Các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận và hạn chế tín dụng của hộ gia đình nông thôn việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH TRẦN NGUYỄN BẢO NGUYÊN CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN KHẢ NĂNG TIẾP CẬN VÀ HẠN CHẾ TÍN DỤNG CỦA HỘ GIA ĐÌNH NƠNG THƠN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh – Năm 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM TRẦN NGUYỄN BẢO NGUYÊN CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN KHẢ NĂNG TIẾP CẬN VÀ HẠN CHẾ TÍN DỤNG CỦA HỘ GIA ĐÌNH NƠNG THÔN VIỆT NAM Chuyên ngành: Kinh tế phát triển Mã số: 8310105 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS TS TRẦN TIẾN KHAI Tp Hồ Chí Minh – Năm 2018 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan luận văn cơng trình nghiên cứu tơi thực hiện, số liệu thơng tin sử dụng luận văn trung thực, có nguồn gốc rõ ràng trích dẫn đầy đủ theo quy định Tp.HCM, ngày tháng năm 2018 Tác giả Trần Nguyễn Bảo Nguyên MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG DANH MỤC HÌNH TĨM TẮT Chương 1: Giới thiệu 1.1 Đặt vấn đề .1 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Phạm vi nghiên cứu .2 1.4 Cấu trúc luận văn Chương 2: 2.1 Cơ sở lý thuyết kết nghiên cứu trước Lược khảo lý thuyết .4 2.1.1 Tín dụng nơng thơn 2.1.2 Thông tin bất cân xứng 2.1.3 Tiếp cận tín dụng 2.1.4 Hạn chế tín dụng 2.2 Nghiên cứu thực nghiệm liên quan 10 2.2.1 Các nhân tố ảnh hưởng đến cầu tín dụng 10 2.2.2 Các nhân tố ảnh hưởng cung tín dụng 12 Chương 3: Phương pháp nghiên cứu 15 3.1 Khung phân tích 15 3.2 Mơ hình phân tích 16 3.3 Đo lường biến số 24 3.4 Dữ liệu nghiên cứu 29 Chương 4: 4.1 Kết nghiên cứu 30 Phân tích thống kê mơ tả 30 4.1.1 Một số đặc điểm nhân học hộ gia đình 30 4.1.2 Tiếp cận tín dụng hộ gia đình 31 4.1.3 Hạn chế tín dụng hộ gia đình 34 4.2 Các nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng 37 4.3 Các nhân tố ảnh hưởng đến xác suất hạn chế tín dụng 39 4.4 Mức độ hạn chế tín dụng 41 Chương 5: Kết luận, hạn chế hàm ý sách 44 5.1 Kết luận 44 5.2 Hạn chế nghiên cứu 45 5.3 Hàm ý sách 45 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT VARHS : Điều tra tiếp cận nguồn lực hộ gia đình Việt Nam WTO : Tổ chức thương mại giới Heckman : Mơ hình Heckman hai giai đoạn – sử dụng hồi quy OLS Heckprob : Mơ hình Heckman hai giai đoạn – sử dụng hồi quy Probit OLS : phương pháp bình phương tối thiểu VBARD : Ngân hàng nông nghiệp phát triển nông thôn DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1: Tổng hợp tóm tắt mơ tả biến theo nghiên cứu trước Bảng 4.1: Cơ cấu mục đích vay Bảng 4.1: Đặc điểm nhân học hộ gia đình Bảng 4.2: Cơ cấu mục đích vay khoản vay Bảng 4.3: Hạn chế tín dụng mục đích vay Bảng 4.4: Hạn chế tín dụng tình trạng tài sản chấp Bảng 4.5: Kết hồi quy Heckman giai đoạn Bảng 4.6: Kết hồi quy Probit hai giai đoạn Bảng 4.7: Kết hồi quy Heckman giai đoạn hai DANH MỤC HÌNH Hình 2.1: Các trường hợp hạn chế cấp tín dụng Hình 3.1: Khung phân tích Hình 3.2: Phân bố mẫu liệu Hình 4.1: Phân bố hộ có tiếp cận tín dụng Hình 4.2: Phân bố nguồn vay theo khu vực tín dụng Hình 4.3: Phân bố hộ vay theo tình trạng tài sản chấp Hình 4.4: Số tiền vay thu nhập hộ gia đình Hình 4.5: Hạn chế tín dụng Hình 4.6: Tỷ lệ số hộ hạn chế tín dụng theo nhóm thu nhập TĨM TẮT Hoạt động tín dụng nông thôn vô đa dạng phát triển, nguồn vốn từ tổ chức tín dụng đem tới cho hộ nông dân ngày tăng lên, đời sống hộ gia đình cải thiện, mục tiêu mà thị trường tín dụng hướng đến Tuy nhiên, tính chất bất cân xứng thơng tin thị trường tín dụng, tổ chức tín dụng có chế riêng việc hạn chế cấp tín dụng cho đối tượng khơng phù hợp, điều nhằm giảm thiểu rủi ro toán sau vay Bài viết tập trung nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng hộ gia đình khu vực nơng thơn Việt Nam, đồng thời nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến xác suất hạn chế tín dụng mức độ hạn chế tín dụng hộ gia đình vay vốn Bài viết sử dụng mơ hình hồi quy hai giai đoạn Heckman hồi quy Probit hai giai đoạn (Heckprob) để đưa kết nghiên cứu Dữ liệu sử dụng viết lấy từ nguồn liệu thứ cấp Điều tra tiếp cận hộ gia đình nông thôn Việt Nam năm 2014 (VARHS) Kết cho thấy số yếu tố tác động đến khả tiếp cận tín dụng hộ gia đình bao gồm tỷ lệ phụ thuộc hộ, trình độ giáo dục chủ hộ, số thành viên hộ, số tuổi chủ hộ Trong đó, tỷ lệ phụ thuộc tuổi chủ hộ có mối quan hệ nghịch biến với xác suất khả tiếp cận tín dụng, số thành viên có quan hệ chiều với khả tiếp cận tín dụng Ngồi ra, chủ hộ khơng có cấp có trình độ giáo dục có khả tiếp cận tín dụng cao chủ hộ có cấp cao Kết cho thấy số yếu tố tác động đến xác suất hạn chế tín dụng như: thu nhập, giá trị tài sản chấp, tổ chức tín dụng Cụ thể, thu nhập giá trị tài sản chấp có quan hệ ngược chiều với xác suất hạn chế tín dụng vay vốn tổ chức tín dụng thức khả hạn chế tín dụng cao vay tổ chức phi thức Chương 1: Giới thiệu 1.1 Đặt vấn đề Trải qua nhiều giai đoạn phát triển, nông nghiệp móng vai trị quan trọng tăng trưởng kinh tế Việt Nam, đặc biệt Việt Nam thực sách mở cửa, gia nhập Tổ chức thương mại giới (WTO) Theo số liệu Tổng cục thống kê, dân số khu vực nông thôn năm 2016 60,64 triệu người, chiếm 65,4% dân số nước, lực lượng lao động 15 tuổi làm việc khu vực nông, lâm nghiệp thủy sản 22,5 triệu người, chiếm 42,2% tổng số lao động Tuy nhiên, tỷ trọng ngành nông, lâm nghiệp thủy sản chiếm 16,32% cấu kinh tế năm 2016 Các số liệu cho thấy nguồn lao động cho ngành nơng nghiệp dồi đóng góp ngành nơng nghiệp vào cấu kinh tế q ít, phải biện pháp phát triển khu vực nông thơn nói chung ngành nơng nghiệp nói riêng cịn hạn chế? Hiện nay, công cụ hỗ trợ cho hoạt động kinh tế nông thôn chương trình tín dụng nơng thơn Nghiên cứu Diagne (1999) cho thấy tiếp cận tín dụng ảnh hưởng đến phúc lợi hộ gia đình thơng qua hai kênh Thứ nhất, làm giảm bớt khó khăn vốn hộ làm nơng nghiệp Điều cải thiện đáng kể khả mua sắm nông nghiệp hộ gia đình, đồng thời giảm chi phí hội cho tài sản thâm dụng vốn, khuyến khích cơng nghệ tiết kiệm lao động nâng cao suất lao động Thứ hai, tiếp cận tín dụng làm tăng khả chịu rủi ro hộ gia đình, thay đổi chiến lược đối phó rủi ro Các hộ gia đình có tiếp cận tín dụng sẵn sàng theo đuổi cơng nghệ giảm nguy rủi ro thực dự án hiệu Tuy nhiên, khoảng 90% người dân nước phát triển khó tiếp cận dịch vụ tín dụng (Robinson, 2001) khơng đáp ứng yêu cầu tổ chức tín dụng, tự cảm thấy không đủ khả vay vốn Hơn nữa, tiếp cận tín dụng, khơng phải thỏa mãn với số tiền vay nhận nhiều trường hợp hạn chế tín dụng xảy – số tiền nhận thấp nhu cầu vay Hạn chế tín dụng quy định nguyên tắc tổ chức tín dụng tiêu chuẩn người vay, quy định hình thành dựa quy chế nhà nước tỷ lệ nợ xấu, lãi suất vay nhằm tránh nguy vỡ nợ Nhận thấy cần phải nghiên cứu tình trạng tín dụng nơng thơn, tác giả chọn đề tài “Các nhân tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng hạn chế tín dụng hộ gia đình nơng thơn Vi ệt Nam” để làm đề tài luận văn Trong này, tác giả nghiên cứu nhân tố tác động đến khả tiếp cận tín dụng hộ khu vực nông thôn Việt Nam, đồng thời nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến xác suất hạn chế tín dụng từ tổ chức tín dụng hộ từ tiếp cận tín dụng, từ gợi số ý kiến nhằm phát triển hoạt động tín dụng nơng thơn phát triển kinh tế khu vực nông thôn 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Nghiên cứu tập trung phân tích khía cạnh tín dụng nơng thôn với mục tiêu cụ thể sau: - Các nhân tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng hộ gia đình khu vực nơng thơn Việt Nam - Các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ hạn chế tín dụng hộ gia đình khu vực nơng thơn Việt Nam tiếp cận tín dụng - Các nhân tố ảnh hưởng đến xác suất hạn chế tín dụng hộ gia đình khu vực nơng thơn Việt Nam tiếp cận tín dụng 1.3 Phạm vi nghiên cứu Phạm vi nghiên cứu dựa liệu từ điều tra tiếp cận nguồn lực hộ gia đình nơng thơn Việt Nam (VARHS) năm 2014 kết hợp Viện quan nghiên cứu thực Trong điều tra năm 2014, có 12 tỉnh thành trải dài từ bắc tới nam Việt Nam làm đại diện cho số liệu nước gồm: Phú Thọ, Lai Châu, Điện Biên, Lâm Đồng, Hà Tây, Lào Cai, Nghệ An, Quảng Nam, Khánh Hịa, Đăk Lăk, Đăk Nơng Long An với 3648 hộ gia đình Tuy nhiên, để phù hợp với mơ hình, tác giả sau lọc lại liệu sử dụng 3260 quan sát để chạy mơ hình 1.4 Cấu trúc luận văn Bài nghiên cứu gồm chương: Chương 1: Giới thiệu tình hình tín dụng nơng thơn Việt Nam, mục tiêu phạm vi nghiên cứu Chương 2: Đưa số sở lý luận cho nghiên cứu Chương 3: Trình bày phương pháp nghiên cứu áp dụng; Chương 4: Trình bày kết nghiên cứu Chương 5: Kết luận nghiên cứu, số hạn chế nghiên cứu hàm ý sách mà tác giả đề xuất dụng người vay chấp nhận mức lãi suất cao Bên cho vay xác định số tiền cấp tín dụng theo phân bổ dựa xác suất vỡ nợ, xác suất bị ảnh hưởng số yếu tố bao gồm lợi nhuận kỳ vọng dự án, điều khoản khoản vay, khơng hồn hảo thị trường đặc điểm người vay Cách thức hạn chế tín dụng Theo nghiên cứu Jafee Stiglitz (1990), hạn chế tín dụng chia thành loại: + Redlining: dạng hạn chế tín dụng dựa vào lãi suất người cho vay yêu cầu, lãi suất đóng vai trị thiết bị kiểm tra, lợi tức kỳ vọng đề xuất dự án đầu tư người vay có vai trị then chốt việc ảnh hưởng đến hành vi hạn chế tín dụng người cho vay (Kochar, 1997), cụ thể người cho vay từ chối cấp tín dụng cấp số tiền nhỏ người vay không đạt mức thu nhập yêu cầu mức lãi suất + Pure Credit Rationing: người cho vay thiết lập tiêu chí đặc điểm nhân học, gia đình, lịch sử tín dụng,… để lựa chọn đối tượng vay khơng vay, với tiêu chí đó, người cho vay phân loại từ định cho vay hay không Các trường hợp hạn chế cấp tín dụng: Theo nghiên cứu Zeller (1994), trường hợp hạn chế cấp tín dụng phân loại sau: Trường hợp 1: Người vay có nhu cầu tự cảm thấy khơng đủ điều kiện nên không nộp hồ sơ vay => không đủ khả vay Trường hợp 2: Người vay nộp hồ sơ vay không đủ điều kiện mà người cho vay yêu cầu nên không vay => hạn chế cấp tín dụng hồn tồn Trường hợp 3: Người vay nộp hồ sơ, cấp tín dụng số tiền vay thấp số tiền vay yêu cầu => hạn chế cấp tín dụng phần Do hạn chế liệu 10 trường hợp 3, nghiên cứu tập trung phân tích đưa kết trường hợp hạn chế tín dụng phần gọi tắt suốt nghiên cứu hạn chế tín dụng Hình 2.1: Các trường hợp hạn chế tín dụng không Lý không nộp hồ sơ Nộp hồ sơ vay vốn có Cấp tín dụng khơng Khơng có nhu cầu không Không đủ điều kiện vay Không cấp tín dụng Từ chối cho vay Hạn chế cấp tín dụng phần Các trường hợp hạn chế tín dụng có Được cấp theo nhu cầu vay có Khơng cấp tín dụng Nguồn: Zeller, 1994 2.2 Nghiên cứu thực nghiệm liên quan 2.2.1 Các nhân tố ảnh hưởng đến cầu tín dụng Đặc điểm cá nhân chủ hộ hộ gia đình kỳ vọng có ý nghĩa quan trọng nhu cầu tín dụng Các đặc điểm cá nhân chủ hộ tác động quan trọng đến nhu cầu tín dụng bao gồm tuổi, giới tính, trình độ học vấn Các đặc điểm hộ gia đình gồm: số thành viên hộ, tỷ lệ phụ thuộc, thu nhập hộ, khoảng cách từ hộ đến nơi vay Tuổi chủ hộ: Theo giả thuyết chu kỳ sống, cá nhân trẻ động với tham vọng kiếm thu nhập cao hơn, họ thường tích cực việc tiết kiệm để tích lũy tài sản Vì vậy, người trẻ có xu hướng tiết kiệm vay nhiều cho đầu tư người già có xu hướng tiết kiệm vay mượn Ngồi ra, người trẻ có xu hướng đầu tư vào hoạt động phi nông nghiệp, 11 địi hỏi phải có vốn lớn rủi ro cao, người già hưu có xu hướng đầu tư vào hoạt động nông nghiệp với vốn nhỏ Do đó, nhu cầu tín dụng dự kiến thay đổi chiều theo độ tuổi, nghiên cứu Mikkel & Finn (2003) đem lại kết tương tự Tuy nhiên, Okurut cộng (2005) Zeller (1994) có kết ngược lại, nghiên cứu cho thấy người già với mạng lưới xã hội rộng lớn vốn xã hội nhiều, họ có xu hướng vay mượn nhiều người trẻ Giới tính chủ hộ: Nam giới nữ giới tham gia vào hoạt động kinh tế khác nhau, đó, nhu cầu tín dụng đến hoạt động kinh tế khác Nữ giới chủ yếu tập trung vào hoạt động nông nghiệp công việc nhà, nam giới thực hoạt động có thu nhập cao cho gia đình (Ilahi, 2001a, 2001b) Việc phân chia cơng việc ảnh hưởng phân biệt quyền lực gia đình Do đó, nhu cầu tín dụng dự kiến khác theo giới tính Trình độ học vấn chủ hộ: đặc điểm trình độ học vấn tác động tích cực đến nhu cầu tín dụng hộ Những người có trình độ học vấn cao chủ động tham gia hoạt động mang lại lợi nhuận cao, họ sử dụng kiến thức để kinh doanh dự án lớn, nhu cầu tín dụng tăng lên với trình độ giáo dục (Mpuga, 2008; Okurut, 2005) Thu nhập hộ: yếu tố quan trọng định nhu cầu tín dụng Thu nhập thấp dẫn đến hộ gia đình tiết kiệm nhu cầu tín dụng thấp họ cảm thấy không đủ khả trả nợ Với thu nhập cao hơn, hộ gia đình tiết kiệm nhiều có nhiều tài sản hơn, dùng làm tài sản chấp để vay Điều hàm ý mức thu nhập cao hơn, hộ gia đình có nhu cầu vay thường xun với số tiền lớn (Mpuga, 2008) Số thành viên hộ: theo nghiên cứu Sai Tang (2010), số thành viên hộ có tác động chiều với nhu cầu vay vốn hộ Nguyên nhân hộ với nhiều thành viên hơn, chi tiêu cho hộ lớn, khoản đầu tư lớn mua tích lũy tài sản cao hơn, ra, số thành viên độ tuổi học nhu cầu vay vay vốn cao Kết tương tự nghiên cứu Ranjula (2002), 12 phân tích nhu cầu tín dụng hộ nông dân Ấn Độ, tác giả thấy mối quan hệ chiều số thành viên hộ nhu cầu vay vốn Tỷ lệ phụ thuộc: Cơ cấu lao động hộ gia đình ảnh hưởng đến nhu cầu tín dụng Ví dụ, số thành viên độ tuổi lao động nhiều thường có quan hệ chiều với số tiền vay mượn (Barslund Tarp, 2008) Cụ thể, hộ có nhiều thành viên độ tuổi lao động việc tăng vốn để mở rộng sản xuất, họ vay vốn nhiều để chi trả khoản chi tiêu gia đình (Pham Izumida, 2002) Do đó, hộ có tỷ lệ phụ thuộc cao thường có nhu cầu vay vốn thấp hộ có tỷ lệ phụ thuộc thấp Trong nghiên cứu Okurut (2005) không thấy mối liên hệ tỷ lệ phụ thuộc nhu cầu vay vốn Ở Việt Nam, kết nghiên cứu Trịnh Thị Thu Hằng (2015) yếu tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng hộ nơng dân Việt Nam cho thấy biến tuổi chủ hộ, trình độ học vấn, số thành viên hộ, thu nhập hộ ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng hộ gia đình 2.2.2 Các nhân tố ảnh hưởng cung tín dụng Cung tín dụng thị trường tín dụng việc cung cấp tín dụng bên cho vay, thể qua nguyên tắc hạn chế tín dụng tổ chức tín dụng Các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy nhân tố ảnh hưởng đến khả hạn chế tín dụng gồm đặc điểm nhân học hộ gia đình (tỷ lệ phụ thuộc, thu nhập), đặc điểm chủ hộ (trình độ giáo dục, giới tính) tài sản chấp Tổ chức tín dụng mục đích vay vốn ảnh hưởng đến hạn chế tín dụng hộ gia đình Trình độ giáo dục: người có kết tốt giáo dục thường có kiến thức áp dụng kỹ thuật làm tăng suất, điều dẫn đến khả trả nợ tốt Do khả hạn chế tín dụng thấp, kết nghiên cứu tìm tác động ngược chiều trình độ giáo dục hạn chế tín dụng, tức người có trình độ học vấn cao có khả hạn chế tín dụng thấp (Barslund Tarp, 2008; Pham Izumida, 2002) Tuy nhiên, nghiên cứu Zeller (1994) có kết ngược lại, cho hộ bị hạn chế tín dụng số năm học cao 13 Giới tính chủ hộ: Okurut (2005) cho thấy kết giới tính người vay có ảnh hưởng đáng kể đến hạn chế tín dụng Nữ giới có xu hướng làm cơng việc chăm sóc gia đình hoạt động tạo thu nhập, đó, khả hạn chế tín dụng nữ vay vốn cao Nghiên cứu Chaudhuri Cherical (2011) có kết ngược lại, nam giới có nhiều khả bị hạn chế tín dụng cao Quy mơ hộ gia đình, tỷ lệ phụ thuộc, số thành viên lao động yếu tố quan trọng định cho vay tín dụng người cho vay Các hộ gia đình có quy mơ gia đình lớn có khuynh hướng bị hạn chế tín dụng (Chaudhuri Cherical, 2011) Tỷ lệ phụ thuộc cao dẫn đến xác suất hạn chế tín dụng cao (Pham Izumida, 2002), điều hợp lý tỷ lệ phụ thuộc cao gánh nặng kinh tế cao, khả trả nợ thấp Thu nhập: số kinh tế thu nhập có ảnh hưởng đáng kể đến ràng buộc tín dụng nghiên cứu trước (Foltz, 2004) Thu nhập hộ gia đình cao khoản vay hộ bị hạn chế thấp, điều hợp lý thu nhập phản ánh xác khả trả nợ hộ Tài sản chấp: đóng vai trị quan trọng thị trường tín dụng nông thôn Tài sản chấp xem vật thể làm tin người vay, người vay thường sẵn sàng đảm bảo khoản vay tài sản có giá trị cao vay tiền thực dự án có rủi ro thấp, người vay khơng muốn tài sản nên họ tính tốn rủi ro hợp lý, đảm bảo toán hạn Đất đai tài sản chấp thông thường sử dụng thị trường tín dụng, đất đai xác nhận nhân tố quan trọng xác suất hạn chế tín dụng nghiên cứu khác Do đó, hạn chế tín dụng xảy trường hợp thiếu tài sản chấp (Bester, 1987) Nghiên cứu Foltz (2004) đem lại kết tương tự, cho hộ gia đình có quyền sở hữu đất nhiều bị hạn chế tín dụng Tuy nhiên, diện tích đất đai quyền sử dụng đất Việt Nam có tác động không đáng kể đến định ngân hàng việc cung cấp tín dụng (Barslund Tarp, 2008, Phạm Izumida, 2002) Khoảng cách đến nơi vay: Theo nghiên cứu Samuel (2017), khoảng cách 14 từ hộ đến nơi vay vốn gần có tác động chiều với hạn chế tín dụng, điều có nghĩa hộ xa nơi vay vốn khoản vay nhận thấp nhu cầu vay Điều lập luận khoảng cách từ hộ gia đình đến địa điểm vay xa chi phí giao dịch cao, ảnh hưởng tiêu cực hiệu khoản vay, đó, khoản vay hộ xa có rủi ro cao bị hạn chế cao khoản vay gần địa điểm vay Mục đích vay vốn: nghiên cứu Chaudhur Cherical (2011), Diagne (1999) cho khoản vay cho sản xuất ni trồng bị hạn chế tín dụng so với mục đích vay khác Điều mục tiêu mà tín dụng nơng thơn hướng đến, hoạt động sản xuất nông nghiệp, hộ gia đình tăng thu nhập cải thiện đời sống Cịn mục đích vay khác đầu tư, tiêu dùng khơng đem lại thu nhập, ảnh hưởng đến khả trả nợ, đó, xác suất hạn chế tín dụng cao Tổ chức tín dụng: hộ vay vốn tổ chức tín dụng thức thường có khả hạn chế tín dụng cao so với tổ chức phi thức, nguyên nhân quy định nghiêm ngặt xét duyệt cho vay, giám sát Kết nghiên cứu Phan Đình Khơi (2013) nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng thức phi thức nông hộ Đồng sông Cửu Long, cho thấy việc sở hữu tài sản chấp có giá trị cao khả cấp tín dụng lớn Ngoài ra, nghiên cứu mục đích vay vốn, tuổi tác thu nhập hộ gia đình ảnh hưởng đến số tiền vay nhận 15 Chương 3: Phương pháp nghiên cứu 3.1 Khung phân tích Hình 3.1: Khung phân tích Số thành viên hộ Tuổi chủ hộ Thu nhập hộ Trình độ học vấn chủ hộ Tiếp cận tín dụng Hạn chế tín dụng Tỷ lệ phụ thuộc Giới tính chủ hộ Khoảng cách đến nơi vay Giá trị tài sản chấp Mục đích vay sản xuất Mục đích vay tiêu dùng Mục đích vay đầu tư Tổ chức tín dụng Nguồn: Tác giả tổng hợp Khung phân tích mơ tả bao quát nhân tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng hạn chế tín dụng mà nghiên cứu tập trung xem xét Cụ thể, nhân tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng hộ bao gồm: nhân tố nhân học chủ hộ: tuổi, giới tính, học vấn đặc điểm hộ như: số thành viên, tỷ lệ phụ thuộc, thu nhập khoảng cách đến nơi vay vốn Ngồi ra, khung phân tích sơ đồ hóa nhân tố ảnh hưởng đến mức độ xác suất hạn chế tín dụng gồm nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng (trừ số thành viên hộ), giá trị tài sản chấp, nhu cầu vay, mục đích vay, tổ chức tín dụng 16 3.2 Mơ hình phân tích Nghiên cứu sử dụng lý thuyết Heckman (1979) để giải vấn đề lệch chọn mẫu Lệch chọn mẫu sử dụng liệu hộ tham gia tín dụng để chạy hồi quy sử dụng kết để mơ tả tồn mẫu (cả tham gia tín dụng khơng tham gia tín dụng ) Hình 3.2: Phân bố mẫu liệu Mẫu (3260 quan sát) Tiếp cận tín dụng (1183 quan sát) Hạn chế tín dụng phần (845 quan sát) Đã bị hạn chế tín dụng (0 quan sát) Khơng hạn chế tín dụng phần (338 quan sát) Khơng tiếp cận tín dụng (2077 quan sát) Khơng có nhu cầu Khơng đủ tiêu chuẩn Chưa bị hạn chế tín dụng (338 quan sát) Quan sát Không quan sát Nguồn: Tổng hợp tác giả từ liệu VARHS -2014 Hình 3.2 mơ tả vấn đề lệch chọn mẫu Trong đó, liệu quan sát có thơng tin biến liên quan đến khả tiếp cận tín dụng có 1183 quan sát Trong có 2077 quan sát khơng tiếp cận tín dụng, mẫu không quan sát được, liệu để xử lý Vì vậy, ước lượng khả tiếp cận tín dụng hộ, có 1183 quan sát đưa vào mơ hình sau đó, kết ước lượng 1183 quan sát giải thích kết 3260 quan sát => tượng lệch chọn mẫu Mơ hình Heckman giải vấn đề 17 Nghiên cứu sử dụng mơ hình Heckman hai giai đoạn để phân tích kết nhân tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng mức độ hạn chế tín dụng Ngồi ra, nghiên cứu cịn sử dụng thêm mơ hình Heckprob (cải tiến từ Heckman) để xác định nhân tố ảnh hưởng đến xác suất hạn chế tín dụng  Mơ hình Heckman hai giai đoạn: Phân tích nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng mức độ hạn chế tín dụng Nghiên cứu sử dụng mơ hình Heckman hai giai đoạn (1979), biến phụ thuộc phương trình kết mang giá trị liên tục biến phụ thuộc phương trình lựa chọn mẫu biến nhị phân Xem xét mẫu ngẫu nhiên gồm I quan sát, phương trình hạn chế tín dụng hộ gia đình i là: 𝑌1𝑖 = 𝑋1𝑖 𝛽1 + 𝑢1𝑖 (1a) => phương trình kết 𝑌2𝑖 = 𝑋2𝑖 𝛽2 + 𝑢2𝑖 (1b) => phương trình chọn mẫu i = 1,2,…,I: số hộ mẫu (1a) Phương trình phản ánh mức độ hạn chế tín dụng hộ gia đình Trong đó: Y1i : biến liên tục, xác định - tỷ lệ khoản vay nhận nhu cầu vay ban đầu Nếu Y1i có giá trị nhỏ hộ xảy trường hợp hạn chế tín dụng, Y1i có giá trị hộ khơng bị hạn chế tín dụng X1i : vector biến ngoại sinh đặc điểm ảnh hưởng đến hạn chế tín dụng, gồm nhóm biến đặc điểm hộ gia đình, đặc điểm tài sản chấp hộ đặc điểm khoản vay u1i : sai số mơ hình (2a) Phương trình phản ánh khả tiếp cận tín dụng hộ gia đình 18 Trong đó: Y2i: biến nhị phân Y2i = hộ tiếp cận tín dụng (khoản vay nhận > 0) Y2i = không tiếp cận tín dụng (khoản vay nhận = 0) X2i : vector biến mô tả khả tiếp cận tín dụng hộ gia đình, bao gồm nhóm biến đặc điểm hộ gia đình đặc điểm tài sản hộ u2i : sai số mơ hình Giả định chung mơ hình (1a) (2a): (u1 , u2 ) ~ N(0, 0, σ 2u1, σ 2u2, ρu1 u2 ) - Hai sai số mơ hình có giá trị trung bình khơng, phương sai khơng thay đổi chúng có mối tương quan thể số ρu1u2 - u1 u2 mối quan hệ với X1i X2i - Var(U2 ) = σ2u2 = Hàm hồi quy hạn chế tín dụng với mẫu ngẫu nhiên tổng thể cho phương trình (1a) viết lại thành: 𝐸(𝑌1𝑖 │𝑋1𝑖 ) = 𝑋1𝑖 𝛽1 (𝑖 = 1,2, … , 𝐼) Hàm hồi quy cho mẫu lựa chọn: 𝐸(𝑌1𝑖 │𝑋1𝑖 , 𝑛𝑔𝑢𝑦ê𝑛 𝑡ắ𝑐 𝑐ℎọ𝑛 𝑚ẫ𝑢 = 𝑋1𝑖 𝛽1 + 𝐸(𝑢1𝑖 │𝑛𝑔𝑢𝑦ê𝑛 𝑡ắ𝑐 𝑐ℎọ𝑛 𝑚ẫ𝑢) Ta suy ra: 𝐸(𝑌1𝑖 │𝑋1𝑖 , 𝑌2𝑖∗ > 0) = 𝑋1𝑖 𝛽1 + 𝐸(𝑢1𝑖 │𝑌2𝑖∗ > 0) i = 1, ,I, lấy giá trị Y1i X1i mẫu với điều kiện 𝑌2𝑖∗ > (hộ tiếp cận tín dụng năm 2014) Nếu kỳ vọng giá trị u1i = phương trình hồi quy cho mẫu lựa chọn có giá trị giống phương trình hồi quy mẫu tổng thể, có nghĩa ta ước lượng 𝛽1 phương pháp bình phương tối thiểu OLS sử dụng mẫu lựa chọn để làm 19 kết cho mẫu tổng thể Tuy nhiên, thực tế u 1i ≠ nguyên tắc chọn mẫu dựa liệu sẵn có thường có nhiều ảnh hưởng đến kết Giả sử liệu sẵn có Y1i 𝑌2𝑖∗ > Y1i khơng có quan sát 𝑌2𝑖∗ = 0, điều dẫn đến u1i không đạt giá trị kỳ vọng, thay vào đó, u 1i đạt ngưỡng: 𝐸(𝑢1𝑖 │𝑋1𝑖 , 𝑌2𝑖∗ > 0) = 𝐸(𝑢1𝑖 │𝑋1𝑖 , 𝑢2𝑖 > − 𝑋2𝑖 𝛽2 ) Mơ hình hồi quy với mẫu lựa chọn u1i ≠ sau: 𝐸 ( 𝑌1𝑖 │𝑋1𝑖 , 𝑌2𝑖∗ > 0) = 𝑋1𝑖 𝛽1 + 𝐸(𝑢1𝑖 │𝑋1𝑖 , 𝑢2𝑖 > − 𝑋2𝑖 𝛽2 ) (2) Mơ hình thể biến độc lập 𝑋1𝑖 𝑋2𝑖 Trong ước lượng tham số phương trình (1a) phù hợp với phương trình (2), vấn đề lệch chọn mẫu xác định bỏ số quan sát Một giả định quan trọng khác mơ hình hệ cách chọn mẫu ngẫu nhiên Theo đó, mật độ chung u1 , u2i h(u1i,, u2i) Giả định phát triển sau: 𝐸 (𝑢1𝑖 |𝑢2𝑖 > − 𝑋2𝑖 𝛽2 ) = 𝜎12 √𝜎22 𝐸(𝑢2𝑖 │𝑢2𝑖 > − 𝑋2𝑖 𝛽2 ) = 𝜆𝑖 𝜎22 √ 𝜎22 𝜆𝑖 Trong đó: 𝜆𝑖 = 𝜙(𝑍𝑖 ) − Ф(𝑍𝑖 ) = 𝜙(𝑍𝑖 ) Ф (−𝑍𝑖 ) Trong ϕ Ф thể mật độ hàm phân phối cho biến phân phối chuẩn, 𝑍𝑖 = − 𝑋2𝑖 𝛽2 √𝜎22 λi nghịch đảo tỷ lệ Mill, tỷ lệ hàm mật độ xác suất hàm phân phối tích lũy 20 Mơ hình hồi quy có điều kiện chọn mẫu biểu diễn sau: 𝐸 ( 𝑌1𝑖 |𝑋1𝑖 , 𝑌2𝑖∗ > 0) = 𝑋1𝑖 𝛽1 + 𝐸 ( 𝑌2𝑖 | 𝑋2𝑖 , 𝑌2𝑖∗ > ) = 𝑋2𝑖 𝛽2 + 𝜎12 √ 𝜎22 𝜎22 √𝜎22 𝜆𝑖 𝜆𝑖 Hồi quy mẫu có điều kiện xử lý giống biến bỏ qua, cụ thể loại bỏ tác động 𝜎22 √𝜎22 𝜆𝑖 đến biến phụ thuộc hồi quy Nếu không loại bỏ tác động này, kết hồi quy bị chệch đáng kể Để loại bỏ λi, Heckman triển khai phương trình sau: 𝐸 ( 𝑌1𝑖 |𝑋1𝑖 , 𝑌2𝑖∗ > 0) = 𝑋1𝑖 𝛽1 + 𝜎12 𝜆 𝑖 = 𝑋1𝑖 𝛽1 + √ 𝜎22 𝑋 𝛽 𝜙(− 2𝑖 ) 𝜎12 √𝜎22 = 𝑋1𝑖 𝛽1 + √ 𝜎22 Ф (𝑋2𝑖 𝛽2 ) √ 𝜎22 𝜎12 𝜙(𝑍𝑖 ) √𝜎22 Ф (−𝑍𝑖 ) 𝑋2𝑖 𝛽2 ) 𝜙(−𝑋2𝑖 𝛽2 ) √𝜎22 𝜆𝑖 = = = 𝑋 𝛽 − Ф(𝑍𝑖 ) Ф (𝑋2𝑖 𝛽2 ) Ф ( 2𝑖 ) √𝜎22 𝜙(𝑍𝑖 ) 𝜙(− Thay 𝜆 𝑖 vào mơ hình hồi quy : 𝐸 ( 𝑌1𝑖 |𝑋1𝑖 , 𝑌2𝑖∗ > 0) = 𝑋1𝑖 𝛽1 + 𝜎12 √ 𝜎22 𝑋2𝑖 𝛽2 ) √ 𝜎22 𝑋 𝛽 Ф ( 2𝑖 ) √𝜎22 𝜙(− 𝜆 𝑖 = 𝑋1𝑖 𝛽1 + 𝜎12 Nếu biết 𝑍𝑖 sau có giá trị 𝜆 𝑖 ta có phương trình hồi quy sau: 𝑌1𝑖 = 𝐸( 𝑌1𝑖 │𝑋1𝑖 , 𝑌2𝑖∗ > 0) + 𝑉1𝑖 𝑌2𝑖 = 𝐸( 𝑌2𝑖 │𝑋2𝑖 , 𝑌2𝑖∗ > 0) + 𝑉2𝑖 Với V1i , V2i sai số 21 Trong đó, 𝐸 ( 𝑉1𝑖 │𝑋1𝑖 , 𝜆 𝑖 ,𝑢2𝑖 > −𝑋2𝑖 𝛽2 ) = 𝐸 ( 𝑉2𝑖 │𝑋2𝑖 , 𝜆 𝑖 , 𝑢2𝑖 > −𝑋2𝑖 𝛽2 ) = Nếu biết giá trị 𝑍𝑖 𝜆 𝑖, ta thêm 𝜆 𝑖 biến mơ hình hồi quy phương trình Y1i, Y2i ước tính phương trình phương pháp bình phương tối thiểu OLS Tuy nhiên, khó biết giá trị 𝜆 𝑖, Heckman (1979) đề xuất bước tính λi sau: Bước 1: ước lượng hệ số hồi quy β2 phương trình 𝑌2𝑖 = 𝑋2𝑖 𝛽2 + 𝑢2𝑖 , 𝑌2𝑖 = 𝑌2𝑖∗ > 𝑌2𝑖 = 𝑌2𝑖∗ = hồi quy probit Bước 2: từ hệ số β2 , tiếp tục ước lượng Zi 𝜆 𝑖, sau ước lượng λ̂i Bước 3: ước lượng β1 σ12 từ hệ số tính Áp dụng mơ hình hồi quy Heckman hai giai đoạn vào nghiên cứu Giai đoạn 1: Hồi quy Probit tính xác suất khả tiếp cận tín dụng 𝑃𝑟𝑜𝑏𝑖𝑡 ( 𝑌2 = |𝑋2𝑖 ) = Ф( 𝑋2𝑖 𝛽2 ) Tải FULL (60 trang): https://bit.ly/3x69oWV Dự phòng: fb.com/TaiHo123doc.net = β1 Số thành viên hộ + β2 Tỷ lệ phụ thuộc + β3 Thu nhập hộ + β4 Tuổi chủ hộ + β5 Giới tính chủ hộ + β6 Trình độ giáo dục chủ hộ + u2 Giai đoạn 2: Hồi quy OLS ước lượng giá trị tham số nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ khoản vay tín dụng nhận trường hợp hộ gia đình tiếp cận tín dụng 𝑌1𝑖 = 𝐸 ( 𝑌1𝑖 |𝑋1𝑖 , 𝑌2𝑖∗ > 0) + 𝑉1𝑖 = 𝑋1𝑖 𝛽1 +𝜎12 𝜙(−𝑋2𝑖 𝛽2 ) Ф (𝑋2𝑖 𝛽2 ) + 𝑉1𝑖 = β1 Tỷ lệ phụ thuộc + β2 Thu nhập hộ + β3 Khoảng cách đến nơi vay vốn + β4 Giới tính chủ hộ + β5 Trình độ giáo dục chủ hộ+ β6 22 Giá trị tài sản chấp + β7 Mục đích vay sản xuất + β8 Mục đích vay tiêu dùng + β9 Mục đích vay đầu tư + β10 Tổ chức tín dụng + V1i  Mơ hình Probit hai biến với mẫu lựa chọn (Heckprob): Phân tích nhân tố ảnh hưởng đến xác suất hạn chế tín dụng Khi biến phụ thuộc phương trình kết phương trình chọn mẫu biến nhị phân, mơ hình Probit hai biến với mẫu lựa chọn sử dụng Mơ hình tương tự mơ hình lựa chọn mẫu Heckman điều chỉnh vấn đề mẫu khơng ngẫu nhiên Tuy nhiên, thay sử dụng hồi quy probit (đối với phương trình lựa chọn) hồi quy OLS (đối với phương trình kết quả) mơ hình Heckman, mơ hình Probit hai biến với mẫu lựa chọn cho phép sử dụng hai mô hình hồi quy probit cho hai phương trình (Nicoletti & Peracchi, 2001) Mơ hình dùng để kiểm tra yếu tố định đến xác suất hạn chế tín dụng hộ tiếp cận tín dụng Tải FULL (60 trang): https://bit.ly/3x69oWV Dự phịng: fb.com/TaiHo123doc.net Mơ hình probit hai biến với mẫu lựa chọn giải thích sau: Phương trình kết quả: 𝑌1𝑖 = 𝑋1𝑖 𝛽1 + 𝑢1𝑖 Trong đó, Y1i biến nhị phân có giá trị = hộ bị hạn chế cấp tín dụng (tỷ lệ khoản vay nhận nhu cầu vay < 1), , Y1i có giá trị = hộ không bị hạn chế cấp tín dụng (tỷ lệ khoản vay nhận nhu cầu vay = 1) 𝑋1𝑖 vectơ biến giải thích cho 𝑌1𝑖∗ , β1 tham số biến giải thích, u1i sai số Phương trình lựa chọn: 𝑌2𝑖 = 𝑋2𝑖 𝛽2 + 𝑢2𝑖 Trong đó, 𝑌2𝑖 biến nhị phân mang giá trị hộ tiếp cận tín dụng (số tiền vay nhận > 0) mang giá trị hộ khơng tiếp cận tín dụng (số tiền vay nhận = 0) 𝑋2𝑖 vectơ tập hợp biến giải thích, u2i sai số Giả định: u 1i u2i độc lập có phân phối chuẩn: u1i , u 2i ~ iid N(0,0,1,1) corr(u 1i , u 2i) = ρ, hàm phân bố xác suất là: 23 φ = φ (𝑢1 , 𝑢2 ) = 2π√1 − 𝜌2 exp[− 2(1 − 𝜌2 ) (𝑢1 + 𝑢2 − 2𝜌𝑢1 𝑢2 )] Hàm phân phối tích lũy: ϕ = ϕ(𝑢1 , 𝑢2 ) = ∫ ∫ φ (𝑢1 , 𝑢2 , 𝜌)𝑑 𝑢1 𝑢2 𝑢1 𝑢2 Trường hợp u1 u độc lập với nhau, tham số β1 ước lượng mơ hình probit 𝑃𝑟(𝑌1𝑖 = 1│𝑋1𝑖 ) Tuy nhiên, mẫu bị lựa chọn nên sai số u1 u khơng độc lập, có tương quan với nhau, corr(u 1,u 2) = ρ ≠ Khi đó, β1 khơng thể xác định mơ hình 𝑃𝑟(𝑌1𝑖 = 1│𝑋1𝑖 ) mà phải xác định phương trình 𝑃𝑟(𝑌1𝑖 = 1│𝑋1𝑖 , 𝑌2𝑖 = 1), 𝑃𝑟(𝑌1𝑖 = 0│𝑋1𝑖 , 𝑌2𝑖 = 1) 𝑃𝑟(𝑌2𝑖 = 0) Xác suất phương trình tương ứng sau: 𝑌2 = 𝑃𝑟(𝑌2 = 0) = 𝜙(−𝑋2 𝛽2 ) 𝑌2 = 1, 𝑌1 = 𝑃𝑟(𝑌2 = 1, 𝑌1 = 1) = 𝜙(𝑋1 𝛽1 ,𝑋2 𝛽2 ; 𝜌) 𝑌2 = 1, 𝑌1 = 𝑃𝑟(𝑌2 = 1, 𝑌1 = 0) = 𝜙(𝑋2 𝛽2 ) − 𝜙(𝑋1 𝛽1 ,𝑋2 𝛽2 ; 𝜌) ϕ (.) hàm phân phối tích lũy đơn biến ϕ ( , , ρ) hàm phân phối tích lũy hai biến với hệ số tương quan ρ Với sai số độc lập phân phối chuẩn hai biến với hệ số tương quan ρ, u1i , 𝑢2 ~ 𝜑(0,0,1,1, 𝜌), xác suất mơ hình 𝑃𝑟(𝑌1𝑖 = 1│𝑋1𝑖 , 𝑌2𝑖 = ) phát triển sau: 𝑢1 𝑃𝑟(𝑌2 = 1, 𝑌1 = 1) = 𝜙(𝑋1 𝛽1 ,𝑋2 𝛽2 ; 𝜌) = ∫ 𝑢2 ∫ 𝜑(𝑋1 𝛽1 , 𝑋2 𝛽2 ; 𝜌) 𝑑𝑢1 𝑢2 −∞ −∞ Để ước lượng vectơ tham số 𝛳(𝛽1 , 𝛽2 , 𝜌), nghiên cứu sử dụng phương pháp Maximum likelihood, phương trình áp dụng log-likelihood sau: 6674233 ... đến khả tiếp cận tín dụng hộ gia đình khu vực nơng thơn Việt Nam - Các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ hạn chế tín dụng hộ gia đình khu vực nơng thơn Việt Nam tiếp cận tín dụng - Các nhân tố ảnh hưởng. .. cứu nhân tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng hộ gia đình khu vực nông thôn Việt Nam, đồng thời nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến xác suất hạn chế tín dụng mức độ hạn chế tín dụng hộ gia đình. .. nhân học hộ gia đình 30 4.1.2 Tiếp cận tín dụng hộ gia đình 31 4.1.3 Hạn chế tín dụng hộ gia đình 34 4.2 Các nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng 37 4.3 Các nhân tố