Giới thiệu

Hiện nay khá nhiều thế hệ gen Z đang theo xu hướng sống với nguyên tắc “Bạn chỉ sống một lần” – xu hướng có thể hiểu là chỉ vui chơi mà không nghĩ tới tương lai (Adwinchia, 2015). Điều này dẫn đến thực tế thế hệ gen Z với thu nhập cao, không có người phụ thuộc lại thường rơi vào tình trạng thâm hụt ngân sách mỗi tháng.

Theo báo cáo của EVERFI (tổ chức chuyên về giáo dục ở Mỹ) về gen Z, 90% người có tài khoản ngân hàng giao dịch tham gia khảo sát nhưng chỉ có 60% là tài khoản cá nhân, phần còn lại là tài khoản chung hoặc tài khoản giám hộ với cha mẹ của họ.

Hầu hết thế hệ Z có kiến thức tài chính cao nhưng lại chưa có hành vi quản lý tài chính tốt (Fitriani và Widodo, 2020). Bài viết thực hiện nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi quản lý tài chính cá nhân của thế hệ gen Z khu vực thành phố Hồ Chí Minh để từ đó đề xuất các hàm ý nhằm thúc đẩy hành vi quản lý tài chính cá nhân của thế hệ gen Z.

Cơ sở lý thuyết

Gen Z (Generation Z), hay còn gọi là thế hệ Z, là thuật ngữ được dùng để chỉ nhóm người được sinh ra vào khoảng thời gian từ 1997 đến 2012. Vì được sinh ra vào thời kỳ công nghệ, Internet bùng nổ, nên Gen Z còn có các tên gọi khác là: iGeneration, Homeland Generation, Net Gen, Digital Natives… Do đó, “thế hệ Z phụ thuộc vào công nghệ và ưu tiên sự phổ biến trên phương tiện truyền thông xã hội” (Howe và Strauss, 2004).

Hành vi quản lý tài chính cá nhân (TCCN) là khả năng của cá nhân trong việc lập kế hoạch, thiết kế ngân sách, quản lý và kiểm soát tài chính của mình (Asaff và các cộng sự, 2019). Những cá nhân có kiến thức tài chính và quan điểm tài chính mạnh mẽ có thể đưa ra những quyết định đúng đắn cho cuộc sống tương lai, đặc biệt là trong quản lý tài chính (Ameliawati và Setiyani, 2018).

Lược khảo các nghiên cứu trước

Nghiên cứu của Azizeh, N. Widyastuti, U. và Yusuf, M. (2022) đã chỉ ra yếu tố hiểu biết tài chính và thái độ tài chính tác động tích cực đến hành vi quản lý tài chính của cá nhân ở độ tuổi từ 17 tuổi đến 27 tuổi thuộc Gen Z tại Greater Jakarta.

Fajari, H. và Rochayatun, S. (2023) chứng minh kiến thức tài chính cao và khả năng quản lý cuộc sống tác động tích cực đến hành vi quản lý tài chính cá nhân của thế hệ gen Z.

Nghiên cứu của Nguyễn Thị Ngọc Miên và Trần Phương Thảo (2015) cho thấy, thái độ tài chính và kiến thức tài chính tác động mạnh mẽ và có mối quan hệ thuận chiều đến hành vi quản lý tài chính của các cá nhân độ tuổi từ 19 đến 20 tuổi đang sinh sống trên địa bàn Thành phố Hồ Chí Minh. Còn khả năng kiểm soát từ bên ngoài có mối quan hệ ngược chiều với hành vi quản lý TCCN.

Nguyễn Thị Kim Oanh và Nguyễn Phương Linh (2020) chỉ ra rằng, sự ảnh hưởng của cha mẹ, chủ nghĩa duy vật, tiêu dùng bốc đồng và năng lực tài chính bản thân của tác động tích cực đến hành vi tài chính của sinh viên.

Giả thuyết nghiên cứu

Trên cơ sở các nghiên cứu trên và vận dụng vào tình hình thực tiễn Việt Nam hiện nay, nhóm tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu sau:

HV = β0 + β1TD + β2HB + β3GD + β4KS + u

Trong đó: HV là biến phụ thuộc phản ánh hành vi quản lý tài chính cá nhân

Các biến độc lập gồm TD (Thái độ), HB (Hiểu biết tài chính), GD (Ảnh hưởng của gia đình) và MT (Khả năng kiểm soát bên ngoài).

Các giả thuyết của mô hình nghiên cứu được đề xuất như sau:

Giả thuyết H1: Thái độ tài chính tác động cùng chiều với hành vi quản lý TCCN.

Giả thuyết H2: Hiểu biết tài chính có tác động cùng chiều với hành vi quản lý TCCN.

Giả thuyết H3: Ảnh hưởng của gia đình có tác động cùng chiều với hành vi quản lý TCCN.

Giả thuyết H4: Ảnh hưởng từ khả năng kiểm soát bên ngoài có tác động ngược chiều với hành vi quản lý TCCN.

Phương pháp nghiên cứu

Bài viết sử dụng phương pháp định tính để xây dựng thang đo và phương pháp định xử lý, phân tích dữ liệu. Tác giả sử dụng phương pháp chọn mẫu thuận tiện thông qua việc gửi phiếu khảo sát online trên phạm vi địa bàn thành phố Hồ Chí Minh. Khác với nghiên cứu của Nguyễn Thị Ngọc Miên và Trần Phương Thảo (2015), trong mô hình nghiên cứu, tác giả bổ sung thêm biến gia đình và biến kiểm soát bên ngoài. Cỡ mẫu tối thiểu cần có là n ≥ 104 + m (m: số biến độc lập và phụ thuộc), hoặc n ≥ 50 + m, nếu m < 5. Như vậy, cỡ mẫu theo Harris là n ≥ 109 (Harris (2001). Số lượng phiếu thu về là 420 phiếu, trong đó có 50 phiếu không hợp lệ. Dữ liệu đưa vào phân tích là 370 phiếu. Tác giả sử dụng phần mềm SPSS 20.0 để phân tích thống kê mô tả, kiểm định thang đo, phân tích tương quan, phân tích hồi quy và kiểm định sự khác biệt về yếu tố nhân khẩu học.

Kết quả nghiên cứu

Kiểm định thang đo: Kết quả cho thấy, 4 nhóm nhân tố đều có hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,6 nên đạt độ tin cậy về thang đo. Tuy nhiên, giá trị Cronbach’s Alpha của thang đo “kiểm soát - KS” nhỏ hơn 0,6. Chính vì thế, nhóm tác giả quyết định loại bỏ biến “Kiểm soát” ra khỏi mô hình. Hệ số tương quan biến tổng của từng thành phần đều lớn hơn 0,3. Như vậy, sau khi loại bỏ biến KS thì mô hình còn 19 biến quan sát đảm bảo điều kiện để tiếp tục thực hiện phân tích EFA.

Phân tích nhân tố khám phá EFA: Kết quả phân tích EFA cho thấy, 19 biến quan sát được phân thành 4 nhân tố với tất cả các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố Factor Loading lớn hơn 0,5. Phương sai trích tích lũy được là 74,682% (> 50%). Sau khi phân tích EFA cho thấy rằng mô hình lý thuyết ban đầu đề ra phù hợp với nghiên cứu. Sau khi tiến hành kiểm định các thang đo, và phân tích nhân tố EFA, kết quả cho thấy 03 biến độc lập vẫn được giữ nguyên theo mô hình đề xuất.

Phân tích hồi quy: Phân tích hồi quy được tiến hành với 3 biến độc lập gồm TD (Thái độ), HB (Hiểu biết tài chính) và GD (Ảnh hưởng của gia đình) và 1 biến phụ thuộc HV (hành vi quản lý tài chính cá nhân).

Kết quả nghiên cứu cho thấy, R2 hiệu chỉnh bằng 0,643. Điều này cho thấy 64,3% sự biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích bởi 3 biến độc lập trong mô hình. Các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê. Giá trị Sig. kiểm định t hệ số hồi quy của các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05, nên các biến độc lập đều có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc. 03 hệ số hồi quy đều khác 0 cho thấy, các biến độc lập trong mô hình phân tích hồi quy đều tác động đến biến phụ thuộc. Hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2 cho thấy, mô hình không có đa cộng tuyến. Như vậy, tất cả 03 giả thuyết đã đặt ra ban đầu đều được chấp nhận (Sig. < 0,05. Phương trình hồi quy chuẩn hóa có dạng như sau:

HV = 0,201TD + 0,254HB + 0,228GD