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