
30. OECD/INFE(2015c). 2015 OECD/INFE Toolkit for Measuring Financial Literacy and Financial Inclusion. Paris: OECD.
31. OECD/INFE. 2015a. Guide to Creating Financial Literacy Scores and Financial Inclusion Indicators Using Data from the 
OECD/INFE 2015 Financial Literacy Survey. Paris: OECD.
32. Remund, D.L. (2010) “Financial Literacy Explicated: The Case for a Clearer Definition in an Increasingly Complex 
Economy”. The Journal of Consumer Affairs, Vol. 44, No. 2, 276-295.
33. Roy Morgan Reserch (2003): ANZ Survey of adult Financial Literacy in Australia: Final Report, Melbourne, ANZ Bank 
2003.
34. Schngen. S., Lines, A., (1996): “Financial Literacy In Adult life” A report to the Nawesr Group Charitable Trust, pp 36-45.
35. Stango, V., and J. Zinman (2009) “Exponential Growth Bias and Household Finance.” Journal of Finance 64 (6):2807–49.
36. Stango, Zinman (2006): “Borrowing High vs. Borrowing Higher: Sources and Consequences of Dispersion in Individual 
Borrowing Costs”by Victor Stango (Graduate School of Management University of California, Davis) , Jonathan Zinman, 
(Department of Economics Dartmouth College, IPA & NBER) May, 2013.
37. Sunden,A., Surette, B. J. (1998) “Gender Differences in the Allcation Assets in Retirement Saving Plans”. American 
Economic Review, Vol. 88, No2, pp 207-211.
38. Tang, C.F., Chua,S.Y (2009) “The Saving growth Nexus in Malaysia: Evidence from Nonparametric Analysis” The IUO 
Jounal of Financial 94 Economics, Vol, VII, No 3-4 pp83-94.
39. Tang, Chua (2009): Tang, C.F., Chua,S.Y. 2009 “The Saving growth Nexus in Malaysia: Evidence from Nonparametric 
Analysis” The IUO Jounal of Financial 94 Economics, Vol, VII, No 3-4 pp83-94.
40. WB (2008): What are the constraints to the Inclusive Growth in Zamabia ? Report no 44286—ZM, Washington D.C: World 
Bank 2008. 
41. WB (2013): “Making Sense of Financial Capability Surveys around the World A Review of Existing Financial Capability and 
Literacy Measurement Instruments”, © 2013 International Bank for Reconstruction and Development The World Bank. 
42. Zhong L.X, Xiao,JJ (1995) “Determinationts of Family Bond and Stock Holdings” Financial Counceling and Planning, Vol. 
6. pp107-114 .
Thông tin tác giả
Nguyễn Tường Vân, Tiến sĩ
Học viện Ngân hàng
Email: vannt@hvnh.edu.vn
Lê Văn Hinh, Thạc sĩ
Trường Bồi dưỡng cán bộ ngân hàng, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam
Email: hinh.levan@sbv.gov.vn
Summary
The effects of financial literacy on saving behavior in Vietnam
The paper examines the impact of intellectuals on finance and other factors on personal saving behavior in 
Vietnam. The Binary Logistic regression have taken for 639 respondents of survey from different provinces in 
Vietnam; The results showed that financial literacy, major of high education, gender, marital status and attitudes 
together with social behavioral factors have significant effect on personal saving behavior. Other related social 
behavior factors have a positive (statistically significant) impact on personal saving behavior. The results suggest 
that there should be well-educated financial literacy, visionary education programs to improve people’s financial 
literacy for all strata, first to improve financial inclusion and while further improve domestic credit availability for 
Vietnam’s economy to grow sustainably.
Keywords: Financial literacy, financial inclusion, financial behavior, saving behavior. 
Van Tuong Nguyen, PhD.
Banking Academy of Vietnam
Hinh Van Le, MEc.
Banking Training School, State Bank of Vietnam