2021-09-21_tom tat luan an_tieng viet_kyten

Microsoft Word CVHon tom tat luan an VN 280222 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CẦN THƠ o0o TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SĨ Chuyên Ngành TÀI CHÍNH–NGÂN HÀNG Mã Ngành 62340201 CAO VĂN HƠN ẢNH HƯỞNG CỦA HẠ[.]

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CẦN THƠ -o0o - TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SĨ Chuyên Ngành: TÀI CHÍNH–NGÂN HÀNG Mã Ngành: 62340201 CAO VĂN HƠN ẢNH HƯỞNG CỦA HẠN CHẾ TÍN DỤNG ĐẾN LƯỢNG VỐN PHÂN BỔ CHO YẾU TỐ ĐẦU VÀO VÀ NĂNG SUẤT LÚA CỦA NÔNG HỘ Ở ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG Cần Thơ, 2022 CƠNG TRÌNH HỒN THÀNH TẠI TRƯỜNG ĐẠI HỌC CẦN THƠ Người hướng dẫn chính: PGS.TS Lê Khương Ninh Người hướng dẫn phụ: Luận án bảo vệ trước Hội đồng đánh giá luận án tiến sĩ cấp trường Họp tại: Phòng Bảo vệ Luận án Tiến sĩ (Lầu 2, Nhà Điều hành, Trường Đại học Cần Thơ) Vào lúc … … ngày … tháng … năm … Phản biện 1: Phản biện 2: i DANH MỤC CƠNG TRÌNH KHOA HỌC ĐÃ CƠNG BỐ Tạp chí nước Cao Văn Hơn Lê Khương Ninh (2019) Ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến suất lúa nông hộ đồng Sông Cửu Long Tạp chí Kinh tế Ngân hàng Châu Á số 160, trang 44-56 Cao Van Hon and Le Khuong Ninh (2020) Impact of credit rationing on capital allocated to inputs used by rice farmers in the Mekong River Delta, Vietnam Journal of Economics of Development, Vol.22 No.1, pp 47-60 Kỷ yếu hội nghị quốc tế Cao Văn Hơn Lê Khương Ninh (2019) Ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến suất lúa nơng hộ ĐBSCL Hội thảo khoa học tổ chức Trường Đại học Cần Thơ, 12/2019 Cao Van Hon and Le Khuong Ninh (2020) Geographical distance and access to bank credit of rice farmers in Vietnam” Hội thảo khoa học tổ chức Trường Đại học Cần Thơ, 12/2020 ii Chương GIỚI THIỆU 1.1 TẦM QUAN TRỌNG CỦA VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU Đồng sông Cửu Long (ĐBSCL) vùng sản xuất lúa trọng điểm Việt Nam, năm đóng góp 50% tổng sản lượng lúa, góp phần đảm bảo an ninh lương thực quốc gia cung cấp khoảng 90% lượng gạo xuất (Niên giám thống kê, 2018) Thành tựu kết việc ĐBSCL bồi đắp lượng lớn phù sa từ sông Mê-kông đổ vào Việt Nam qua hai nhánh sơng Tiền sơng Hậu ĐBSCL cịn thiên nhiên ưu đãi khí hậu với mưa nắng thuận hòa, giúp tưới tiêu xả rửa mầm bệnh gây hại trồng Nhìn chung, ĐBSCL hội tụ đủ điều kiện tự nhiên để tăng suất sản lượng lúa Song, thực tế cho thấy phần lớn nông hộ nơi tập trung vào khâu sản xuất (bố trí thời vụ, xuống giống, chăm sóc phòng chống dịch bệnh) mà chưa trọng đến việc chuẩn bị đủ vốn để mua yếu tố đầu vào (vật tư nông nghiệp) phát triển thị trường đầu nhằm đảm bảo giá tốt cho sản phẩm thị trường biến động khó lường Vì vậy, nơng hộ trồng lúa ĐBSCL phải đối mặt với nhiều thách thức quy mô sản xuất nhỏ bị động khâu tiêu thụ nên thường phải đối mặt với tượng mùa – giá, liên kết bốn nhà (nhà khoa học, nhà quản lý, doanh nghiệp nhà nông) yếu Hệ nơng hộ trồng lúa cịn nghèo thu nhập thấp bấp bênh, đặc biệt ảnh hưởng biến đổi khí hậu diện ngày rõ nét Thu nhập thấp nên nông hộ không đủ tiền để mua yếu tố đầu vào theo yêu cầu sản xuất số lượng, chất lượng thời điểm, dẫn đến suất thu nhập nơng hộ thấp Do đó, nơng hộ tìm vay tổ chức tín dụng để bù đắp thường bị từ chối rủi ro cao thiếu tài sản chấp Kết là, có nhiều người xin vay số vay phần nhu cầu số bị khước từ hoàn toàn, sẵn sàng chấp nhận lãi suất cao Khi đó, xuất hiện tượng hạn chế tín dụng phân tích Stiglitz Weiss (1981) nhiều nghiên cứu khác sau Do hạn chế tín dụng nên nơng hộ khơng đủ vốn để mua yếu tố đầu vào tối ưu cho sản xuất nhằm đảm bảo suất tối đa Khi đó, nơng hộ có hai phương án lựa chọn giảm lượng sử dụng tất yếu tố đầu vào (hiệu ứng quy mô) hay giảm lượng sử dụng loại yếu tố đầu vào quan trọng suất lúa (hiệu ứng thay thế) Giảm số lượng yếu tố đầu vào khơng kịp phịng trị bệnh đảm bảo nhu cầu dinh dưỡng thiết yếu cho lúa nên suất thấp Nói cách khác, tượng làm cho suất sản xuất nông hộ chất lượng sản phẩm thấp so với trường hợp khơng bị hạn chế tín dụng chứng minh thơng qua mơ hình kinh tế học ứng dụng tài – tín dụng (Feder, 1985; Lee Chambers, 1986; Carter, 1988; Fare cộng sự, 1990; Carter Niebe, 1990; Blancard cộng sự, 2006; Ciaian cộng sự, 2012) Luận điểm cho thấy, vốn quan trọng sản xuất nông nghiệp nơng hộ lại bị hạn chế tín dụng thơng tin bất đối xứng chi phí giao dịch nên ảnh hưởng vấn đề đến kết sản xuất nơng hộ chủ đề cần tìm hiểu để làm sở khoa học thực tiễn cho sách phát triển nơng nghiệp bền vững Tuy nhiên, theo hiểu biết hạn chế tác giả, chưa có nghiên cứu sâu tìm hiểu mối quan hệ hạn chế tín dụng với lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào suất lúa nơng hộ nước ta nói chung ĐBSCL nói riêng Do đó, chủ đề “Ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào suất lúa nông hộ Đồng sông Cửu Long” tác giả lựa chọn để thực luận án tiến sĩ 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1.2.1 Mục tiêu chung Mục tiêu chung luận án ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào suất lúa nông hộ ĐBSCL nhằm đề xuất hàm ý sách giúp giảm hạn chế tín dụng hợp lý hóa việc phân bổ vốn cho yếu tố đầu vào cải thiện suất lúa nông hộ ĐBSCL 1.2.2 Mục tiêu cụ thể Để đáp ứng mục tiêu chung trên, luận án có mục tiêu cụ thể sau: (i) Đánh giá thực trạng hạn chế tín dụng, thực trạng sử dụng yếu tố đầu vào suất lúa nông hộ ĐBSCL (ii) Ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào nông hộ trồng lúa ĐBSCL (iii) Ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến suất lúa nông hộ ĐBSCL (iv) Đề xuất hàm ý sách giúp nơng hộ trồng lúa ĐBSCL giảm thiểu hạn chế tín dụng thơng qua kết nghiên cứu nhằm hợp lý hóa phân bổ vốn cho yếu tố đầu vào cải thiện suất lúa 1.3 ĐỐI TƯỢNG NGHIÊN CỨU VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu luận án lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào suất lúa nông hộ ĐBSCL ảnh hưởng hạn chế tín dụng tổ chức tín dụng 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu Luận án nghiên cứu ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào suất lúa nông hộ ĐBSCL, gồm tỉnh/thành An Giang, Bạc Liêu, Cà Mau, Cần Thơ, Hậu Giang, Kiên Giang, Sóc Trăng, Trà Vinh Vĩnh Long hai mốc thời gian năm 2015 năm 2018 nhằm kiểm chứng tính khoa học thực tiễn vấn đề nghiên cứu mà luận án quan tâm 1.4 ĐÓNG GÓP CỦA LUẬN ÁN 1.4.1 Về lý thuyết Luận án xây dựng sở lý thuyết ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến suất lúa nông hộ Cơ sở lý thuyết xây dựng chủ yếu dựa nguyên lý Kinh tế học vi mô Tài vi mơ với trọng tâm ứng dụng vào lĩnh vực tín dụng, đặc biệt tín dụng nơng nghiệp nông thôn 1.4.2 Về thực tiễn Kết ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào đến suất lúa nông hộ ĐBSCL sở khoa học có giá trị thực tiễn giúp nhà khoa học nhà lập sách tham khảo để hoạch định sách phát triển nơng nghiệp nơng thơn bền vững Ngồi ra, tính phi tuyến ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào đến suất lúa nông hộ ĐBSCL đóng góp có giá trị khoa học cao để nhà khoa học nhà lập sách sử dụng để hướng dẫn nông hộ sử dụng lượng đầu vào tối ưu nhằm nâng cao suất, thu nhập bảo vệ môi trường tự nhiên Chương TỔNG QUAN TÀI LIỆU Chương CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 CƠ SỞ LÝ THUYẾT 3.1.3 Cơ sở lý thuyết ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào nông hộ Hạn chế tín dụng khiến nơng hộ khơng đủ vốn để mua yếu tố đầu vào cho sản xuất, làm ảnh hưởng tiêu cực đến sản lượng sản xuất nông hộ Khi đó, nơng hộ buộc phải xem xét việc phân bổ vốn cho yếu tố đầu vào nhằm hạn chế tối đa ảnh hưởng Để mơ hình hóa hành vi phân bổ vốn cho yếu tố đầu vào sản xuất lúa nông hộ, luận án dựa sở luận điểm phát triển Debertin (2012) Trước tiên, phân tích nơng hộ trồng lúa muốn tối thiểu hóa chi phí bị hạn chế tín dụng Hàm sản xuất nơng hộ nói có dạng y  f ( M , N ) , với y sản lượng M , N số lượng yếu tố đầu vào Như vậy, chi phí sản xuất tối thiểu nông hộ là: Min MP M  NP N  (3.1) M ,N với ràng buộc y  f ( M , N ) , y sản lượng đạt với chi phí tối thiểu, PN giá M N PM Để tối thiểu hóa chi phí, cần có biểu thức Largange sau:   MP M  NP N    y  f ( M , N )  (3.2) Khi đó, điều kiện tối thiểu hóa chi phí là:  f  PM    PM   f M  M M  f  PN    PN   f N  N N   y0  f (M , N )   (3.3) Vì vậy: PM   f M (3.4) PN   f N (3.5) Chia (3.4) cho (3.5) ta được: PM f f f  M hay M  N PN fN PM PN (3.6) Trong Biểu thức (3.6), f M suất biên yếu tố đầu vào M nên f M / PM suất lúa tăng thêm đầu tư thêm đơn vị tiền cho yếu tố đầu vào M Tương tự, f N / PN suất lúa tăng thêm đầu tư thêm đơn vị tiền cho yếu tố đầu vào N Rõ ràng, f M / PM  f N / PN chi phí sản xuất tối thiểu tương ứng với sản lượng y nên nông hộ tối ưu hóa sản xuất Nếu thị trường tín dụng nơng thơn hồn hảo, nguồn vay khơng quan trọng nơng hộ hay nơng hộ vay đủ số tiền cần thiết (Foltz, 2004) Nói cách khác, nơng hộ có đủ vốn để mua lượng yếu tố đầu vào cần thiết để tối thiểu hóa chi phí tối đa hóa lợi nhuận theo biểu thức (3.6) Song, thị trường tín dụng nơng thơn khơng hồn hảo thơng tin bất đối xứng chi phí giao dịch nên xuất hiện tượng lựa chọn sai lầm động lệch lạc dẫn đến hạn chế tín dụng xuất (Stiglitz Weiss, 1981) Hệ bị hạn chế tín dụng nên nông hộ không đủ vốn để mua yếu tố đầu vào thỏa biểu thức (3.6) Khi đó, xuất hiệu ứng quy mô, làm ảnh hưởng đến lượng vốn sử dụng không làm thay đổi tỷ lệ tương đối số lượng yếu tố đầu vào – tượng mà nhà kinh tế gọi hạn chế tín dụng đối xứng Cụ thể, hiệu ứng quy mô tương ứng với trường hợp nông hộ giảm sử dụng đồng thời hai yếu tố đầu vào M N nên chắn sản lượng giảm, gây bất lợi phương diện thu nhập cho nông hộ Điều khiến nông hộ – kinh nghiệm sản xuất, thực tế thị trường yếu tố đầu vào (đặc biệt giá) lực tài thực tế thân – điều chỉnh giảm sử dụng loại yếu tố đầu vào quan trọng nhằm tối thiểu hóa ảnh hưởng tiêu cực hạn chế tín dụng đến sản lượng biên lúa (đó là, f M hay f N ) giữ nguyên (hay tăng) yếu tố đầu vào lại với kỳ vọng tạo ảnh hưởng tích cực đến sản lượng (biên) lúa Hiện tượng gọi hạn chế tín dụng bất đối xứng Giả sử trường hợp nông hộ bị hạn chế tín dụng yếu tố đầu vào M yếu tố đầu vào N không bị hạn chế, nơng hộ tăng sử dụng yếu tố đầu vào  N để giảm ảnh hưởng tiêu cực hạn chế tín dụng, khơng thể khơng đủ nguồn lực Lúc này, với lực kinh nghiệm thân nơng hộ đánh đổi việc sử dụng yếu tố đầu vào M cho yếu tố đầu vào  N , nghĩa nông hộ muốn tăng sử dụng yếu tố  N phải giảm sử dụng yếu tố M Trong hai trường hợp, hạn chế tín dụng đối xứng hạn chế tín dụng bất đối xứng lượng yếu tố đầu vào sử dụng khác biệt so với lượng yếu tố đầu vào tối ưu mô tả biểu thức (3.6) Như vậy, hạn chế tín dụng nguyên nhân việc thiếu vốn khiến nông hộ phải thay đổi cách thức phân bổ vốn sản xuất cho yếu tố đầu vào để giảm thiểu ảnh hưởng tiêu cực Hơn nữa, theo Briggeman cộng (2009), Ciaian cộng (2012), ảnh hưởng hạn chế tín dụng lượng vốn phân bổ cho loại yếu tố đầu vào phi tuyến sản lượng biên yếu tố đầu vào khác biệt mức sử dụng Do đó, để ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng, bên cạnh việc xác định hiệu ứng can thiệp (treatment effect) sử dụng điểm xu hướng, luận án ước lượng hiệu ứng can thiệp mức độ hạn chế tín dụng mà nông hộ trồng lúa gặp phải Một mục tiêu luận án ước lượng khác biệt 3.1.4 Cơ sở lý thuyết ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến suất lúa nơng hộ Để xây dựng mơ hình lý thuyết ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến suất lúa nông hộ, luận án dựa sở luận điểm phát triển Blancard cộng (2006), Ciaian cộng (2012) Để làm điều đó, phân tích nơng hộ với mục tiêu tối đa hóa lợi nhuận điều kiện bị HCTD Khi đó, hàm sản xuất nơng hộ y  f ( M , N ) với M N yếu tố đầu vào hàm lợi nhuận nông hộ là:   pf ( M , N )  PM M  PN N đó, p giá sản phẩm PM (3.7) giá đầu vào M PN giá đầu vào N Do bị hạn chế tín dụng, nơng hộ sử dụng lượng tiền C để mua yếu tố đầu vào Trị số C ràng buộc lượng đầu vào nơng hộ sử dụng cho sản xuất thông qua bất đẳng thức:  PM M  PN N  C (3.8) đó,   biến giả phân biệt hạn chế tín dụng nơng hộ mua hai yếu tố đầu vào M N Nếu    1, hạn chế tín dụng ảnh hưởng đến hai yếu tố đầu vào M N Nếu hạn chế tín dụng ảnh hưởng đến yếu tố đầu vào yếu tố đầu vào cịn lại khơng bị hạn chế hạn chế tín dụng gọi bất đối xứng, trường hợp     (hạn chế tín dụng ảnh hưởng đến M ) hay     (hạn chế tín dụng ảnh hưởng đến N ) Nông hộ tối đa hóa lợi nhuận điều kiện bị hạn chế tín dụng cần có biểu thức Lagrange sau:   pf ( M , N )  PM M  PN N   (PM M  PN N  C ) (3.9) Khi đó, điều kiện lợi nhuận tối đa là:  f   p  PM    pf M  PM   PM  M M M  f   p  PN    pf N  PN   PN  N N N    PM M   PN N  C   Như vậy: pf M  (1   ) PM (3.10) pfN  (1 )PN (3.11) Trong Biểu thức (3.10) (3.11), pf M pf N giá trị suất biên yếu tố đầu vào M N Nếu khơng bị hạn chế tín dụng (tương ứng với trường hợp   ), nơng hộ có đủ vốn sản xuất (khơng bị giới hạn lượng tiền C ) giá trị suất biên hai yếu tố đầu vào M N với giá đầu vào ( pf M  PM pf N  PN ) Kết cho thấy, không bị hạn chế tín dụng, nơng hộ tối đa hóa lợi nhuận theo nguyên tắc phổ biến kinh tế học vi mơ doanh thu biên chi phí biên ( MR  MC ) Song, bị hạn chế tín dụng nên nơng hộ khơng đủ vốn để sản xuất đạt mức tối ưu nên suất lúa chịu ảnh hưởng tiêu cực Nếu nông hộ bị HCTD hai yếu tố đầu vào (   1,     ) theo biểu thức (3.10) (3.11), ta có: đầu vào M (  1,   0) pf M  PM pfN  PN Nếu hạn chế tín dụng ảnh hưởng đến yếu tố   giá trị suất biên M lớn giá ( pfM  PM ) giá trị suất biên yếu tố đầu vào N với giá ( pfN  PN ) Tương tự, hạn chế tín dụng ảnh hưởng đến đầu vào N (  0;   1)   pf M  PM pfN  PN Như vậy, bị hạn chế tín dụng, giá trị suất biên ln lớn chi phí biên trường hợp Khi đó, nơng hộ làm tăng suất cách tăng chi phí sử dụng đầu vào, làm bị hạn chế tín dụng N EAS/ E EAS NB B ND D NF ES F NA A I III MA MB ES MF II MD EAS/ EAS E M Nguồn: Ciaian cộng sự, 2012 Hình 3.1 Tối ưu hóa nơng hộ bị hạn chế tín dụng Trên sở lý thuyết vừa trình bày, để dễ hình dung xem Hình 3.1, với trục tung đo lường số lượng yếu tố đầu vào N trục hoành thể số lượng yếu tố đầu vào M sử dụng sản xuất Nếu khơng bị hạn chế tín dụng (   ), nơng hộ có đủ lượng tiền C để thỏa Biểu thức (3.10) (3.11) Khi đó, sản lượng tối ưu tương ứng với điểm D Tại đây, giá trị suất biên tương đối hai yếu tố đầu vào M N với giá tương đối hai yếu tố đầu vào này: pf M PM  pf N PN Điểm D tiếp điểm đường đẳng lượng I đường đẳng phí EE Sản lượng xác định đường đẳng lượng I sản lượng tối đa nông hộ với giá yếu tố đầu vào đầu xác định Lượng tín dụng mà nông hộ nhận trường hợp ảnh hưởng đến sản lượng lúa nơng hộ Hạn chế tín dụng bất đối xứng Hãy nghiên cứu trường hợp nơng hộ bị hạn chế tín dụng yếu tố đầu vào Cụ thể, nông hộ bị hạn chế tín dụng yếu tố đầu vào M     yếu tố đầu vào N     Do bị hạn chế tín dụng nên nơng hộ có lượng tiền để mua yếu tố đầu vào cho sản xuất Khi đó, lượng tiền C ( C 1 C ) C với ràng buộc biểu thức (3.8) làm cho (  0) Trong hình 3.1, hạn chế tín dụng làm tịnh tiến đường đẳng phí EE thành EASEAS đường đẳng lượng I thành II Kết điểm sản xuất tối ưu trường hợp F – điểm tiếp xúc đường đẳng phí EASEAS đường đẳng lượng II Hiệu ứng quy mô dịch chuyển điểm cân từ D thành F Đường đẳng lượng II nằm đường đẳng lượng I (trường hợp khơng hạn chế tín dụng), ngụ ý sản lượng (năng suất) thấp so với trường hợp khơng bị hạn chế tín Trong Mơ hình (3.12), biến phụ thuộc ( hanchetind ung i ) xây dựng sở tỷ số số tiền thực vay số tiền xin vay nông hộ (tylevayi) Nếu tylevayi  , nông hộ không bị hạn chế tín dụng nên biến hanchetindungi nhận giá trị 0;  tylevayi 1, nông hộ bị hạn chế tín dụng nên biến hanchetind ung i nhận giá trị Biến độc lập dientichda t i diện tích đất sản xuất lúa nơng hộ, đo lường 1.000m2 Biến thunhapi thu nhập trung bình hộ gia đình i, tính triệu đồng/năm Biến thoigianso ngdp i thời gian nông hộ sinh sống địa phương, tính số năm Biến tuoii tuổi chủ hộ tính năm Biến hocvani trình độ học vấn chủ hộ tính năm Biến gioitinhi giới tính chủ hộ, chủ hộ nam biến gioitinhi nhận giá trị 1, ngược lại biến gioitinhi nhận giá trị Biến khoagcachtdtd i khoảng cách từ nhà nông hộ đến tổ chức tín dụng gần tính km Biến diavixahoi i biến giả nhận giá trị chủ hộ có người thân, người quen làm việc quan nhà nước hay tổ chức trị ngược lại biến diavixahoii nhận giá trị Biến kinhnghiemi kinh nghiệm sản xuất lúa nơng hộ tính năm Như vừa đề cập, Mơ hình (3.12) ước lượng phương pháp hồi quy Probit để xác định điểm xu hướng (propensity score) Trên sở điểm xu hướng vừa xác định, luận án sử dụng phương pháp ghép cặp điểm xu hướng (PSM) để xác định ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào xuất lúa nơng hộ Sau đó, tình trạng hạn chế tín dụng nơng hộ chia thành nhiều mức độ khác để xem xét ảnh hưởng phi tuyến hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào Cụ thể, mẫu khảo sát chia thành nhóm với mức độ hạn chế tín dụng giảm dần Trong đó, nhóm bao gồm nơng hộ có  tylevay i  0, ; nhóm có 0,  tylevay i  0,4 ; nhóm có 0,4  tylevayi  0,6 ; nhóm có tylevay i tăng dần với bước nhảy 0,2, nhóm cuối (nhóm 6) trường hợp nơng hộ đạt tylevay i 100% (đó là, vay tồn số tiền xin vay) Sau đó, luận án tiến hành so sánh nhóm với nhóm nhóm so với nhóm 2, tương tự nhóm cuối để xem xét khác biệt lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào hai nhóm so sánh 3.2.3.3 Phương pháp ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào nông hộ Phương pháp PSM sử dụng để xác định khác biệt nhóm can thiệp nhóm đối chứng Đại lượng gọi ảnh hưởng trung bình can thiệp đến người can thiệp (the average treatment effect on the treated – viết tắt ATT) sau kiểm soát khác biệt hai đối tượng Cụ thể, nơng hộ bị hạn chế tín dụng, lượng vốn phân bổ cho loại yếu tố đầu vào E(Y1 D  1) lượng vốn giả định (không quan sát được) phân bổ cho loại yếu tố đầu vào E(Y0 D  1) Tương tự, nông hộ không bị hạn chế tín dụng, lượng vốn phân bổ cho loại yếu tố đầu vào E (Y0 D  0) lượng vốn giả định (không quan sát được) phân bổ cho yếu tố đầu vào với giả định vay hoàn toàn E(Y1 D  0) , với E() kỳ vọng Theo Rosenbaum Rubin (1983), ATT là: 10 ATT  E (Y1  Y0 D  1)  E (Y1 D  1)  E (Y0 D  1) Đại lượng cần ước lượng E (Y0 D  0) mà E (Y0 D  1) Để làm điều đó, phương pháp PSM sử dụng điểm cân để tính tốn lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào nơng hộ khơng bị hạn chế tín dụng tương đồng với đặc điểm nông hộ bị hạn chế tín dụng Cụ thể, PSM sử dụng E (Y0 D  0) để ước lượng đại lượng đối thực E(Y0 D  1) Để ước lượng đại lượng này, ta cần có: E (Y0 D  1)  E (Y0 D  0)  để đảm bảo ATT không chịu ảnh hưởng sai lệch chọn mẫu Lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào (dauvaoi) sản xuất lúa nông hộ ĐBSCL bao gồm lượng vốn sử dụng mua lúa giống (luagiongi), lượng vốn sử dụng mua phân bón (phanboni), lượng vốn sử dụng mua thuốc bảo vệ thực vật (thuocbvtvi) số tiền thuê lao động (laodonghuei) Biến luagiongi kỳ vọng không chịu ảnh hưởng hạn chế tín dụng bởi, theo thực tế tâm lý nông hộ, yếu tố tiên để đảm bảo suất lúa nên lượng lúa giống thay đổi theo thực trạng tiếp cận vốn nông hộ Khác với biến luagiongi, biến phanboni kỳ vọng chịu ảnh hưởng tiêu cực hạn chế tín dụng, nghĩa nơng hộ bị hạn chế tín dụng giảm sử dụng yếu tố đầu vào tác động hiệu ứng quy mô lẫn hiệu ứng thay Biến thuocbvtvi kỳ vọng khơng/hay chịu ảnh hưởng tình trạng hạn chế tín dụng mà nông hộ phải đối mặt Do hạn chế tín dụng làm giảm lượng sử dụng yếu tố đầu vào khác nên nơng hộ th lao động để sạ lúa, bón phân hay phun thuốc – cơng việc làm kịp thời lao động nhà khối lượng không lớn không cấp bách 3.2.3.4 Phương pháp ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến suất lúa nơng hộ Để xây dựng mơ hình lý thuyết ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến suất lúa nông hộ, luận án dựa sở luận điểm phát triển Blancard cộng (2006) Ciaian cộng (2012) Để làm điều đó, phân tích nơng hộ với mục tiêu tối đa hóa lợi nhuận điều kiện bị HCTD Khi đó, nơng hộ bị hạn chế tín dụng (nhóm can thiệp), suất lúa quan sát E ( S1 D  1) suất lúa giả định (không quan sát được) E(S0 D  1) Tương tự, nông hộ khơng bị hạn chế tín dụng (nhóm đối chứng), suất lúa quan sát E ( S D  0) suất lúa giả định (không quan sát được) E ( S1 D  0) , với E() kỳ vọng Cũng theo Rosenbaum and Rubin (1983), ATT là: ATT  E(S1  S0 D  1)  E(S1 D  1)  E(S0 D  1) Đại lượng cần ước lượng luận án E(S0 D  0) (bởi đại lượng quan sát được) mà E(S0 D  1) Để làm điều đó, phương pháp PSM sử dụng điểm cân để tính tốn suất lúa nơng hộ khơng bị hạn chế tín dụng (nhóm đối chứng) tương đồng với đặc điểm nơng hộ bị hạn chế tín dụng (nhóm can thiệp) Cụ thể, PSM sử dụng E (S0 D  0) để ước lượng đại lượng đối thực E(S0 D  1) , ta cần có: E (S0 D  1)  E (S0 D  0)  để đảm bảo ATT không chịu ảnh hưởng sai lệch chọn mẫu 11 Như đề cập phần trước, sử dụng kết ước lượng từ Probit, xác suất nơng hộ vay hồn tồn (đó là, điểm xu hướng) tính tốn Dựa vào điểm xu hướng, nơng hộ thuộc nhóm can thiệp nông hộ đối chứng xây dựng công cụ so sánh hạt nhân (Kernel) Phương pháp cho phép so sánh nơng hộ thuộc nhóm can thiệp với nơng hộ thuộc nhóm đối chứng đồng Tương tự lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào nhằm đảm bảo nông hộ so sánh không khác biệt điểm xu hướng nên sử dụng cỡ thước đo 0,01 Chương THỰC TRẠNG NĂNG SUẤT SẢN XUẤT LÚA VÀ PHÂN BỔ VỐN TÍN DỤNG CHO CÁC YẾU TỐ ĐẦU VÀO Ở ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG 12 Chương ẢNH HƯỞNG CỦA HẠN CHẾ TÍN DỤNG ĐẾN LƯỢNG VỐN PHÂN BỔ CHO YẾU TỐ ĐẦU VÀO VÀ NĂNG SUẤT LÚA CỦA NÔNG HỘ Ở ĐBSCL 5.1 MÔ TẢ NÔNG HỘ TRỒNG LÚA 5.1.1 Đặc điểm nơng hộ 5.1.2 Thực trạng tín dụng Số tiền nông hộ vay từ tổ chức tín dụng thức bình qn năm 2015 13,46 triệu đồng/năm năm 2018 nông hộ vay bình qn 43,56 triệu đồng Bên cạnh đó, số lần vay bình qn nơng hộ năm 2015 2,06 lần/hộ/năm năm 2018 1,38 lần/hộ/năm, chi phí giao dịch – thường song hành với số lần vay nên số lần vay (số tiền nhiều/lần) giúp nơng hộ tiết kiệm chi phí, tạo động khích lệ nơng hộ tiếp cận nguồn vốn thức nâng cao ý thức sử dụng vốn trả nợ tổ chức tín dụng sử dụng sách kiểm sốt cho vay cách khoa học chặt chẽ Mặc dù vay tín dụng thức loại hình tín dụng dường chưa đáp ứng đầy đủ vốn cho nhu cầu sản xuất nông hộ nên nông hộ cịn tiếp tục mua chịu vật tư nơng nghiệp với lượng tiền lớn Cụ thể, lượng tiền mua chịu nông hộ năm 2015 30,28 triệu đồng/năm năm 2018 33,19 triệu đồng/năm Việc bán chịu vật tư nơng nghiệp (hay cho vay hình thức vật) cho nông hộ mang lại rủi ro cho đại lý tiết kiệm chi phí giao dịch, giá bán cao giảm thiểu áp lực cạnh tranh nên đại lý vật tư thường áp dụng sách cách phổ biến nơng hộ, có chọn lọc (Lê Khương Ninh Cao Văn Hơn, 2013) Số lần sai hẹn bình quân 0,04 lần năm 2015 0,14 lần năm 2018 Thông tin ngụ ý nơng hộ sai hẹn việc trả nợ, tín dụng thức nguồn tài trợ ưa chuộng nông hộ lãi suất thấp, lượng vốn dồi kèm với nhiều ưu đãi Bảng 5.2 cho thấy năm 2015, có 23,70% số nơng hộ khảo sát (241 nơng hộ) vay tồn số tiền theo nhu cầu (khơng bị hạn chế tín dụng) 23,29% (248 nông hộ) vào năm 2018 Đồng thời, số nông hộ bị hạn chế tín dụng khơng khác biệt nhiều hai thời điểm năm 2015 (76,3%) năm 2018 (76,71%), cho thấy nơng hộ gặp phải trình trạng hạn chế tín dụng Thậm chí, số nơng hộ khơng vay hoàn toàn năm 2015 4,13% năm 2018 9,95% mẫu Nguyên nhân nông hộ sản xuất với quy mơ nhỏ khơng có giấy chứng nhận quyền sử dụng đất thuê đất canh tác với quy mô lớn 13 Bảng 5.1 Các tiêu chí nơng hộ trồng lúa ĐBSCL Tiêu chí Trung bình 51,14 4,59 6,35 47,39 15,67 10,77 46,00 2015 (N = 1.017) Độ lệch Nhỏ chuẩn 11,11 20,00 1,39 1,00 3,33 0,00 12,99 2,00 14,81 1,30 7,17 0,50 40,41 5,50 Lớn 80,00 9,00 16,00 80,00 150,00 40,00 470,00 Trung bình 50,89 4,20 6,31 47,08 19,58 6,72 76,03 2018 (N = 1.065) Độ lệch Nhỏ chuẩn 10,88 20,00 1,23 1.00 3,30 0,00 12,86 2,00 13,76 1,00 4,37 1,00 57,65 4,00 Lớn t-test (2018 so với 2015) –0,120 –6,272*** –0,129 –0,469 6,269*** –15,380*** 13,418*** Tuổi chủ hộ (năm) 78,00 Số nhân (người) 8,00 Học vấn chủ hộ (lớp) 16,00 Thời gian cư trú địa phương (năm) 78,00 Diện tích đất nơng nghiệp (1.000 m ) 108,00 Khoảng cách TCTD gần (km) 24,00 Thu nhập (triệu đồng/người/năm) 465,41 Thu nhập từ sản xuất lúa (triệu 26,84 29,89 2,02 403,50 53,92 48,93 3,2 300,00 15,345*** đồng/người/năm) Năng suất lúa (tấn/ha) 7,76 0,23 2,01 12,74 7,02 2,51 2,77 12,50 –2,908*** Số tiền vay thức (triệu đồng/năm) 13,46 35,14 0,00 500,00 43,56 49,78 0,00 370,00 19,694*** Số lần vay TCTD 2,06 2,27 0,00 10,00 1,38 1,58 0,00 9,00 –7,435*** Số lần sai hẹn trả nợ 0,04 0,25 0,00 3,00 0,14 0,54 0,00 4,00 5,730*** Số tiền mua chịu (triệu đồng/năm) 28,89 33,06 0,00 324,00 33,19 45,57 0,00 405,00 2,501** Chi phí giống (triệu đồng/ha) 1,66 0,975 0,68 4,12 1,91 0,69 0,60 4,14 9,223*** Chi phí phân bón (triệu đồng/ha) 6,26 2,07 1,61 12,08 6,37 2,26 1,00 10,83 1,305 Chi phí thuốc bảo vệ thực vật (triệu 5,33 2,25 1,13 13,44 4,88 2,71 0,90 12,00 –4,266*** đồng/ha) Chi phí lao động thuê (triệu đồng/ha) 5,90 2,15 1,29 12,71 6,77 3,46 2,05 11,53 7,487*** Chi phí khác (triệu đồng/ha) 0,59 0,22 1,30 0,00 0,76 0,04 2,20 0,00 12,365*** Ghi chú: Để độc giả hiểu rõ thực trạng nơng hộ, tác giả trình bày số liệu thực tế năm 2015 2018 Tuy nhiên, so sánh đại lượng có giá trị tiền, tác giả điều chỉnh lạm phát hai thời điểm Kết cho thấy khơng có khác biệt so với trường hợp trình bày bảng 5.3 Nguồn: Tính tốn từ số liệu tự khảo sát tác giả năm 2015 2018 14 Bảng 5.2 Thực trạng hạn chế tín dụng nơng hộ 2015 2018 Tiêu chí Số hộ Tỷ trọng Số hộ Tỷ trọng (%) (%) Không bị hạn chế (số tiền 241 23,70 248 23,29 vay số tiền xin vay) Bị hạn chế 776 76,30 817 76,71 2.1 Không vay 42 4,13 106 09,95 2.2 Vay phần 734 72,17 711 66,76 Tổng 1.017 100,00 1.065 100,00 Nguồn: Tính tốn từ số liệu tự khảo sát tác giả năm 2015 2018 5.1.3 Thực trạng phân bổ vốn cho yếu tố đầu vào Chi phí sản xuất chủ yếu nơng hộ tập trung khoản chi phí giống, chi phí phân bón, chi phí thuốc bảo vệ thực vật chi phí lao động Thực tế, hoạt động sản xuất lúa nơng hộ cịn phát sinh số chi phí khác tỷ trọng khơng đáng kể tổng chi phí Bảng 5.1 cho thấy, chi phí giống bình qn nông hộ năm 2015 1,66 triệu đồng/ha năm 2018 1,91 triệu đồng/ha Như phân tích, nỗi sợ thất mùa giống lúa không đảm bảo chất lượng mật độ gieo sạ không đủ dày hành vi không thực khoa học bám rễ sâu vào suy nghĩ bà trồng lúa Ngược lại với giống, chi phí phân bón bình qn năm 2015 6,26 triệu đồng/ha năm 2018 6,37 triệu đồng/ha Khác với phân bón, lượng thuốc bảo vệ thực vật bình qn nơng hộ sử dụng năm 2015 với 5,33 triệu đồng/ha năm 2018 với 4,88 triệu đồng/ha Như phân tích, xu di cư người dân nông thôn (phần lớn trẻ tuổi) đến tìm việc thị khu công nghiệp yếu tố kéo (thu nhập tốt ổn định đô thị khu công nghiệp) yếu tố đẩy (thu nhập thấp bấp bênh nông thôn nhiều nguyên nhân) nên lao động nông thơn có xu hướng thiếu hụt, đặc biệt vào vụ thu hoạch, có đột biến xảy cần khắc phục (như lũ hay sâu bệnh xuất đại trà) hay xuất hội thị trường (như giá tăng cần thu hoạch gấp sản phẩm) Vì vậy, theo Bảng 5.1, chi phí lao động th bình qn mà nơng hộ sử dụng năm 2018 6,77 triệu đồng/ha năm 2015 5,90 triệu đồng/ha 5.1.4 Năng suất lúa Một thông tin đáng lưu ý suất lúa bình qn nơng hộ có khác biệt năm 2015 7,76 tấn/ha năm 2018 7,02 tấn/ha (khác biệt có ý nghĩa mức 1%) Kết suất lúa ĐBSCL đạt đến ngưỡng, khoản đầu tư cho sản xuất thông qua yếu tố đầu vào không mang đến hiệu thiết thực Để khắc phục bất lợi này, việc nâng cao chất lượng hạt lúa (như triển khai sản xuất cách hợp lý giống lúa ST25 – giống lúa cho gạo ngon giới) nhằm tận dụng hội thị trường (đó là, gạo chất lượng cao bán với giá tốt), qua làm tăng thu nhập cho nông hộ trồng lúa 15 Bảng 5.5 Năng suất lúa nông hộ ĐBSCL 2015 2018 TT Diện tích (ha) Năng suất Năng suất Số hộ Số hộ (tấn/ha) (tấn/ha) ≤ 0,5 228 7,60 94 7,40 > 0,5–1,0 264 7,76 193 7,19 > 1,0–2,0 345 7,99 336 7,08 > 2,0–3,0 107 7,50 183 7.09 > 3,0–4,0 38 7,21 117 6,88 > 4,0–5,0 15 8,41 70 6,39 > 5,0 28 7,02 72 6,49 Nguồn: Số liệu tự khảo sát năm 2015 năm 2018 Bảng 5.5 cho thấy, nơng hộ có diện tích đất nhỏ suất lúa nơng hộ đạt mức cao (từ 7,50 đến 7,99 tấn/ha năm 2015 từ 7,08 đến 7,40 tấn/ha năm 2018), sau diện tích đất tăng suất có xu hướng giảm Mức suất thấp năm 2015 nông hộ có diện tích đất lúa (7,02 tấn/ha) năm 2018 mức suất thấp nơng hộ có diện tích từ đến (6,39 tấn/ha) 5.2 ẢNH HƯỞNG CỦA HẠN CHẾ TÍN DỤNG ĐẾN LƯỢNG VỐN PHÂN BỔ CHO YẾU TỐ ĐẦU VÀO CỦA NÔNG HỘ TRỒNG LÚA 5.2.1 Ảnh hưởng yếu tố đến HCTD nông hộ trồng lúa Kết bảng 5.6 cho thấy, mơ hình ước lượng ảnh hưởng yếu tố đến hạn chế tín dụng có ý nghĩa thống kê mức 1% năm 2015 năm 2018 Ở hai mốc thời gian này, biến dientichdat i có hệ số âm mức ý nghĩa 5% 1%, nghĩa nơng hộ có nhiều đất bị hạn chế tín dụng, đất tài sản chấp có giá trị nên dễ chấp nhận tạo điều kiện cho nông hộ sử dụng vốn vay mục đích nhằm đảm bảo cho việc trả nợ Kết tương đồng với kết nghiên cứu Fletschner (2009) Kết ước lượng quán hai mốc thời gian 2015 2018, biến thunhhap i có hệ số âm mức ý nghĩa 1% 5% Điều ngụ ý rằng, nơng hộ có thu nhập cao bị hạn chế tín dụng ngược lại thu nhập cao giúp nơng hộ đảm bảo việc trả nợ, lệ thuộc vào vốn vay thường có xu hướng tổ chức, quản lý sản xuất tốt hơn, dễ TCTD chấp nhận cho vay Nghiên cứu Ferer cộng (1990) có kết tương tự, theo tác giả nơng hộ có thu nhập cao thường sử dụng vốn hiệu nên uy tín tín dụng cao Do đó, họ bị hạn chế tín dụng 16 Bảng 5.6 Ảnh hưởng yếu tố đến hạn chế tín dụng nơng hộ trồng lúa hồi quy Probit Biến phụ thuộc: hanchetund ung i – có trị số nơng hộ bị hạn chế tín dụng khơng bị hạn chế tín dụng 2015 Biến số Diễn giải biến Hệ số ước lượng Hằng số C 1,3963*** 2018 Trị số Z Hệ số ước lượng Trị số Z dientichdati Diện tích đất (1.000m2) –0,0072** 4,16 –2,52 1,0002*** 2,94 –0,0115*** –2,90 thunhapi Thu nhập trung bình nông hộ (triệu đồng/năm) –0,0045** –4,51 –0,0028*** –3,56 thoigiansongdpi Thời gian cư trú địa phương (năm) 0,0046 0,94 0,0006 0,12 tuoii Tuổi chủ hộ –0,0104 –1,57 0,0001 0,01 hocvani Học vấn chủ hộ (số lớp học) –0,0424*** –2,96 –0,0315** –2,30 gioitinhi Giới tính chủ hộ (nam = nữ = 0) 0,2486* 1,74 –0,1642 –1,06 khoangcachtctdi Khoảng cách đến TCTD gần (km) 0,0248*** 3,83 0,0965*** 7,01 diavixahoii Địa vị xã hội (có tham gia quan quản lý nhà nước hay tổ chức trị = 1, khác = 0) –0,1292 0,38 0,0491 0,54 kinhghiemi Kinh nghiệm sản xuất (số năm tham gia sản xuất lúa) –0,0078 –1,52 –0,0062 –1,24 Số quan sát (N) 1.017 1.065 Mức ý nghĩa 0,000 0,000 Log likelihood –525,92407 –518,5192 Ghi chú: (*), (**), (***) mức ý nghĩa 10%, 5% 1% Nguồn: Ước lượng từ số liệu tự khảo sát tác giả năm 2015 2018 17 Tương tự với thu nhập, biến hocvan i có hệ số âm mức ý nghĩa 1% 5% hai năm 2015 2018, cho thấy nơng hộ có học vấn cao biết cách áp dụng, cải tiến kỹ thuật sản xuất tiếp cận thị trường nên suất giá trị sản phẩm cao nên dễ tiếp cận tín dụng thức so với chủ hộ có học vấn thấp (Kislat công sự, 2017) Tuy nhiên, biến gioitinhi (giới tính chủ hộ) có hệ số dương mức ý nghĩa 10% vào năm 2015, ngụ ý vào thời điểm nơng hộ có chủ hộ nam giới dễ bị hạn chế tín dụng chủ hộ nữ giới Kết nghiên cứu Pham Izumida (2002) Việt Nam cho kết tương tự, nữ giới thường sợ mắc nợ nam giới nên vay tiền họ tâm làm để trả nợ, đặc biệt tham gia TCTD, nam giới ngược lại Một kết đáng ý hai thời điểm năm 2015 2018 biến khoangcach tctd i có hệ số dương mức ý nghĩa 1%, khẳng định ảnh hưởng quan trọng khoảng cách đến TCTD hội tiếp cận tín dụng nơng hộ Thật vậy, cư trú phân tán địa bàn nông thôn trải rộng nên khoảng cách địa lý mức độ thông tin bất đối xứng TCTD nông hộ lớn Vì vậy, nhiều nơng hộ khơng thể tiếp cận tín dụng thức bị TCTD từ chối thiếu thông tin Thông tin cần thiết để chọn lọc, kiểm sốt cưỡng chế trả nợ khó thu thập chuẩn xác khoảng cách địa lý TCTD nông hộ xa 5.2.2 Kết so sánh lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào trường hợp nông hộ bị hạn chế so với nơng hộ khơng bị hạn chế tín dụng Kết ước lượng Bảng 5.7 cho thấy, lượng vốn phân bổ cho hai yếu tố đầu vào phân bón lao động th có khác biệt nơng hộ bị hạn chế tín dụng khơng bị hạn chế tín dụng, lượng vốn phân bổ cho hai yếu tố đầu vào giống thuốc bảo vệ thực vật khơng có khác biệt Cụ thể, hệ số hai biến phanboni laodongthuei có trị số âm mức ý nghĩa 1% năm 2015 năm 2018, ngụ ý bị hạn chế tín dụng nông hộ giảm sử dụng hai yếu tố đầu vào Kết tương đồng với kết nhiều nghiên cứu thực nghiệm, điển hình Lee Champer (1986) Blancard cộng (2006) Bảng 5.7 Kết so sánh lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào sản xuất lúa nông hộ trường hợp nông hộ bị hạn chế so với nông hộ khơng bị hạn chế tín dụng Đơn vị tính: triệu đồng/1.000 m2 2015 (N = 1.017) 2018 (N = 1.065) Yếu tố đầu vào Hệ số ước lượng Trị số t Hệ số ước lượng Trị số t luagiongi –0,005 –1,070 –0,006 –1,432 phanboni –0,072*** –3,557 –0,083*** –7,028 thuocbvtvi –0,015 –0,721 –0,025 –1,019 laodongthuei –0,074*** –4,456 –0,156*** –5,140 Ghi chú: (*), (**), (***) mức ý nghĩa 10%, 5% 1%; Nguồn: Ước lượng từ số liệu tự khảo sát tác giả năm 2015 2018 Cũng theo Bảng 5.7, hệ số luagiongi thuocbvtvi có trị số âm khơng có ý nghĩa thống kê, nghĩa khơng có khác biệt lượng vốn phân bổ cho hai yếu tố nông hộ bị hạn chế tín dụng nơng hộ khơng bị hạn chế tín dụng Điều ngụ ý lượng vốn phân bổ cho hai yếu tố đầu vào luagiongi thuocbvtvi không chịu ảnh hưởng hạn chế 18 tín dụng Đó nơng hộ ln xem giống yếu tố đầu vào quan trọng suất lúa điều kiện đất đai ngày bạc màu nên ngần ngại việc giảm sử dụng, bị hạn chế tín dụng 5.2.3 Kết so sánh lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào trường hợp nông hộ bị hạn chế tín dụng so với nơng hộ bị hạn chế tín dụng nhiều Bảng 5.9 cho thấy, yếu tố phân bón lao động thuê có hệ số dương với mức ý nghĩa khác tất nhóm so sánh hai mốc thời gian 2015 2018, nghĩa mức độ hạn chế tín dụng giảm nơng hộ có xu hướng sử dụng hai loại yếu tố đầu vào nhiều thêm để chăm sóc lúa, với kỳ vọng cải thiện suất Yếu tố phân bón có hệ số biến động không theo xu hướng định nông hộ có sở thích sử dụng nhiều loại phân bón khác phụ thuộc vào thị trường phân bón – điều mà nghiên cứu trước chưa đề cập Yếu tố lao động thuê có hệ số dương với ý nghĩa thống kê theo mức độ giảm dần hạn chế tín dụng hai mốc thời gian 2015 2018, nghĩa nông hộ vay nhiều sử dụng sức lao động tăng Kết phù hợp với điều kiện sản xuất nơng nghiệp nước ta nói chung ĐBSCL nói riêng, trình độ lạc hậu, sử dụng nhiều lao động giới hóa diện tích canh tác nhỏ, manh mún Bảng 5.9 Kết so sánh lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào trường hợp nơng hộ bị hạn chế tín dụng so với nơng hộ bị hạn chế tín dụng nhiều Đơn vị tính: triệu đồng/1.000 m 2018 (N = 1.065) 2015 (N = 1.017) Phân Thuốc Lao động Phân Thuốc Lao động Giống Giống bón BVTV thuê bón BVTV thuê (2) so với (1) 0,008 0,076*** 0,034 0,078** 0,006 0,078** 0,015 0,074** (3) so với (2) 0,007 0,091*** 0,026 0,92*** 0,003 0,103** 0,017 0,092** (4) so với (3) 0,005 0,104*** 0,013 0,089*** 0,014 0,171*** 0,016 0,131** (5) so với (4) 0,009 0,106** 0,056 0,122** 0,009 0,120** 0,001 0,128** (6) so với (5) 0,021 0,061** 0,029 0,106** 0,015 0,167** 0,084 0,120*** Ghi chú: (*), (**), (***) mức ý nghĩa 10%, 5% 1% Nguồn: Tính toán từ số liệu tự khảo sát tác giả năm 2015 2018 Cặp so sánh (nhóm) Như vậy, kết ước lượng Bảng 5.9 cho thấy, phân bón lao động thuê yếu tố bị ảnh hưởng hạn chế tín dụng, giống thuốc BVTV khơng thể kết luận có bị ảnh hưởng hạn chế tín dụng khơng Tuy nhiên, Theo sở lý thuyết vừa trình bày, yếu tố đầu vào khơng bị hạn chế tín dụng sử dụng thay cho yếu tố đầu vào bị hạn chế tín dụng để đảm bảo suất khơng thay đổi Kết cho thấy, yếu tố bị hạn chế tín dụng khơng xảy trường hợp thay yếu tố đầu vào khơng bị hạn chế tín dụng Thay vào đó, yếu tố bị hạn chế tín dụng bổ sung cho nông hộ cải thiện hạn chế tín dụng Kết tương đồng với kết nghiên cứu kinh điển Ferder cộng (1990) 19 5.3 ẢNH HƯỞNG CỦA HẠN CHẾ TÍN DỤNG ĐẾN NĂNG SUẤT LÚA CỦA NƠNG HỘ 5.3.1 Kết so sánh suất lúa nông hộ bị hạn chế với nông hộ không bị hạn chế tín dụng Bảng 5.10 cho thấy, kết so sánh suất trung bình nơng hộ bị hạn chế khơng bị hạn chế tín dụng phương pháp so sánh hạt nhân có ý nghĩa thống kê mức 1% cho hai năm 2015 2018 Mức chênh lệch trung bình (ATT) – 0,100 năm 2015 (tương đương 11,49% so với suất lúa bình quân nông hộ năm này) –0,084 năm 2018 (11,35%) cho thấy, nơng hộ bị hạn chế tín dụng có suất sản xuất trung bình giảm 100kg/1.000 m2 so với nơng hộ khơng bị hạn chế tín dụng vào năm 2015 84kg/1.000m2 vào năm 2018 Hệ số ước lượng mang dấu âm năm 2015 năm 2018, ngụ ý tín dụng yếu tố quan trọng nông hộ trồng lúa ĐBSCL Kết ngụ ý rằng, hạn chế tín dụng làm giảm suất lúa nông hộ ĐBSCL, phù hợp với thực tế sản xuất lúa nơng hộ, với mơ hình lý thuyết trình bày phần trước tương đồng với kết nghiên cứu Ciaian cộng (2012) quốc gia có kinh tế chuyển đổi Trung Âu Bảng 5.10 Kết so sánh suất lúa nơng hộ (bị hạn chế tín dụng so với khơng bị hạn chế tín dụng bị hạn chế tín dụng so với bị hạn chế tín dụng nhiều) 2015 (N = 1.017) 2018 (N = 1.065) Phân loại Hệ số Trị số t Hệ số Trị số t Bị HCTD so với không bị –0,100*** –6,201 –0,084*** –5,440 HCTD Cặp so sánh (nhóm) (2) so với (1) 0,109*** 3,217 0,093*** 3,508 (3) so với (2) 0,102*** 3,666 0,078*** 4,608 (4) so với (3) 0,110*** 3,071 0,086*** 2,954 (5) so với (4) 0,092*** 2,465 0,090** 2,040 (6) so với (5) 0,089*** 2,508 0,079** 2,215 Ghi chú: (*), (**), (***) mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Nguồn: Tính tốn từ số liệu tự khảo sát tác giả năm 2015 2018 5.3.2 Kết so sánh suất lúa nông hộ bị hạn chế tín dụng với nơng hộ bị hạn chế tín dụng nhiều Khi chia nhỏ nhóm nơng hộ bị hạn chế tín dụng thành nhiều nhóm để kiểm định ảnh hưởng phi tuyến HCTD đến suất lúa nơng hộ (được trình bày trước), kết (ở Bảng 5.10) cho thấy hệ số cặp so sánh có hệ số dương có ý nghĩa thống kê việc đo lường ảnh hưởng mức độ hạn chế tín dụng đến suất lúa nông hộ hai thời điểm năm 2015 2018 Hệ số dương có ý nghĩa thống kê cặp so sánh vừa đề cập hai năm cho thấy, mức độ hạn chế tín dụng giảm đi, suất lúa nơng hộ tăng Ngun nhân giảm hạn chế tín dụng, nơng hộ có nhiều hội việc mua yếu tố đầu vào việc phối hợp sử dụng yếu tố đầu vào đạt mức tối ưu 20 Chương KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 6.1 KẾT LUẬN Hạn chế tín dụng tượng phổ biến nơng hộ nói chung nơng hộ trồng lúa ĐBSCL nói riêng thơng tin bất đối xứng chi phí giao dịch Hạn chế tín dụng ảnh hưởng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào sản xuất lúa nông hộ suất biên yếu tố không tương đồng thông qua ảnh hưởng hiệu ứng quy mô hiệu ứng thay Hành vi nói nơng hộ ảnh hưởng đến suất lúa gây thiếu hụt hay cân đối dưỡng chất cần thiết cho phát triển lúa Trên sở tổng quan tình hình nghiên cứu lý thuyết thực nghiệm nước, luận án xây dựng sở lý thuyết ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào suất lúa nông hộ Thông qua liệu thu thập từ chín tỉnh/thành Đồng sơng Cửu Long, luận án sử dụng phương pháp điểm xu hướng để ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào suất lúa nông hộ Theo phương pháp này, trước tiên luận án sử dụng hồi quy Probit để xác định yếu tố ảnh hưởng đến hạn chế tín dụng nơng hộ Sau đó, phương pháp so sánh hạt nhân thực để so sánh nông hộ bị hạn chế tín dụng với nơng hộ khơng bị hạn chế tín dụng hai phương diện phân bổ lượng vốn cho yếu tố đầu vào suất lúa Kết thực trạng hạn chế tín dụng, sử dụng yếu tố đầu vào suất Kết nghiên cứu cho thấy đa phần nông hộ khảo sát địa bàn bị hạn chế tín dụng, cụ thể năm 2015 chiếm 76,30% tổng thể năm 2018 chiếm 76,71% tổng thể Bên cạnh việc thiếu vốn, nơng hộ cịn gặp khó khăn việc chọn sử dụng yếu tố đầu vào giống, phân bón thuốc BVTV Thêm vào đó, nơng hộ quan tâm yếu tố lao động phần lớn lao động có xu hướng thành thị kiếm sống làm cho nơng hộ vốn khó thêm khó khăn việc sản xuất lúa Chính vậy, chi phí sản xuất lúa nơng hộ tương đối cao Đồng thời, suất lúa bình qn nơng hộ đạt 7,76 tấn/ha vào năm 2015 7,02 tấn/ha vào năm 2018 Tuy nhiên, mức độ sở hữu diện tích đất sản xuất khác nên nơng hộ có suất lúa khác Kết nghiên cứu cho thấy, nơng hộ có diện tích đất sản xuất từ đến cho suất cao (>7 tấn/ha) nơng hộ có diện tích đất sản xuất cao suất lúa nơng hộ thấp (< tấn/ha) năm 2018 Kết ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào Kết ước lượng hồi quy Probit cho thấy, có yếu tố ảnh hưởng đến hạn chế tín dụng nông hộ năm 2015 năm 2018 bao gồm diện tích đất canh tác, thu nhập nơng hộ, trình độ học vấn chủ hộ, khoảng cách từ nơi sinh sống đến tổ chức tín dụng mức ý nghĩa khác Riêng yếu tố giới tính chủ hộ có ảnh hưởng chiều đến hạn chế tín dụng nơng hộ mức ý nghĩa 10% năm 2015 khơng có ý nghĩa thống kê năm 2018 Đồng thời, kết nghiên cứu trái với kỳ vọng dấu hoàn toàn phù hợp với thực tiễn nghiên cứu Pham Izumida (2002) 21 Kết bước PSM ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào nông hộ đồng Sông Cửu Long cho thấy, kết phản ánh lý thuyết trình bày phần trước phù hợp với giả thuyết kỳ vọng Kết nghiên cứu cho thấy, nông hộ bị hạn chế tín dụng giảm lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào phân bón lao động thuê năm 2015 năm 2018 Trong đó, yếu tố giống thuốc BVTV khơng chịu ảnh hưởng hạn chế tín dụng Ngồi ra, hạn chế tín dụng phân theo mức độ khác (giảm dần), nông hộ tăng lượng vốn phân bổ cho phân bón lao động thuê cho tất nhóm so sánh năm 2015 năm 2018 Kết nghiên cứu cịn cho thấy, phân bón lao động thuê hai yếu tố bổ sung cho sản xuất lúa Kết phù hợp với kết nghiên cứu (Ciaian cộng 2012) phản ánh thực tế sản xuất lúa nông hộ ĐBSCL thời gian qua Kết ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến suất lúa Kết ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến suất lúa nông hộ ĐBSCL vào hai thời điểm năm 2015 năm 2018 cho thấy với sở lý thuyết giả thuyết trình bày phần Kết nghiên cứu cho thấy, nông hộ bị hạn chế tín dụng có suất lúa giảm 100kg/1.000m2 năm 2015 84kg/1.000m2 2018 so với nông hộ khơng bị hạn chế tín dụng Bên cạnh đó, xem xét mức độ ảnh hưởng khác hạn chế tín dụng nhận thấy cặp so sánh có ý nghĩa thống kê mức biến động suất cao tìm thấy cặp so sánh (nhóm 4) so với (nhóm 3) năm 2015 với (110 kg/1.000m2) cặp so sánh (nhóm 2) so với (nhóm 1) năm 2018 với (93 kg/1.000m2) Đồng thời kết nghiên cứu năm 2018 tương đồng với kết nghiên cứu (Ciaian cộng 2012), nghĩa hạn chế tín dụng suất lúa nông hộ thấp 6.2 HÀM Ý CHÍNH SÁCH Theo kết phân tích, nơng hộ trồng lúa ĐBSCL thiếu thông tin yếu tố đầu vào giống, phân bón thuốc BVTV Vì vậy, nơng hộ nơi sử dụng yếu tố đầu vào không đạt hiệu tối ưu sản xuất Hệ vấn đề nông hộ có thu nhập thấp Ngồi ra, kết ước lượng từ mơ hình nghiên cứu thực nghiệm cho thấy nơng hộ bị hạn chế tín dụng yếu tố như: thu nhập, khoảng cách nơi sinh sống đến tổ chức tín dụng gần nhất, quy mơ sản xuất học vấn chủ hộ HCTD làm cho nông hộ giảm sử dụng yếu tố đầu vào (gồm phân bón lao động thuê) giảm suất lúa Vì vậy, luận án đề xuất số hàm ý sách để giảm hạn chế tín dụng, gia tăng suất lúa sử dụng hợp lý yếu tố đầu vào góp phần giúp nơng hộ phát huy hiệu sản xuất có đủ nguồn vốn phục vụ cho việc mua yếu tố đầu vào, cụ thể: 6.2.1 Giảm hạn chế tín dụng nơng hộ Kết phân tích cho thấy, ngân hàng thương mại quan tâm đến thu nhập, thông tin diện tích đất sản xuất nơng hộ Vì yếu tố giúp ngân hàng kiểm sốt thơng tin nơng hộ nhằm giảm rủi ro Do đó, vai trò quan quản lý Nhà nước, ngân hàng thương mại nông hộ quan trọng Trước tiên, để dễ tiếp cận tín dụng nơng hộ cần phải cải thiện nhu nhập Do đó, nơng hộ cần phải hợp đồng sản xuất với công ty liên kết chuỗi sản xuất để giảm thất thoát thu 22