TÍN DỤNG CHÍNH THỨC VÀ KHÔNG CHÍNH THỨC Ở ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG: HIỆU ỨNG TƯƠNG TÁC VÀ KHẢ NĂNG TIẾP CẬN

Kỷ yếu Khoa học 2012: 144-165 Trường Đại học Cần Thơ TÍN DỤNG CHÍNH THỨC VÀ KHÔNG CHÍNH THỨC Ở ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG: HIỆU ỨNG TƯƠNG TÁC VÀ KHẢ NĂNG TIẾP CẬN Phan Đình Khôi1 ABSTRACT This paper examines the factors influencing rural households’ access to credit in the Vietnamese market Using survey data from Mekong River Delta rural households, we employ conditional mixed process estimation to capture the effect of sample selection and the interaction of informal and formal credit sectors Our results confirm the interaction between the two credit sectors in which an informal loan can alter the decision of the household to participate in a microcredit program The informal loan positively influences the probability of borrowing from the formal sector Ignoring this interaction effect may lead to loan decisions that are less than optimal for decision making by microcredit lenders In terms of borrowing from the formal sector, the lowest income group faces more credit rationing than other groups despite the fact that microcredit programs are designed to target households at the bottom of the population pyramid Analysis demonstrates that land holding status, informal interest, and informal loan duration are important factors influencing access to informal credit Factors influencing formal credit accessibility include local government employee status, credit group membership, a ‘poor’ certificate, educational attainment, working skills and village road access To reduce reliance on informal loans and improve formal credit access, rural households should actively participate in a credit group Keywords: formal and informal credit, rural households, Mekong River Delta, Vietnam Title: Formal and Informal Rural Credit in the Mekong River Delta of Vietnam: Interaction and Accessibility TÓM TắT Bài viết phân tích yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng thức không thức hộ gia đình nông thôn Đồng sông Cửu Long (ĐBSCL) Sử dụng số liệu điều tra để ước lượng khả tiếp cận tín dụng điều kiện có tương tác thị trường tín dụng thức không thức, kết ước lượng cho thấy có tương tác thị trường tín dụng, số tiền vay tín dụng không thức làm tăng khả tiếp cận chương trình tín dụng vi mô Bỏ qua hiệu ứng tương tác dẫn đến định cho vay mức tối ưu chương trình tín dụng vi mô Đối với tín dụng thức, nhóm có thu nhập thấp phải đối mặt với việc sàng lọc tín dụng khắt khe nhóm khác chương trình tín dụng vi mô thiết kế với mục tiêu cung cấp tín dụng cho hộ nghèo hộ có thu nhập thấp Kết sở hữu đất đai, lãi suất thức, thời hạn cho vay không thức yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến khoản vay không thức Các yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng vi mô bao gồm làm việc cho quyền địa phương, thành viên tổ vay vốn, sổ hộ nghèo, trình độ học vấn, lao động có tay nghề đường giao thông liên xã Để giảm bớt phụ thuộc vào tín dụng không thức nâng cao khả tiếp cận tín dụng thức thông qua chương Tiến sỹ, Khoa Kinh tế-Quản trị kinh doanh, Trường đại học Cần Thơ 144 Kỷ yếu Khoa học 2012: 144-165 Trường Đại học Cần Thơ trình tín dụng vi mô, hộ gia đình nông thôn cần tích cực tham gia vào tổ vay vốn địa phương Từ khóa: tín dụng thức không thức, nông hộ, Đồng sông Cửu Long, Viet Nam GIớI THIệU Tín dụng vi mô “microcredit”, thành phần quan trọng thị trường tín dụng thức nông thôn Việt Nam, cấp khoản vay nhỏ cho hộ nghèo nông thôn Cung cấp tín dụng vi mô đến hộ gia đình nông thôn nhiệm vụ khó khăn chất không hoàn hảo thị trường tín dụng nông thôn Bên cạnh đó, thủ tục cho vay góp phần giới hạn hộ gia đình nông thôn, đặc biệt hộ nghèo hộ có thu nhập thấp, tiếp cận tín dụng Nhìn chung, hộ nghèo hộ có thu nhập thấp phải đối mặt với hai vấn đề việc vay mượn từ ngân hàng thương mại Trước tiên, hầu hết hộ nghèo tài sản chấp vay dựa mức thu nhập họ Thứ hai, ngân hàng cho chi phí giao dịch cho khoản vay lớn hay nhỏ gần tương đương Trong lợi ích hợp đồng cho vay lớn thường lớn gấp nhiều lần lợi ích mang lại từ khoản vay nhỏ Ví dụ, cho vay cá nhân cho vay thông qua chương trình tín dụng vi mô mang lại hiệu thấp cho vay doanh nghiệp Vì vậy, hỗ trợ bên ngoài, hộ nghèo nông thôn gặp khó khăn việc tiếp cận tín dụng thức Họ thường tìm đến nguồn tín dụng thay thế, tín dụng không thức Do vậy, cải thiện khả tiếp cận tín dụng thức thông qua chương trình tín dụng vi mô coi công cụ chiến lược để hỗ trợ vốn cho đại đa số hộ nghèo nông thôn Mặc dù can thiệp nhà nước vào thị trường tín dụng nông thôn thông qua chương trình gây tranh cãi, hoạt động can thiệp chấp nhận rộng rãi điều chỉnh thất bại thị trường tín dụng nông thôn (Armendariz de Aghion & Morduch, 2005) Ở Việt Nam, cung cấp tín dụng thức nông thôn thực thông qua hình thức cho vay cá nhân thông qua chương trình tín dụng vi mô Các chương trình tín dụng vi mô thông qua tổ vay vốn địa phương đặc biệt cải thiện khả trả nợ chế khuyến khích giám sát dựa nguyên tắc chia gánh trách nhiệm áp lực nhóm Tín dụng vi mô theo tổ nhóm giúp chia sẻ thông tin thành viên đồng thời giúp xây dựng mạng lưới hỗ trợ học lẫn (Ghatak & Guinnane, 1999; Karlan & Goldberg, 2007) Trong đó, cho vay cá nhân theo nhóm lại phổ biến Việt Nam Đây hình thức cho vay khoản tín dụng vi mô cung cấp cho cá nhân Tuy nhiên, khác với cho vay cá nhân thông thường, cho vay cá nhân theo nhóm dựa nguyên tắc hình thành tổ nhóm vay vốn địa phương khoản cho vay quy trách nhiệm cho thành viên nhóm Khách hàng vay phải lập tổ vay vốn bao gồm thành viên ấp, hộ có sổ hộ nghèo hộ có thu nhập thấp Tổ trưởng bầu để chịu trách nhiệm liên lạc với tổ chức tín dụng quyền địa phương So với cho vay cá nhân, cho vay thông qua nhóm giúp giảm bất cân xứng thông tin giảm chi phí giao dịch cho tín dụng vi mô (Quách, 2005) 145 Kỷ yếu Khoa học 2012: 144-165 Trường Đại học Cần Thơ Tập trung vào hộ có thu nhập thấp hộ nghèo thị trường tín dụng nông thôn, nhiều chương trình tín dụng vi mô kênh cung cấp tín dụng Kênh tín dụng cải thiện đáng kể khả tiếp cận tín dụng hộ Tuy nhiên, thông tin bất cân xứng, vấn đề sàng lọc thị thường tín dụng thức tiếp tục loại trừ số người nghèo không đủ điều kiện vay vốn khỏi thị trường Ở Việt Nam, Phạm Izumida (2002) 30% hộ nông dân vay từ người cho vay thức Khả tiếp cận nguồn tín dụng thức bị hạn chế làm cho hộ gia đình phụ thuộc nhiều vào nguồn tín dụng phi thức Tuy tồn song song thị trường tín dụng nông thôn, hai phương thức cho vay thức không thức sử dụng chiến lược sàng lọc khác để tránh lựa chọn bất lợi rủi ro đạo đức trình cho vay họ Ví dụ, Phạm Lensink (2007) cho thấy tổ chức tín dụng thức đánh giá rủi ro tín dụng dựa theo yếu tố lãi suất lịch sử khách hàng Trong đó, người cho vay không thức đánh giá rủi ro tín dụng dựa đặc điểm hộ, đặc biệt mối quan hệ người cho vay người vay Các nghiên cứu thực nghiệm khả tiếp cận tín dụng nông hộ thường chấp nhận tồn hai loại hình tín dụng thức không thức, xem xét chúng cách độc lập Ví dụ, nghiên cứu Gan, Nartea, Garay, 2007; Li, Gan, Hu, 2011; Menkhoff Rungruxsirivorn, 2009; Mohamed, 2003; Phạm Lensink, 2007 Một số nghiên cứu khác xem xét tương tác tín dụng thức không thức, kết tác động tương tác loại hình tín dụng không quán Ví dụ, Kochar (1997) tín dụng phi thức đóng vai trò quan trọng định vay mượn hộ thị trường tín dụng thức nông thôn Ấn Độ Tuy nhiên, Diagne (1999) cho thấy mối quan hệ đáng kể khu vực tín dụng thức không thức thị trường tín dụng nông thôn Malawi Gần đây, Guirkinger (2008) cho thấy lĩnh vực tín dụng thức không thức tồn tại; tương tác chúng tảng cho hoạt động thị trường tín dụng nông thôn Peru Ở khu vực nông thôn Việt Nam, hai loại hình tín dụng vừa có vai trò bổ sung thay cung tín dụng cho hộ, nhiên tồn tương tác hai nguồn tín dụng không đề cập nghiên cứu rộng rãi Bài viết xem xét yếu tố định tín dụng thức không thức thị trường tín dụng nông thôn Việt Nam, tương tác hai khu vực tín dụng thức không thức ảnh hưởng đến khả tiếp cận hộ gia đình cho chương trình tín dụng vi mô Nghiên cứu cung cấp góc nhìn khác thị trường tín dụng nông thôn bổ sung vào kiến thức khả tiếp cận hộ gia đình đến chương trình tín dụng vi mô Phần lại viết kết cấu sau: Mục cung cấp thông tin tổng quan thị trường tín dụng nông thôn Việt Nam Mục trình bày phương pháp nghiên cứu, bao gồm mô hình thực nghiệm, số liệu phương pháp ước lượng Mục trình bày thảo luận kết mục kết luận THị TRƯờNG TÍN DụNG NÔNG THÔN VIệT NAM Theo McCarty (2001), thị trường tín dụng nông thôn Việt Nam thị trường manh múng có can thiệp sâu nhà nước Ngoài ra, thị trường bao gồm tín 146 Kỷ yếu Khoa học 2012: 144-165 Trường Đại học Cần Thơ dụng thức phi thức tồn Tín dụng thức chủ yếu cung cấp ngân hàng quốc doanh Ngân hàng Nông nghiệp Phát triển nông thôn Việt Nam (VBRAD), Ngân hàng Việt Nam cho người nghèo (VBP) Quỹ tín dụng nhân dân (QTDND) Ba tổ chức với kiểm soát khoảng 70% tổng mức tín dụng thị trường (Ngân hàng Thế giới, 2000) VBRAD có chi nhánh đến cấp huyện số lượng chi nhánh cấp xã, vậy, việc mở rộng tin dụng đến hộ gia đình nghèo xã vùng xa nông thôn hạn chế Ngoài ra, lệch lạc đánh giá rủi ro với thủ tục hành phức tạp góp phần vào phát triển hoạt động VBRAD (Putzeys, 2002) Để khắc phục điểm yếu hoạt động VBRAD, VBP QTDND thành lập để giải nhu cầu tín dụng hộ nghèo nông thôn Các QTDND nhằm mục tiêu để khôi phục lại niềm tin công chúng hệ thống tài chính thức nông thôn, thực huy động tiết kiệm cho vay thành viên quỹ Tuy nhiên, diện mạng lưới QTDND chủ yếu khu vực có nhiều hoạt động kinh tế sở hạ tầng tương đối phát triển Vì vậy, QTDND đóng vai trò hạn chế việc cung cấp tín dụng vi mô đến khu vực khó khăn nông thôn Ngân hàng phục vụ người nghèo Việt Nam bắt đầu hoạt động vào năm 1996, cung cấp tín dụng với lãi suất thấp thông qua hình thức chương trình tín dụng vi mô cho người nghèo nông thôn không đủ điều kiện cho khoản cho vay cá nhân tài sản chấp hạn chế Năm 2003, ngân hàng đổi tên thành Ngân hàng Chính sách xã hội Việt Nam (VBSP) Hoạt động VBSP tập trung vào cho vay hộ nghèo, thông qua hợp tác chặt chẽ với tổ chức địa phương thủ tục cho vay Cụ thể, Ủy ban nhân dân xã giúp Ngân hàng Chính sách xã hội để xác minh nhóm người nghèo xã hội có hoàn cảnh khó khăn Các tổ chức đoàn thể xã hội khác làng Hội Liên hiệp Phụ nữ Hội Nông dân giúp Ngân hàng Chính sách xã hội thành lập giám sát khoản vay Không cần tài sản chấp cho khoản vay, tổ chức đoàn thể xã hội cung cấp Quỹ bảo lãnh Để đảm bảo khả thu hồi vốn, tổ chức đoàn thể xã hội tổ chức khách hàng vay thành tổ tín dụng Trách nhiệm trả nợ gốc lãi vay quy cho tổ Sau đó, phương thức cho vay thay phương thức linh hoạt hơn, cá nhân chịu trách nhiệm khoản vay mà khoản vay thành viên khác nhóm (Bhole & Ogden, 2010) Thông tin tín dụng phi thức Việt Nam chủ yếu nghiên cứu cách rời rạc tầm quan trọng nguồn cung tín dụng thị trường tín dụng nông thôn ghi nhận nhiều nghiên cứu Phạm Izumida (2002), Putzeys (2002), Phạm Lensink (2007) Khu vực tín dụng phi thức truyền thống bao gồm người thân, bạn bè hàng xóm, tín dụng xoay vòng “hụi”, người cho vay Một hình thức tín dụng phi thức hình thành gần tín dụng cấp thương nhân địa phương nhà cung cấp đầu vào cho sản xuất nông nghiệp Hình thức tín dụng dần trở thành phận quan trọng tín dụng không thức Theo Putzeys (2002), 51% khoản tín dụng nông hộ cung cấp thông qua kênh tín dụng không thức Bên cạnh tín dụng thức không thức, tín dụng bán thức gần hình thành phát triển thông qua chương trình tín dụng vi mô, 147 Kỷ yếu Khoa học 2012: 144-165 Trường Đại học Cần Thơ cấp vốn chương trình hỗ trợ từ quỹ quốc tế tổ chức phi phủ (NGO) Loại hình tín dụng cung cấp dịch vụ tài vi mô cho hộ bị loại khỏi khu vực tín dụng thức Tuy nhiên, khu vực tín dụng bán thức có vai trò nhỏ việc cung cấp tín dụng vi mô Việt Nam hệ thống tài thiếu khuôn khổ pháp lý cho hoạt động tài (trước Luật Các Tổ Chức Tín Dụng sửa đổi, ban hành tháng năm 2012) Vì vậy, hầu hết hoạt động tài vi mô phát triển theo dự án thực cấp tỉnh địa phương Do thông tin không đầy đủ số liệu thu thập bị hạn chế, tín dụng bán thức không đề cập nghiên cứu PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CứU 3.1 Khung lý thuyết mô hình thực nghiệm Mô hình tiếp cận tín dụng bắt đầu với lý thuyết nhu cầu tín dụng cá nhân hộ gia đình muốn tối đa hóa lợi ích từ số tiền Tất đơn vị tiền có chi phí hội, là, lãi suất, đó, định để vay tiền xuất phát từ lựa chọn có cân nhắc Tuy nhiên, việc cung cấp tín dụng không dựa giá thị trường lãi suất cho vay Do thông tin bất đối xứng, Stiglitz Weiss (1981) lý thuyết cung cầu tín dụng giải thích thị trường tín dụng, đặc biệt thị trường tín dụng nông thôn Bởi vì, tổ chức tín dụng có thiếu thông tin khách hàng rủi ro khoản vay tổ chức tín dụng lại tăng lãi suất để xác định mức cân cho thị trường tín dụng Vì vậy, tổ chức tín dụng có xu hướng sàn lọc tín dụng Nói cách khác, dòng chảy tín dụng không tuân theo quy luật cung cầu, phức tạp trình phân phối hợp cá nhân áp dụng tín dụng, sau cho vay xác định tín dụng phân bổ bao nhiêu, dựa nhận thức họ mức độ tín nhiệm khách hàng vay (Aleem, 1990) Stiglitz Weiss (1981) cung cấp lý thuyết sàn lọc tín dụng giải thích lý số người vay số khác lại không vay Các tổ chức tín dụng đánh giá mức độ tín nhiệm khách hàng vay dựa thông tin có sẵn trước khoản vay cấp Nếu thông tin hành vi sau khoản vay người vay, thông tin bất đối xứng nâng cao nhận thức nguy người cho vay Thông tin bất cân xứng tạo hai vấn đề tín dụng vi mô - lựa chọn bất lợi rủi ro đạo đức Lựa chọn bất lợi phát sinh trình sàng lọc người cho vay không phân biệt khách hàng “tốt” “không tốt” vi không cho khách hàng tốt vay Nếu khách hàng tốt không vay vốn, thị trường không cung cấp khoản tín dụng đến đối tượng khách hàng mục tiêu Rủi ro đạo đức liên quan đến chế giám sát thực thi sau khoản vay chấp thuận người vay tiền không nỗ lực để hoàn trả vốn vay họ biết tổ chức tín dụng chia sẻ phần rủi ro khoản vay (Mohamed, 2007; Phạm & Lensink, 2007) Vì vậy, tổ chức tín dụng định cho vay hay không định mức tín dụng dựa thông tin mà họ có khách hàng vay Như vậy, tất khách hàng vay nhận tín dụng mà họ áp dụng cho Do đó, khách hàng vay phải đối mặt với sàng lọc tín dụng khả trả nợ họ (Armendariz de Aghion & Morduch, 2005) 148 Kỷ yếu Khoa học 2012: 144-165 Trường Đại học Cần Thơ Về mặt lý thuyết, thị trường tín dụng thức bao gồm cung cầu tín dụng Cầu tín dụng xác lập dựa đặc điểm hộ, đặc điểm nhân học kinh tế - xã hội; cung tín dụng định nghĩa số tiền mà nhà cung cấp định cho vay dựa thông tin sẵn có nhu cầu vay Các tổ chức tín dụng định cấp toàn giảm số tiền cho vay hoàn toàn bác bỏ yêu cầu xin vay (Zeller, 1994) Do tín dụng không thức tồn tại, mô hình thị trường tín dụng nông thôn bổ sung bao gồm hai nguồn tín dụng, tương tác tín dụng thức không thức thiết lập sau Trước tiên, phương trình tín dụng không thức (phương trình 1) xác lập để phản ánh tính linh hoạt tín dụng không thức chế sàng lọc đơn giản hoá khả tiếp cận tín dụng không thức ngẫu nhiên Sự lựa chọn thiên vị trình cho vay Kế đến, tín dụng không thức phép tác động đến đến khả tiếp cận tín dụng thức (B) thông qua chương trình tín dụng vi mô (phương trình 2) Thứ ba, phương trình tín dụng thức (phương trình 3) xây dựng phụ thuộc vào khả tiếp cận tín dụng vi mô (phương trình 2), sàng lọc tín dụng chọn mẫu sai lệch thể phương trình tín dụng thức Cách xây dựng mô hình này phản ánh chế sàng lọc tổ chức tín dung thực thực tế vấn đề sàn lọc sai lệch phải đề cập xác định yếu tố định tín dụng thức (phương trình 3) Cuối cùng, tín dụng không thức (phương trình 1) thức (phương trình 3) cho tương tác thông qua (phương trình 2).Mô hình thực nghiệm thị trường tín dụng nông thôn trình bày sau: IF = 3 +3X3 + 3H3 +3M3 + 3G3  u3 (1) B* =  + 2 X + 2H + 2M + 2G   IF  u2 (2) * B = B  B = trường hợp khác FM = 1 +1X1 +1H1 +1M1 + 1G + B  u1 (3) Trong mô hình trên, biến phụ thuộc tín dụng không thức (IF), khả tiếp cận tín dụng thức (B) khoản vay thức từ chương trình tín dụng vi mô (FM) Các biến giải thích bao gồm đặc điểm cá nhân (X), đặc điểm hộ gia đình (H), yếu tố tín dụng vi mô (M) yếu tố địa lý(G) B biến phụ thuộc phản ánh kết khả tiếp cận tín dụng thức B quan sát B* nhận giá trị dương Các đặc điểm cá nhân (X), đặc điểm hộ (H) yếu tố vi mô (M) giải thích tín dụng thức, tiếp cận với hình thức tín dụng vi mô tín dụng thức dựa theo nghiên cứu thực nghiệm Phạm Izumida (2002), Hồ (2004), Li cộng (2011) Thêm vào đó, yếu tố địa lý – kinh tế (G) đưa vào tập hợp công cụ để kiểm soát khác biệt địa lý – kinh tế cấp xã ấp (Pitt & Khandker, 1998; Coleman, 1999) Các yếu tố bao gồm huyện đô thị hóa, có đường liên xã, mức độ tập trung người dân tộc huyện Tên biến mô hình trình bày Bảng Sự tương tác khu vực tín dụng thức không thức mô hình dựa giả định sau Các đặc điểm tín dụng không thức (phương trình 1) tín dụng thức (phương trình 3) dựa ý tưởng tín 149 Kỷ yếu Khoa học 2012: 144-165 Trường Đại học Cần Thơ dụng thức có hệ thống bắt buộc thị trường tín dụng hợp khoản vay bị hạn chế thủ tục cho vay ngân hàng, tín dụng không thức rời rạc phổ biến Do đó, hộ vay không thức trước họ vay từ tổ chức tín dụng thức Những đặc điểm phản ánh thực tế hộ vay bị giới hạn khả tiếp cận nguồn vốn thức hộ vay từ tín dụng thức, họ vay từ kênh không thức Mô hình trên, đó, bao gồm tín dụng không thức tín dụng thức thông qua chương trình tín dụng vi mô Đặc biệt, mô hình không đơn giản hóa khả tiếp cận tín dụng thức mô hình chấp nhận tín dụng thức không thức tồn tương tác với Tuy nhiên, tương tác tín dụng thức không thức mối quan hệ trực tiếp, nghĩa là, số tiền vay thức không dựa số tiền vay không thức Mô hình này, vậy, giải thích tính tương tác hai thị trường tín dụng 3.2 Số liệu Số liệu thu thập từ hộ gia đình lấy mẫu lựa chọn từ 15 ấp 13 xã ĐBSCL Trước tiên, hộ gia đình phân loại thành hai nhóm dựa tình trạng vay họ từ chương trình tín dụng vi mô Nhóm hộ có vay từ chương trình tín dụng vi mô gọi nhóm vay Các nhóm bao gồm hộ có nhu cầu vay chưa vay từ chương trình tín dụng vi mô gọi nhóm không vay Tổng cộng có 619 người vay lựa chọn ngẫu nhiên yêu cầu vấn Sau đó, 309 hộ gia đình không vay vòng 12 tháng qua lựa chọn ngẫu nhiên yêu cầu tham gia vấn Tổng cộng có 928 hộ gia đình mẫu điều tra Do chủ hộ người định vay chương trình tín dụng vi mô cho vay dựa đề nghị chủ hộ nên người đứng đầu hộ gia đình lựa chọn để vấn Ngoài ra, để có tương đồng thị trường tín dụng cấp xã, xã lựa chọn phải có chương trình tín dụng vi mô hoạt động từ năm 2002 Để loại yếu tố sách ưu tiên cho vay hộ dân tộc số địa phương, ba số 13 xã lựa chọn từ xã tập trung hộ người dân tộc Để xác định chế sàng lọc tín dụng thị trường tín dụng thức, mẫu điều tra cần thiết phải bao gồm hộ có vay mượn từ chương trình tín dụng vi mô thức hộ có nhu cầu vay vay từ chương trình tín dụng vi mô Câu hỏi nghiên cứu thiết kề nhằm xác định nhu cầu tín dụng người trả lời Câu hỏi phân loại hộ gia đình theo nhu cầu vay (có nhu cầu vay từ hai khu vực thức không thức) Tiếp theo, hộ hộ có nhu cầu vay phân thành hai nhóm: (i) người cần vay để có khoản vay, (ii) người cần vay khả để có khoản vay Thông tin thức không thức tín dụng vi mô ghi lại từ nhóm Thông tin khoản vay sử dụng để phân tích hiệu ứng tương tác khu vực tín dụng thức không thức 3.3 Phương pháp ước lượng Để có kết ước lượng vững không chệch, vấn đề biến phụ thuộc bị chặn vấn đề biến nội sinh nhận dạng cần xem xét Vấn đề thứ 150 Kỷ yếu Khoa học 2012: 144-165 Trường Đại học Cần Thơ biến phụ thuộc bị chặn mô hình Tín dụng không thức (phương trình 1) khả tiếp tín dụng vi mô (phương trình 2) ước lượng dựa theo Rivers Vương (1988) định vay ước lượng mô hình probit với biến nội sinh số tiền vay không thức Tuy nhiên, River Vương (1988) đề cập đến biến nội sinh phải liên tục Có vấn đề khó khăn liên quan đến liệu mô hình ước lượng nghiên cứu Khoản vay không thức (IF) biến liên tục không hoàn toàn quan sát cho tất hộ Khác với vay thức thông qua hợp đồng quản lý theo dõi hệ thống tổ chức tín dụng, vay không thức thường thoả thuận thỏa thuận lời nói Vì vậy, hỏi, giá trị khoản vay không thức (IF) bị che đậy chí phóng đại Nếu số tiền cho vay không thức bị ẩn không đưa vào phương trình (1), kết khả tiếp cận tín dụng vi mô (phương trình 2) bị lệch Điều dẫn đến ước lượng bị lệch phương trình tín dụng thức (phương trình 3) phương trình (3) xác định đồng thời với phương trình phương trình (2) tượng chọn lọc (Heckman, 1979) Vì vậy, hệ phương trình ước tính phương pháp kết hợp có điều kiện (cmp) giới thiệu Roodman (2009) Để giải giá trị ẩn số tiền vay không thức, mô hình Tobit sử dụng để ước lượng phương trình (1) bước Sau đó, mô hình probit ước tính cho phương trình (2) cách sử kết ước lượng tín dụng không thức từ phương trình (1) Để ước lượng phương trình (3), mô hình Heckman hai bước áp dụng cho hệ phương trình (2 & 3) (Heckman, 1979; Lee, 1983) Kiểm định giới hạn loại trừ1 khuyến cáo để tăng tính vững cho hệ số ước lượng hệ phương trình (Cameron & Trivedi, 2009) Số tiền vay không thức biến nội sinh phương trình (2) tín dụng không thức không trực tiếp ảnh hưởng đến tín dụng thức (phương trình 3) Để số tiền vay không thức (IF) nhận dạng cần có biến giải thích phương trình (1) có ý nghĩa biến công cụ Điều có nghĩa số biến giải thích bao gồm yếu tố đặc điểm cá nhân, đặc điểm hộ, tín dụng thức, yếu tố địa lý phương trình (1) phải không xuất phương trình (2) ngược lại (Greene, 2003) Các yếu tố tín dụng không thức IF_TRADE, IF_CONS, IF_INTER, ln IF_DURA có ý nghĩa việc xác định phương trình (1), loại trừ phương trình (2) Do đó, biến nội sinh (IF) xác định mô hình (xem bảng 4) Tương tự vậy, yếu tố tín dụng vi mô SUB_INTER, ln NUM_CHILD, ln NUM_EARN, ln AGRI_LAND, ln HEA_EXP xuất phương trình (3), không xuất phương trình (2) để đáp ứng điều kiện giới hạn loại trừ KếT QUả 4.1 Mô tả mẫu điều tra Bảng mô tả mẫu điều tra nguồn tín dụng Trong tổng số 928 người trả lời, bị loại khỏi nghiên cứu họ không cần phải vay tiền từ lĩnh vực tín dụng Dịch từ thuật ngữ “exclusion restriction” 151 Kỷ yếu Khoa học 2012: 144-165 Trường Đại học Cần Thơ thức thức vòng 12 tháng qua Mẫu gồm 775 hộ vay 144 hộ không vay Trong số 775 hộ có vay, 156 vay từ nguồn phi thức, 261 vay từ nguồn thức, 358 vay từ hai nguồn Sự phân bố hộ có vay theo loại hình vay cho thấy tồn thị trường tín dụng phi thức thức thị trường tín dụng nông thôn Bảng 1: Tham gia vào thị trường tín dụng phi thức thức Loại hình hộ vay vốn Nguồn vốn vay Không thức Hộ có vay 156 Hộ không vay có nhu cầu Hộ không vay nhu cầu Chính thức 261 - Cả hai 358 144 775 144 Tổng số hộ 261 511 928 156 Tổng Kết điều tra cung cấp đặc điểm mẫu, chủ hộ có tuổi trung bình 47 có trình độ tiểu học Hộ tham gia vào hoạt động nông nghiệp trồng lúa, canh tác vườn ăn quả, nuôi trồng thuỷ sản, hoạt động phi nông nghiệp khác ghi nhận Kết cho thấy hộ gia đình điển hình có năm thành viên, có ba trẻ em Hộ điển hình sở hữu khoảng 0,63 đất kiếm thu nhập trung bình 38,28 triệu đồng năm Tiếp cận nguồn tín dụng thức không thức phổ biến Tính trung bình, số tiền vay từ tín dụng vi mô lớn số tiền vay không thức Ngoài ra, mức lãi suất tín dụng vi mô thường cố định thấp lãi suất bình quân thị trường, lãi suất tín dụng phi thức cao Khoản tín dụng phi thức thường gắn với thời hạn vay ngắn, năm Trong tín dụng vi mô phần lớn cho vay dài hạn Các khoản vay từ chương trình tín dụng vi mô sử dụng chủ yếu cho mục đích sản xuất, khoản vay không thức phần lớn phục vụ cho tiêu dùng 152 MỨC THU NHẬP (đầu người/tháng) 0,50 0,43 MI_NONF Thu từ hoạt động phi nông nghiệp S.D NOEDUC Mù chử 0,12 0,32 INCL_1 Dưới 300.000 đồng 0,24 0,43 PRI_SCH Tiểu học 0,51 0,50 INCL_2 Từ 300.000 đến 600.000 đồng 0,31 0,46 MID_SCH Phổ thông trung học 0,24 0,43 INCL_3 Từ 600.000 đến 1.000.000 đồng 0,20 0,40 HIG_SCH Trung học 0,11 0,31 Vay thức không thức GOV_EMP Làm việc hành địa phương 0,19 0,39 B Vay thức 0,67 0,47 CRE_MEM Thành viên tổ vay vốn 0,15 0,36 FM Số tiền vay thức (triệu đồng) 12,58 16,18 OCCUPATION F_INTER Lãi vay thức (%/tháng) 0,69 0,39 RI_FARM Hộ làm lúa 0,42 0,49 F_DURA Thời hạn vay thức (tháng) 20,70 20,25 UN_SKILL Làm việc tay nghề 0,19 0,39 SUB_INT Mức hỗ trợ lãi suất (%/năm) 1,03 0,46 OR_FARM Hộ làm vườn 0,11 0,31 F_AGRI Vay cho sản xuất nông nghiệp 0,49 0,50 Đặc điểm hộ F_TRAD Vay cho buôn bán nhỏ 0,08 0,26 HH_SIZE Số thành viên gia đình 4,46 1,63 F_EDUC Vay cho giáo dục 0,05 0,22 NUM_ERN Số thành viên có việc làm 2,53 1,39 F_CONS Vay cho tiêu dùng 0,12 0,33 NUM_CHIL Số trẻ em gia đình 3,12 1,96 F_SHO Vay ngắn hạn (1 - 12 tháng) 0,48 0,50 OWN_LAND Sở hữu đất đai 0,66 0,48 F_MED Vay trung hạn (12 - 36 tháng) 0,12 0,33 AGRI_LAND Diện tích đất nông nghiệp (1,000m2 ) 6,27 13,84 IF Số tiền vay không thức (Tr, đồng) 3,54 8,16 POOR_CER Có sổ hộ nghèo 0,26 0,44 IF_DURA Thời hạn vay không thức (tháng) 10,66 21,39 SAVINGS Có gởi tiết kiệm 0,34 0,47 IF_INTER Lãi vay không thức (%/tháng) 3,94 12,27 HH_CON Chi tiêu hàng năm hộ (triệu đồng) 22,91 23,90 IF_AGRI Vay cho sản xuất nông nghiệp 0,17 0,38 HEA_EXP Chi cho y tế hàng năm (triệuđồng) 1,57 7,36 IF_TRAD Vay cho buôn bán nhỏ 0,06 0,23 DÒNG THU NHẬP CHÍNH† IF_CONS Vay cho tiêu dùng 0,29 0,45 MINC_9 Thu nhập từ [9-12) tháng 0,22 0,41 Yếu tố địa lý – kinh tế MINC_6 Thu nhập từ [6-9) tháng 0,09 0,29 DRA_VIL Có đường liên xã 0,63 0,48 MINC_3 Thu nhập từ [3-6) tháng 0,04 0,20 ECO_COM Huyện tập trung người dân tộc 0,19 0,39 MINC_1 Thu nhập từ [1-3) tháng 0,03 0,17 URB_COM Huyện đô thị hóa 0,45 0,50 Tổng số quan sát 919 Bảng 2: Mô tả biến Tên biến Mô tả Mean S.D Tên biến Mô tả Mean Đặc điểm cá nhân NGUỒN THU NHẬP CHÍNH AGE Tuổi chủ hộ (năm) 47,29 13,34 MI_FARM Thu nhập từ nông nghiệp0,47 GENDER Giới tính (1=Nam, 0=Nữ) 0,45 0,50 MI_LIVES Thu nhập từ chăn nuôi 0,25 ETHNIC Dân tộc (1 người dân tộc, người Kinh) 0,18 0,38 0,11 0,32 MARRIED Tình trạng hôn nhân(1 có gia đình) 0,91 0,28 Kỷ yếu Khoa học 2012: 144-165 Trường Đại học Cần Thơ 153 Kỷ yếu Khoa học 2012: 144-165 Trường Đại học Cần Thơ 4.2 Kết ước lượng Các kiểm định đa cộng tuyến phương sai sai số thay đổi tiến hành để kiểm tra tính quán tính vững hệ số phương trình Các kiểm định VIF không xác nhận tượng đa cộng tuyến ba phương trình Tuy nhiên, kiểm định Breusch-Pagan/Cook-Weisberg xác nhận diện phương sai sai số thay đổi mức ý nghĩa 1% Vì vậy, phương trình ước lượng sau loại bỏ tác động phương sai sai số thay đổi (xem bảng 2) Bảng 3: Kết kiểm định đa cộng tuyến phương sai sai số thay đổi VIF cho đa cộng tuyến Chấp nhận/Loại H0 (α) Breusch-Pagan/CookChấp nhận/Loại H0 (α) Vay không (1) 1,45(