Ảnh hưởng của hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp của nông hộ trồng lúa ở đồng bằng sông Cửu Long

Bài viết ước lượng ảnh hưởng của hạn chế tín dụng (HCTD) đến lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp của nông hộ trên cơ sở dữ liệu sơ cấp được thu thập từ 1.168 nông hộ được chọn ngẫu nhiên ở các tỉnh (thành) thuộc Đồng bằng sông Cửu Long (ĐBSCL).

Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại phân phối” lần năm 2020 ẢNH HƯỞNG CỦA HẠN CHẾ TÍN DỤNG ĐẾN LƯỢNG TIỀN MUA CHỊU VẬT TƯ NƠNG NGHIỆP CỦA NÔNG HỘ TRỒNG LÚA Ở ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG EFFPECT OF CREDIT RATIONING ON THE AMOUNT OF MONEY DELAYED PAYMENTS IN THE AGRICULTURAL INPUT PURCHASES BY RICE HOUSEHOLDS IN MEKONG DELTA Cao Văn Hơn1 Lê Khương Ninh2 Khoa Kinh Tế, Trường Đại học An Giang; Khoa Kinh Tế, Trường Đại học Cần Thơ cvanhon@gmail.com Tóm tắt Bài viết ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng (HCTD) đến lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp nông hộ sở liệu sơ cấp thu thập từ 1.168 nông hộ chọn ngẫu nhiên tỉnh (thành) thuộc Đồng sông Cửu Long (ĐBSCL) Bước phương pháp ước lượng PSM với hồi quy Probit cho thấy, yếu tố giá trị đất, thu nhập, học vấn, giới tính chủ hộ khoảng cách đến tổ chức tín dụng (TCTD) có ảnh hưởng đến khả bị HCTD nơng hộ Kết phân tích Bước phương pháp PSM sử dụng điểm xu hướng tính tốn Bước rõ, lượng tiền mua chịu tăng nơng hộ bị HCTD Ngồi ra, mức độ HCTD giảm, lượng tiền mua chịu nơng hộ có xu hướng giảm Từ khóa: Đồng sơng Cửu Long, hạn chế tín dụng, nơng hộ, mua chịu, PSM Abstract This paper estimates the impact of credit rationing on the amount of deferred payment of rice farmer in Mekong River Delta (MRD) using a primary data set randomly collected from 1.168 rice farmer at various provinces (cities) in the MRD The first step of the PSM method with Probit estimator reveals that land value, income, education, gender of the household head and distance to credit institutions having effpects on credit rationing facing of households The second step of the PSM method using the propensity scores estimated from the first step shows that the amount of deferred payment increases when the household is credit rationed In addition, when the credit rationing level decreases, the amount of deferred payment of rice farmer tends to decrease Keywords: Credit rationing, input, MRD, Probit, PSM, rice farmer Giới thiệu Khi cần vốn để sản xuất, nhiều nơng hộ thường tìm đến tổ chức tín dụng thức sức hút lãi suất thấp Tuy nhiên, thực tế cho thấy khơng phải có nhu cầu tổ chức tín dụng đáp ứng đầy đủ Nói cách khác, số người xin vay, số vay toàn bộ, số vay phần nhu cầu số lại bị từ chối hồn tồn (nghĩa bị hạn chế tín dụng), sẵn sàng chấp nhận lãi suất cao Nếu bị hạn chế tín dụng, nơng hộ gặp khó khăn thiếu vốn đầu tư cho sản xuất nên cải thiện thu nhập nâng cao chất lượng sống Khi đó, mua chịu (trả chậm) vật tư nơng nghiệp xem hình thức tín dụng thay có lợi cho nơng hộ giúp họ nhanh chóng có vật tư để phục vụ cho sản xuất Ngược lại, hình thức tín dụng có lãi suất cao làm cho nơng hộ vốn khó khăn khó khăn Mặc dù lãi suất cao mua chịu vật tư nhiều nông hộ lựa chọn, đặc biệt nông hộ Đồng sông Cửu Long (ĐBSCL) Kết có tồn song song tín dụng thức tín dụng phi thức (mua chịu vật tư nông nghiệp) Theo Floro Ray (1997), mối quan hệ tín dụng thức mua chịu vật tư nơng nghiệp tồn theo hai chế thay bổ sung Nếu quan hệ thay ngân hàng cạnh tranh trực tiếp với nhà cung cấp vật tư nông nghiệp Người vay cố gắng có khoản vay từ thị trường thức sau nhu cầu vượt họ tràn vào thị trường phi thức (mua chịu) Người vay khơng vay từ nguồn tín dụng thức tăng khoản vay từ người bán chịu vật tư nông nghiệp Nếu quan hệ bổ sung người bán chịu vật tư tổ chức tín dụng thức khơng cạnh tranh trực tiếp với 90 Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại phân phối” lần năm 2020 (Floro Ray, 1997) Chẳng hạn, nông nghiệp mua chịu vật tư cách nơng hộ có sẵn đầu vào để sử dụng chu kỳ trồng, tín dụng thức khơng có sẵn (Gupta Chaudhuri, 1997) phục vụ cho nhu cầu định trước Sự hiểu biết tốt mối quan hệ tín dụng thức mua chịu vật tư nông nghiệp giúp nông hộ dễ dàng lựa chọn phương pháp nguồn vốn phù hợp cho sản xuất Từ đó, nơng hộ đạt hiệu sản xuất cao, tăng thu nhập cải thiện sống Tuy nhiên, nghiên cứu cho lĩnh vực viết “Ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nơng nghiệp nông hộ trồng lúa ĐBSCL” thực nhằm tạo hiểu biết tốt mối quan hệ tín dụng thức mua chịu vật tư nơng hộ Từ đó, viết đề xuất sách hỗ trợ tốt cho nơng hộ Lý thuyết mối quan hệ tín dụng thức phi thức Mối quan hệ tín dụng thức phi thức quan tâm Floro Ray (1997), họ cho tổ chức tín dụng thức khơng thức bổ sung thay Nếu mối quan hệ thay thế, ngân hàng khu vực thức cạnh tranh trực tiếp với người cho vay khơng thức Chẳng hạn, thương nhân công ty cung ứng đầu vào (chủ đại lý vật tư nơng nghiệp) Khi đó, người vay trước tiên cố gắng vay tiền từ thị trường thức, nhu cầu họ lớn buộc chuyển sang mua chịu vật tư nơng nghiệp Nếu khoản vay thức mua chịu vật tư thay thế, giải thích theo ba cách (Guirkinger, 2008) Đầu tiên, nông hộ không đủ tài sản chấp bị loại trừ khỏi thị trường tín dụng thức nên tìm đến mua chịu vật tư nơng nghiệp, chủ đại lý chấp nhận bán chịu dựa vào sàng lọc giám sát thơng tin thay chấp Do đó, người vay thiếu khả tiếp cận tín dụng thức thể nhu cầu cao mua chịu vật tư nông nghiệp (Bell cộng sự., 1997b; Kochar, 1997; Peterson Rajan, 1997; Nilsen, 2002; Huyghebaert, 2006), người vay có khả tiếp cận tín dụng thức có nhu cầu mua chịu (Howorth Reber, 2003) Theo lý thuyết này, mua chịu nguồn tín dụng cuối (Giné, 2010) Thứ hai, người bán chịu có lợi so với ngân hàng họ quản lý thơng tin khách hàng tốt (Jain, 1999; Conning, 2001), giúp giảm thiểu rủi ro động lệch lạc người vay (Aaronson cộng sự, 2004; Giannetti cộng sự, 2004) cho phép họ thực thi hợp đồng cách hiệu Do đó, người bán chịu thực thích hợp người cho vay thức, khoản mua chịu nơng hộ rẻ so với vay tín dụng thức (Chung, 1995; Mushinski, 1999) Lý thuyết cho thấy, chi phí giao dịch cao liên quan đến ứng dụng cho vay khu vực thức khơng khuyến khích nơng dân thực khoản vay Nếu chi phí giao dịch liên quan đến mua chịu thấp tín dụng thức khách hàng tìm kiếm đại lý để mua chịu Thứ ba, khoản mua chịu thích hợp khoản vay thức khác biệt rủi ro chủ đại lý vật tư thường có thơng tin tốt hoạt động đặc điểm nông hộ nên hợp đồng thường bỏ qua tài sản chấp rủi ro cho người cho vay Đối với hầu hết nông dân, đất đai tài sản quý giá mà họ sở hữu, họ không sẵn sàng cầm cố làm tài sản chấp Do đó, họ tránh khoản vay thức tìm kiếm phi thức (mua chịu vật tư nông nghiệp) Tuy nhiên, mối quan hệ người cho vay thức chủ đại lý vật tư theo chiều dọc (bổ sung) Khi đó, thị trường mua bán chịu tồn việc cung cấp tín dụng thức khơng đủ mặt trả nợ tín dụng thức khơng có sẵn trường hợp cụ thể, chẳng hạn vào đầu chu kỳ trồng (Gupta Chaudhuri, 1997) Mối quan hệ bổ sung hợp lý mua bán chịu vật tư có sẵn thời điểm khác Đầu vào sản xuất cần thiết trường hợp cấp bách quy trình sản xuất đáp ứng cách mua chịu vật tư, đầu vào cần thiết dự báo trước giai đoạn sản xuất tài trợ tín dụng thức Chẳng hạn, mùa vụ, tín dụng phi thức sử dụng để tài trợ cho mua thuốc bảo vệ thực vật phân bón, tín dụng thức dành cho khoản vay sản xuất có 91 Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại phân phối” lần năm 2020 thể biết trước mua giống, chuẩn bị đất Thứ hai, chi phí tiền thuê lao động đáp ứng trước vụ mùa bắt đầu thơng qua tín dụng thức Sau đó, tín dụng phi thức phục vụ cho yếu tố đầu vào phi lao động Trong trường hợp này, mối quan hệ bổ sung lao động đầu vào phi lao động tương tự mối quan hệ tín dụng thức mua chịu vật tư Cuối cùng, mối quan hệ bổ sung xảy tổ chức tài chính thức có điều khoản hồn trả cứng nhắc khơng tương ứng với dịng tiền dự án nơng nghiệp Hầu hết người cho vay thức u cầu tốn cố định hàng tháng không phù hợp với nhu cầu dịng tiền hầu hết nơng hộ (chỉ tập trung dòng tiền thời kỳ thu hoạch) Trên sở lý thuyết vừa trình bày, hình thành mơ hình thực nghiệm sau: Muachiu i = α + α hanchetind ung i + xi β + u i (1) Trong đó, Muachiui lượng tiền mà nơng hộ i mua chịu vật tư nơng nghiệp tính triệu đồng hanchetindungi biến giả khả hạn chế tín dụng nơng hộ, biến nhận giá trị nơng hộ bị hạn chế tín dụng nhận giá trị ngược lại xi biến kiểm soát u i sai số Trong trường hợp này, kết cần quan tâm dấu hệ số α , hệ số mang dấu dương (+) mua chịu vay thức hai yếu tố thay thế, ngược lại, hai yếu tố bổ sung Biến hạn chế tín dụng có khả nội sinh (Conning Udry, 2007; Giné, 2010), nhu cầu tín dụng thức mua chịu vật tư bị ảnh hưởng tập hợp yếu tố khơng quan sát Nơng hộ giàu bị hạn chế tín dụng nhu cầu vay phi thức Tương tự, nơng hộ sở hữu nhiều đất có khả bị HCTD có nhu cầu lớn khoản vay phi thức Ngược lại, nơng dân có đất hạn chế tín dụng có nhu cầu tín dụng phi thức Do đó, để kiểm soát cho vấn đề nội sinh biến hạn chế tín dụng, viết sử dụng phương pháp PSM để đo lường Phương pháp ước lượng Propensity score matching (PSM) – ghép cặp điểm xu hướng – sử dụng phổ biến nhiều nghiên cứu thực nghiệm, chẳng hạn Bento cộng (2007), Roberts Key (2008), Beiggenman cộng (2009), Pufahl Weiss (2009) Katchova (2010) Ưu điểm phương pháp ước lượng PSM kiểm soát hượng nội sinh sai lệch chọn mẫu PSM kỹ thuật sử dụng để tạo nhóm can thiệp nhóm đối chứng tương đồng dựa vào giá trị xác suất dự đoán (propensity score) cá thể Giá trị xác suất dự đoán xác định sở đặc điểm cá thể phương pháp ước lượng Probit Sau đó, cá thể nhóm can thiệp ghép cặp (matching) với cá thể nhóm đối chứng có xác suất dự đốn gần giống để so sánh Khác biệt cá thể nhóm can thiệp cá thể nhóm đối chứng tác động tượng quan tâm (đó là, mua chịu vật tư trường hợp viết này) Phương pháp nghiên cứu 3.1 Phương pháp thu thập liệu Bài viết sử dụng liệu sơ cấp thu thập thông qua vấn trực tiếp chủ hộ nông hộ trồng lúa tỉnh (thành) thuộc ĐBSCL Tỷ trọng nông hộ tỉnh (thành) chiếm tổng số mẫu xác định vào tỷ trọng diện tích trồng lúa địa phương tổng diện tích trồng lúa tồn vùng ĐBSCL Ở tỉnh (thành), tác giả chọn ba huyện có diện tích lúa lớn nhất, trung bình nhỏ để tiến hành khảo sát Để xây dựng hệ thống liệu phản ánh đầy đủ thực trạng sản xuất lúa nơng hộ, nhóm tác giả soạn sẵn bảng câu hỏi tiến hành khảo sát thử Sau khảo sát thử, bảng câu hỏi chỉnh sửa nhằm khắc phục sai sót hình thành thức để sử dụng Tuy nhiên, khó khăn khảo sát (khơng tiếp cận chủ hộ, chủ hộ từ chối trả lời thông tin cung cấp không đầy đủ hay thiếu độ xác) nên mẫu khảo sát sử dụng gồm 1.168 nơng hộ Trong 118 nông hộ An Giang (chiếm 10,1% tổng số), 76 Bạc Liêu 92 Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại phân phối” lần năm 2020 (6,51%), 87 Cà Mau (7,45%), 116 Cần Tơ (9,93%), 100 Hậu Giang (8,56%), 94 Kiên Giang (8,05%), 269 Sóc Trăng (23,03%), 112 Tiền Giang (9,59%), 104 Trà Vinh (8,90%) 92 Vĩnh Long (7,88%) 3.2 Phương pháp phân tích Phương pháp ước lượng Propensity score matching (PSM) – ghép cặp điểm xu hướng – sử dụng để ước lượng ảnh hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp nông hộ thông qua hai bước Bước Sử dụng hồi quy Probit để ước lượng yếu tố ảnh hưởng đến hạn chế tín dụng nông hộ để xác định điểm xu hướng Bước tiến hành ghép cặp nông hộ bị hạn chế khơng bị hạn chế tín dụng có điểm xu hướng gần để tính tác động trung bình (ATT) việc nông hộ bị hạn chế khơng bị hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nơng hộ Đây khác biệt trung bình nhóm bị hạn chế nhóm khơng bị hạn chế mẫu quan sát thơng qua điểm số xu hướng 3.3 Mơ hình nghiên cứu thực nghiệm yếu tố ảnh hưởng đến khả bị hạn chế tín dụng nơng hộ trồng lúa Như đề cập phần trên, để xác định điểm xu hướng (propensity score) trước tiên phải xây dựng mơ hình thực nghiệm ảnh hưởng yếu tố đến hạn chế tín dụng nơng hộ Thực tế cho thấy, điều kiện tiên TCTD định cho vay tài sản chấp Tài sản chấp có hai chức năng, giúp TCTD bù đắp thiệt hại người vay không trả nợ hạn chế động không trả nợ người vay Khi chấp tài sản, người vay phát tín hiệu trách nhiệm sử dụng hiệu vốn vay thất bại tài sản, qua giúp TCTD giảm thiểu rủi ro khơng thu hồi nợ nên có động giảm lãi suất để khích lệ nơng hộ vay nhiều (Berger cộng sự, 2011) Ngoài ra, đất sản xuất cịn giúp nơng hộ sử dụng tiền vay mục đích tạo thu nhập để trả nợ Do đó, nơng hộ có nhiều đất bị hạn chế tín dụng (Fletschner, 2009) Thu nhập đóng vai trị tích cực việc giảm thiểu tình trạng hạn chế tín dụng nơng hộ Thật vậy, TCTD phải đối mặt với rủi ro không thu hồi nợ nông hộ không đủ lực trả nợ Nơng hộ có thu nhập cao thường sử dụng hiệu vốn vay nên dễ trả nợ bị hạn chế tín dụng (Feder cộng sự, 1990) Bên cạnh đó, hầu hết trường hợp nơng hộ có thu nhập cao ưu tiên sử dụng vốn tự có với chi phí sử dụng vốn thấp, đặc biệt nước với hệ thống tín dụng phát triển phí giao dịch cao (Fischer cộng sự, 2019) Do đó, thu nhập cao giúp nơng hộ giảm thiểu tình trạng hạn chế tín dụng Nơng hộ cư trú lâu năm địa phương thường bị hạn chế tín dụng hay dễ chấp nhận cho vay TCTD có nhiều thông tin họ để thẩm định lực tài ý định trả nợ nhằm giảm thiểu mức độ thông tin bất đối xứng (Kislat cộng sự, 2017) Đồng thời, theo nghiên cứu vốn xã hội (social capital) Abbink cộng (2006), Dufhues cộng (2012) Shoji cộng (2012), TCTD có nhiều thời gian để xây dựng mối quan hệ (cả thức lẫn phi thức) chế ràng buộc nông hộ cư trú địa phương lâu năm nhằm thúc đẩy họ trả nợ Tương tự, tuổi chủ hộ ảnh hưởng đến hạn chế tín dụng nông hộ, điều ghi nhận nhiều nghiên cứu thực nghiệm nước Freeman cộng (1998), WinterNelson Temu (2005), Franklin cộng (2008) Awunyo-Vitor cộng (2014) Theo nghiên cứu này, chủ hộ lớn tuổi có mối quan hệ xã hội rộng rãi nên dễ nhận hỗ trợ cần thiết, bên cạnh lượng tài sản tích lũy theo thời gian, nên TCTD tin cậy có uy tín tín dụng cao, bị hạn chế tín dụng Sự chín chắn song hành với độ tuổi khiến chủ hộ lớn tuổi cẩn trọng cân nhắc kỹ lưỡng đưa định, đặc biệt định sản xuất, sử dụng tài sản vốn vay Do đó, chủ hộ lớn tuổi thường TCTD đánh giá cao uy tín tín dụng nên dễ vay hay bị hạn chế tín dụng Trình độ học vấn chủ hộ – thành tố quan trọng vốn người (human capital) – có mối quan hệ chặt chẽ với khả bị hạn chế tín dụng mà nơng hộ đối mặt (Phạm Izumida, 93 Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại phân phối” lần năm 2020 2002; Kuwornu cộng sự, 2012; Kislat cộng sự, 2017) Chủ hộ với trình độ học vấn cao có lực tổ chức tốt để làm tăng hiệu sản xuất nên đảm bảo trả nợ đầy đủ hạn, bị hạn chế tín dụng Hơn nữa, chủ hộ có trình độ học vấn cao nhạy bén việc tiếp thu áp dụng tiến khoa học – kỹ thuật vào sản xuất, tiếp cận thông tin thị trường thông tin tín dụng nên dễ vay so với chủ hộ có trình độ học vấn thấp Chủ hộ với học vấn cao cịn nhìn nhận sâu sắc rủi ro sản xuất, rủi ro thị trường (khi mua yếu tố đầu vào bán sản phẩm), hội tiếp cận nguồn vốn nhanh chóng tiếp cận TCTD nên dễ cho vay (Fletschner, 2009) Ở nông thôn, nữ giới phần lớn làm nội trợ theo phân công lao động nội gia đình, am hiểu cách thức vay, thiếu mối quan hệ xã hội thiếu kỹ giao tiếp nên khó tiếp cận tín dụng chủ hộ nam giới (Fletschner, 2009; Alesina cộng sự, 2013) Việc thiếu thẩm quyền định phương diện sống khiến nữ giới thường bị cho khó đảm bảo việc trả nợ có khả nhận đồng thuận người chồng nên dễ bị TCTD từ chối cho vay Tuy nhiên, đặc điểm nữ giới cẩn trọng nên định vay thật cần tâm sử dụng khoản vay mục đích để đảm bảo trả nợ (Moro cộng sự, 2017) Do phải chăm lo gia đình nên nữ giới có động tiết kiệm (dù khoản tiền nhỏ) để phòng bất trắc xảy nên ln có sẵn nguồn tiền để trả nợ vay đáo hạn Khi đó, nữ giới dễ tiếp cận nguồn tín dụng từ TCTD so với nam (Fletschner, 2009) Thông tin bất đối xứng tượng phổ biến thị trường tín dụng nơng thơn TCTD khó thu thập thơng tin đầy đủ nơng hộ nhiều rào cản, có yếu tố khoảng cách địa lý (Cerqueiro cộng sự, 2011; Bellucci cộng sự, 2013; Witte cộng sự, 2015; Kislat cộng sự, 2017) Hệ tất yếu thông tin bất đối xứng (lựa chọn sai lầm động lệch lạc) – với trách nhiệm hữu hạn – nguyên nhân khiến TCTD hạn chế tín dụng nơng hộ Do 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 Hệ nhiều nông hộ tiếp cận tín dụng thức bị TCTD từ chối thiếu thông tin Ở nông thôn nước phát triển, mối quan hệ xã hội truyền thống hỗ trợ cho giao dịch thương mại đóng vai trị quan trọng nơng hộ (Baird Grey, 2014) Đó mối quan hệ xã hội giúp giảm thiểu rủi ro mức độ nhạy cảm nông hộ biến động yếu tố ngoại cảnh Ở nông thôn, quan hệ xã hội thành tố quan trọng việc hạn chế tổn thất, bất lợi rủi ro, thông qua việc chia sẻ nguồn lực tài chính, vật chất nguồn lực người để điều hòa tiêu dùng tạo nguồn quỹ giúp bảo vệ gia đình Trong đó, cá nhân tơn trọng cộng đồng (địa vị xã hội cao) có điều kiện tận dụng khía cạnh để làm tăng lợi ích Bên cạnh đó, người có địa vị xã hội thường xem có uy tín phải cố gắng trả nợ để giữ gìn vị tiếng tăm cho thân nên TCTD ưu nên bị HCTD (Lê Khương Ninh Phạm Văn Hùng, 2011; Qin cộng sự, 2018) Một yếu tố quan trọng khác khả tiếp cận tín dụng nơng hộ trồng lúa số năm tham gia sản xuất lúa (kinh nghiệm sản xuất) Dễ nhận thấy nông hộ trồng lúa phải đối mặt với rủi ro nhiều phương diện sản xuất, thị trường nguồn vốn Điều địi hỏi nơng hộ phải có hiểu biết định tích lũy từ thông tin tiếp nhận theo thời gian trình tham gia sản xuất Các hiểu biết hình thành từ kinh nghiệm giúp cải thiện lực quản lý nơng hộ phương diện nhìn nhận vấn đề, tìm áp dụng giải pháp khắc phục rủi ro gây thiệt hại Kiến thức cịn giúp định hướng nơng hộ theo hướng sản xuất bền vững phương diện môi trường, xã hội kinh tế, qua làm tăng suất sản xuất tạo niềm tin TCTD để tiếp cận tín dụng dễ dàng (Sumane cộng sự, 2018) Trên sở luận điểm hình thành từ kết nghiên cứu trước vừa trình bày, viết xây dựng mơ hình nghiên cứu thực nghiệm để ước lượng ảnh hưởng yếu tố đến hạn chế tín dụng nông hộ trồng lúa ĐBSCL nhằm xác định điểm xu hướng sau: 94 Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại phân phối” lần năm 2020 hanchetind ung i = β + β giatridat i + β thunhap i + β thoigianso ngdp i + (1) + β tuoi i + β hocvan i + β gioitinh i + β khoangcach tctd i + β diavixahoi i + + β kinhnghiem i + ε i Trong Mơ hình (1), biến phụ thuộc (hanchetindungi) xây dựng sở tỷ số số tiền thực vay số tiền xin vay nông hộ (tylevay), khơng tính đến nhu cầu vay cho mục đích sử dụng khác (như tiêu xài chẳng hạn) Nếu tylevay ≥ , nông hộ không bị hạn chế tín dụng; < tylevay < , nơng hộ bị hạn chế tín dụng phần; tylevay = , nông hộ bị hạn chế tín dụng hồn tồn Nói cách khác, tylevay thấp người vay bị hạn chế tín dụng ngược lại Theo Ciaian cộng (2012), tylevay ≥ , nông hộ xem không hạn chế tín dụng nên biến phụ thuộc (hanchetindungi) Mơ hình (1) có trị số ngược lại nơng hộ coi có hạn chế tín dụng biến phụ thuộc (hanchetindungi) có trị số Trên sở điểm xu hướng vừa xác định, viết sử dụng phương pháp ghép cặp điểm xu hướng PSM để xác định ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư ( Muachiu i ) sản xuất lúa nông hộ Trên sở lý thuyết trình bày, biến mua chịu tình trạng HCTD mà nơng hộ phải đối mặt kỳ vọng có quan hệ chiều (thay thế), nghĩa HCTD giảm làm giảm lượng tiền mua chịu nông hộ ngược lại Kế đến, thực trạng HCTD nông hộ chia thành nhiều mức độ để nghiên cứu ảnh hưởng phi tuyến mức độ HCTD đến lượng tiền mua chịu nông hộ Cụ thể, mẫu khảo sát chia thành nhóm với mức độ HCTD giảm dần, nhóm bao gồm nơng hộ có ≤ tylevay < 0,2; nhóm có 0,2 ≤ tylevay < 0,4; nhóm có 0,4 ≤ tylevay < 0,6; nhóm có tylevay tăng dần với bước nhảy 0,2; nhóm cuối (nhóm 6) trường hợp nông hộ đạt tylevay 100% Kết phân tích thảo luận 4.1 Mơ tả mẫu khảo sát Mẫu khảo sát sử dụng gồm 1.168 nông hộ trồng lúa chọn ngẫu nhiên tỉnh (thành) thuộc ĐBSCL Tuổi bình quân chủ hộ mẫu khảo sát 51,62 (Bảng 1) Số nhân bình quân 3,19 người Thời gian cư trú địa phương nơng hộ lâu (bình quân 47,31 năm) Trình độ học vấn chủ hộ thấp, với số lớp học trung bình 6,34 Trình độ học vấn yếu tố phản ánh lực tiếp thu áp dụng tiến khoa học – kỹ thuật thông tin thị trường vào sản xuất Do đó, trình độ học vấn thấp ảnh hưởng đến suất hiệu sản xuất nông hộ mẫu khảo sát Bảng Điểm nông hộ trồng lúa ĐBSCL qua số liệu khảo sát Tiêu chí Tuổi chủ hộ (năm) Số nhân (người) Học vấn chủ hộ (năm) Thời gian cư trú địa phương (năm) Diện tích đất nơng nghiệp (m2) Khoảng cách từ nơi đến tổ chức tín dụng gần (km2) Số tiền vay thức (triệu đồng/năm) Số tiền mua chịu vật tư (triệu đồng/năm) Trung bình 51,62 3,19 6,34 47,31 18.000 Độ lệch chuẩn 12,31 1,16 3,32 13,57 16,95 Nhỏ 20 0,00 5.000 Lớn 80 16,00 80 150.000 8,48 6,50 33 23,82 41,5 52,922 23,45 0,000 0,000 575,000 400,000 Nguồn: Tính tốn từ số liệu tự khảo sát năm 2015 Mặc dù cư trú lâu năm địa phương thiếu tài sản chấp (diện tích đất bình quân 18.000 m2/hộ với xấp xỉ 3,19 nhân khẩu) nên nơng hộ khó vay tín dụng thức rủi ro cao biến động khó lường thị trường lúa gạo (đặc biệt giá) Khoảng cách từ nơi cư trú 95 Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại phân phối” lần năm 2020 nông hộ đến TCTD xa (trung bình 8,48 km), khiến nơng hộ khó tiếp cận tín dụng thức làm tăng chi phí giao dịch cho nơng hộ lẫn TCTD Bình qn nông hộ vay 23,82 triệu đồng/năm từ TCTD Do mức vay tổ chức tín dụng thấp nên nông hộ mua chịu vật tư đại lý với số tiền lên đến 41,5 triệu đồng Trong số 1.168 nơng hộ trồng lúa có đến 870 nơng hộ (74,49%) vay phần nhu cầu (hạn chế tín dụng), phản ánh khó khăn nơng hộ việc tìm kiếm nguồn tài trợ cho sản xuất Chỉ tỷ lệ nhỏ nông hộ (25,52%) vay lượng tiền với nhu cầu (Bảng 2) Bảng Thực trạng vay vốn tín dụng nơng hộ trồng lúa ĐBSCL qua kết khảo sát Tiêu chí Khơng bị hạn chế tín dụng Bị hạn chế tín dụng Tổng Số hộ 298 870 1.168 Tỷ trọng (%) 25,52 74,48 100,00 Nguồn: Tính tốn từ số liệu tự khảo sát năm 2015 4.2 Ảnh hưởng yếu tố đến hạn chế tín dụng nơng hộ trồng lúa Trước phân tích kết mơ hình probit yếu tố ảnh hưởng đến hạn chế tín dụng nơng hộ trồng lúa ĐBSCL, tác giả thực kiểm tra đa cộng tuyến biến độc lập mơ hình Kết kiểm tra cho thấy hệ số tương quan biến độc lập nhỏ 0,8 nên kết luận khơng có tượng đa cộng tuyến mơ hình ước lượng Theo Bảng 3, mơ hình ước lượng ảnh hưởng yếu tố đến hạn chế tín dụng nơng hộ trồng lúa ĐBSCL có ý nghĩa thống kê mức 1% Biến giatridati có hệ số âm mức ý nghĩa 10%, nghĩa nơng hộ có đất với giá trị cao bị hạn chế tín dụng Bảng Mức độ ảnh hưởng yếu tố đến hạn chế tín dụng nơng hộ; Biến: hanchetindungi (có trị số nơng hộ bị hạn chế tín dụng, ngược lại 0) Biến số Hệ số ước lượng Trị số Z 1,1116*** 3,69 giatridati –0,0003* –1,95 thunhapi –0,0023** –2,11 0,0004 0,09 –0,0056 –0,92 hocvani –0,0342** –2,58 gioitinhi 0,2381* 1,81 0,0186*** 3,16 diavixahoii –0,0466 –0,49 kinhnghiemi –0,0058 –1,25 Hằng số C thoigiansongdpi tuoii khoangcachtctdi Số quan sát (N) Mức ý nghĩa Log likelihood 1.168 0,0000 –625,5982 Ghi chú: (*), (**), (***) mức ý nghĩa 10%, 5% 1% Nguồn: Ước lượng từ số liệu tự khảo sát năm 2015 Nơng hộ có thu nhập cao bị hạn chế tín dụng biến thunhapi có hệ số âm mức ý nghĩa 5% Biến hocvanchi có hệ số âm mức ý nghĩa 5%, cho thấy nơng hộ có học vấn cao dễ vay so với chủ hộ có học vấn thấp Biến gioitinhchi có hệ số dương mức ý nghĩa 10%, ngụ ý 96 Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại phân phối” lần năm 2020 nông hộ có chủ hộ nam dễ bị hạn chế tín dụng cao chủ hộ nữ Khoảng cách yếu tố làm tăng khả bị hạn chế tín dụng nơng hộ biến khoangcachtctdi có hệ số dương mức ý nghĩa 1% Các biến số thoigiansongdpi, tuoii, diavixahoii kinhnghiemi có hệ số khơng có ý nghĩa thống kê 4.3 Ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nơng nghiệp Kết ghép cặp bảng cho thấy, hệ số ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê cao (t= 3,612) mối quan hệ tín dụng thức mua chịu vật tư nông nghiệp nông hộ Hệ số ATT có dấu dương mức ý nghĩa 1% cho thấy, tín dụng thức mua chịu vật tư nông nghiệp nông hộ đồng sơng Cửu Long quan hệ thay Có nghĩa bị hạn chế tín dụng nơng hộ mua chịu nhiều Bảng Mối quan hệ tín dụng thức mua chịu vật tư nơng nghiêp Nhóm Có khơng có hạn chế (2) so với (1) (3) so với (2) (4) so với (3) (5) so với (4) (6) so với (5) Ảnh hưởng trung bình ATT 1,649*** 0,900*** - 1,723*** - 1,299*** - 0,378** 0,494 Giá trị t 3,612 5,128 - 2,866 - 3,480 - 1,989 0,809 Ghi chú: (*), (**), (***) mức ý nghĩa 10%, 5% 1% Nguồn: Ước lượng từ số liệu tự khảo sát năm 2015 Kết thể thực tế tình trạng tham gia tín dụng nơng hộ đồng sơng Cửu Long, với chất sản xuất nhỏ nên nông hộ khó khăn tiếp cận tín dụng thức, họ nhờ vào mua chịu vật tư nơng nghiệp đại lý Ngược lại, nông hộ có diện tích sản xuất lớn dễ dàng vay tín dụng thức nên khơng mua chịu Khi chia mức độ hạn chế tín dụng nơng hộ với nhóm tín dụng khác (hạn chế tín dụng giảm dần), kết ghép cặp cho thấy cặp so sánh có hệ số dương âm Cụ thể cặp so sánh (2) so với (1), hệ số ảnh hưởng trung bình mang dấu dương mức ý nghĩa 1% cặp so sánh lại (3) so với (2), (4) so với (3) (5) so với (4) hệ số ảnh hưởng mang dấu âm nơng hộ giảm hạn chế tín dụng Ở cặp so sánh cuối hệ số ảnh hưởng mang dấu dương, khơng có ý nghĩa thống kê giải thích ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nông hộ Như trình bày phần trên, kết phản ảnh chất sản xuất lúa nông hộ ĐBSCL sản xuất manh mún (quy mô sản xuất nhỏ) Do quy mô sản xuất nhỏ nên nông hộ khó vay hay vay từ tổ chức tín dụng thức thể cặp so sánh (2) so với (1), nơng hộ tăng mua chịu vật tư Đây mối quan hệ bổ sung tín dụng thức mua chịu vật tư nông nghiệp Khi vay đầy đủ từ tín dụng thức nơng hộ tìm đến mua chịu vật tư nông nghiệp Ngược lại, nông hộ có diện tích đất nhiều (quy mơ sản xuất lớn) nơng hộ dễ vay từ tổ chức tín dụng thức nên mua chịu vật tư thể cặp so sánh (5) so với (4), (4) so với (3) (3) so với (2)) Đây mối quan hệ thay tín dụng thức mua chịu vật tư nông nghiệp Đúng với kỳ vọng lý thuyết nông hộ giảm mua chịu vật tư nơng nghiệp giảm hạn chế tín dụng thức Kết bảng cho thấy, ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nông hộ trường hợp quan hệ thay có hệ số ảnh hưởng tăng dần (từ – 1,723 đến – 0,378) Điều cho thấy nơng hộ vay nhiều tiền mua chịu Tuy nhiên, cặp so sánh cuối (6) so với (5) hệ số ảnh hưởng khơng có ý nghĩa thống kê, nghĩa nơng hộ vay đạt mức gần với nhu cầu khơng có mua chịu vật tư nơng nghiệp 97 Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại phân phối” lần năm 2020 Kết luận Trên sở lý thuyết ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp, viết sử dụng phương pháp PSM để ước lượng ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp nông hộ trồng lúa Ở bước phương pháp PSM với phương pháp hồi quy Probit 1.168 nông hộ trồng lúa, kết nhận biến giatridati, thunhapi hocvani có hệ số âm mức ý nghĩa 10%, 5% 5% Hai biến có hệ số dương gioitinhi mức ý nghĩa 10% biến khoangcachtctdi mức ý nghĩa 1% Bước phương pháp ước lượng cho thấy, tín dụng thức lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp nông hộ ĐBSCL có mối quan hệ thay Tuy nhiên, chia mức độ hạn chế tín dụng thành nhiều nhóm để xem xét, nơng hộ bị hạn chế tín dụng nhiều tín dụng thức mua chịu vật tư có mối quan hệ bổ sung (trường hợp (2) so với (1)) Ngược lại, nơng hộ tăng dần khả tiếp cận tín dụng mối quan hệ tín dụng thức lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp thay Khi nông hộ vay tổ chức tín dụng thức gần với nhu cầu tín dụng thức mua chịu vật tư nơng hộ khơng có mối quan hệ Từ kết phân tích cho thấy tăng khả tiếp cận tín dụng thức điều kiện tốt sản xuất lúa nơng hộ tín dụng thức mua chịu vật tư nơng nghiệp có mối quan hệ thay Để làm điều trước tiên, Chính phủ cần có sách bình ổn giá lúa để giảm thiểu rủi ro cho nông hộ TCTD giá nông sản ổn định thu nhập nơng hộ cải thiện từ điều chỉnh kế hoạch sản xuất cho phù hợp với thị trường Ngoài ra, TCTD xem xét mở thêm điểm giao dịch xã thay tập trung chợ huyện hay thị tứ tuyển dụng người địa phương vào làm việc họ hiểu rõ người dân xứ nên giúp giảm thiểu rủi ro chi phí giao dịch cho tổ chức tín dụng Để bảo tồn vốn, TCTD u cầu người vay chấp tài sản, đặc biệt giấy chứng nhận quyền sử dụng đất Tuy nhiên, số hộ khơng có tài sản chấp nhu cầu vốn cho sản xuất lại cao cấp thiết Do đó, TCTD cần xem xét việc cho vay thông qua bảo lãnh hội hay tổ (nhóm) hợp tác Nơng hộ cần dụng yếu tố đầu vào sản xuất lúa hợp lý, đặc biệt giảm lượng vật tư nơng nghiệp phân bón thuốc bảo vệ thực vật thực tế nông hộ sử dụng phân bón thuốc bảo vệ thực vật mức cần thiết sản xuất lúa Giảm sử dụng thuốc bảo vệ thực vật giảm thiểu áp lực HCTD áp lực mua chịu vật tư nông hộ Để điều trở thành thực, quan quản lý nhà nước cần ban hành tiêu chuẩn kỹ thuật sử dụng phân bón, thuốc bảo vệ thực vật, bên cạnh hàng rào kỹ thuật để hạn chế việc sử dụng liều, hạn chế việc sản xuất nhập loại thuốc có chứa chất độc hại vượt mức quy định Về phía nơng hộ, để đảm bảo sử dụng yếu tố đầu vào hợp lý cần tham gia lớp tập huấn chương trình ba giảm – ba tăng hay phải – năm giảm Bên cạnh đó, nơng hộ cần tăng cường học tập nâng cao kiến thức để tiếp thu khoa học – công nghệ ứng dụng sản xuất sử dụng hiệu yếu tố đầu vào nhằm giảm áp lực vay tăng suất sản xuất lúa./ TÀI LIỆU THAM KHẢO Aaronson, D., R W Bostic, P Huck and R Townsend (2004) Supplier relationships and small business use of trade credit Journal of Urban Economics, 55(1), pp 46-67 Abbink, K., Irlenbusch, B And Renner, E (2006) Group size and social ties in microfinance institutions Economic Inquiry, 44(4), 614–628 Alesina, A., Giuliano, P and Nunn, N (2013) On the origins of gender roles: Women and the plough Quarterly Journal of Economics, 128(2), 469–530 Awunyo-Vitor, D., Al-Hassan, R.M., Sarpong, D.B and Egyir, I (2014) Agricultural credit rationing in Ghana: What formal lenders look for? Agricultural Finance Review, 74(3), 364–378 Baird, T.D & Gray C.L (2014) Livelihood diversification and shifting social networks of exchange: A social network transition? World Development, 60, 14–30 98 Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại phân phối” lần năm 2020 Bellucci, A., Borisov, A & Zazzaro, A (2013) Do banks price discriminate spatially? Evidence from small business lending in local credit markets Journal of Banking & Finance, 37, 4183– 4197 Bell, C., T N Srinivasan and C Udry (1997b) Rationing, Spillover, and Interlinking in Credit Markets: The Case of Rural Punjab Oxford Economic Papers, 49(4), pp 557-585 Bento, A M and Jacobsen, M (2007) Ricardian rents, environmental policy and the double-dividend hypothesis Journal of Environmental Economics and Management, 53, 17–31 Berger, A.N., Espinosa-Vega, M.A and Frame, W.S (2011) Why borrowers pledge collateral? New empirical evidence on the role of asymmetric information Journal of Financial Intermediation, 20, 55–70 10 Briggeman, B.C., Towe, C and Morehart, M.J (2009) Credit constraints: Their existence, determinants, and implications for US farm and nonfarm sole proprietorships American Journal of Agricultural Economics, 91(1), 275–89 11 Ciaian, P., Fałkowski, J and & Kancs, D A (2012) Access to credit, factor allocation and farm productivity: Evidence from the CEE transition economies Agricultural Finance Review, 72(1), 22–47 12 Chung, I (1995) Market choice and effective demand for credit: The roles of borrower transaction costs and rationing constraints Journal of Economic Development, 20(2), pp 23-44 13 Cerqueiro, G., Degryse, H & Ongena, S (2011) Rules versus discretion in loan rate setting Journal of Financial Intermediation, 20, 503–529 14 Conning, J (2001) Mixing and Matching Loans: Complementarity and Competition amongst lenders in a Rural Credit Market in Chile 15 Dufhues, T., Buchenrieder, G and Hoang, D.Q (2012) Social capital and loan repayment performance in Northern Vietnam Agricultural Economics, 43, 277–292 16 Feder, G., Lau, L J., Lin, J Y and Luo, X (1990) The relationship between credit and productivity in Chinese agriculture: A microeconomic model of disequilibrium American Journal of Agricultural Economics, 72, 1151–1157 17 Fischer, R., Huerta, D and Valenzuela, P (2019) The inequality-credit nexus Journal of International Money and Finance, 91, 105–125 18 Fletschner, D (2009) Rural women’s access to credit: Market imperfections and intrahousehold dynamics World Development, 37(3), 618–631 19 Floro, M S and D Ray (1997) Vertical Links between Formal and Informal Financial Institutions Review of Development Economics, 1(1), pp 34-56 20 Franklin, S., Diagne, A., and Zeller, M (2008) Who is credit constrained? Evidence from rural Malawi Agricultural Finance Review, 68, 255-272 21 Freeman, H A., Ehui, S K., & Jabbar, M A (1998) Credit constraints and smallholder dairy production in the East African highlands: Application of a switching regression model Agricultural Economics, 19(1– 2), 33–44 22 Guirkinger, C (2008) Understanding the Coexistence of Formal and Informal Credit Markets in Piura, Peru World Development, 36(8), pp 1436-1452 23 Gupta, M R and S Chaudhuri (1997) Formal Credit, Corruption and the Informal Credit Market in Agriculture: A Theoretical Analysis Economica, 64 (254), pp 331-343 24 Giannetti, M., M Burkart and T Ellingsen (2004) What You Sell is What You Lend? Explaining Trade Credit Contracts, C.E.P.R Discussion Papers 25 Giné, X (2010) Access to capital in rural Thailand: An estimated model of formal vs informal credit Journal of Development Economics, In Press, Corrected Proof 26 Howorth, C and B Reber (2003) Habitual Late Payment of Trade Credit: An Empirical Examination of UK Small Firms Managerial and Decision Economics, 24(6/7), pp 471-482 99 Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại phân phối” lần năm 2020 27 Huyghebaert, N (2006) On the Determinants and Dynamics of Trade Credit Use: Empirical Evidence from Business Start-ups Journal of Business Finance & Accounting, Vol 33, No 1-2, pp 305-328, January/March 2006 28 Jain, S (1999) Symbiosis vs crowding-out: the interaction of formal and informal credit markets in developing countries Journal of Development Economics, 59(2), pp 419-444 29 Katchova, A L (2010) Agricultural contracts and alternative marketing options: A matching analysis Journal of Agricultural and Applied Economics, 42, 261–276 30 Kislat, C., Menkhoff, L and Neuberger, D (2017) Credit market structure and collateral in rural Thailand Economic Notes, 9999, 1–46 31 Kochar, A (1997) An empirical investigation of rationing constraints in rural credit markets in India Journal of Development Economics, 53(2), pp 339-371 32 Kuwornu, J K M., Ohene-Ntow, I D., & Asuming-Brempong, S (2012) Agricultural credit allocation and constraint analyses of selected maize farmers in Ghana British Journal of Economics, Management & Trade, 2(4), 353–374 33 Lê Khương Ninh Phạm Văn Hùng (2011) Các yếu tố định lượng vốn vay thức nơng hộ Hậu Giang Tạp chí Ngân hàng, 9, 42–48 34 Mushinski, D W (1999) An analysis of offer functions of banks and credit unions in Guatemala Journal of Development Studies, 36(2), pp 88 - 112 35 Nilsen, J H (2002) Trade Credit and the Bank Lending Channel Journal of Money, Credit and Banking, 34(1), pp 226-253 36 Pham, B D and Izumida, Y (2002) Rural Development Finance in Vietnam: A Microeconometric Analysis of Household Surveys World Development, 30(2), 319–335 37 Peterson, M A and R G Rajan (1997) Trade Credit: Theories and Evidence The Review of Financial Studies, 10(3), pp 661-691 38 Pufahl, A and Weiss, C R (2009) Evaluating the effects of farm programmes: Results from propensity score matching European Review of Agricultural Economics, 36, 79–101 39 Qin, M., Wachenheim, C.J., Wang, Z and Zheng, S (2018) Factors affecting Chinese farmers’ microcredit participation Agricultural Finance Review, 79(1), 48–59 40 Roberts, M J and Key, N (2008) Agricultural payments and land concentration: A semiparametric spatial regression analysis American Journal of Agricultural Economics, 90, 627–643 41 Shoji, M., Kasahara, R., Aoyagi, K and Sawada, Y (2012) Social capital formation and credit access: Evidence from Sri Lanka World Development, 40(12), 2422–2536 42 Sumane, S., Kunda, I., Knickel, K., Strauss, A., Tisenkofs, T., Rios, I.I, Rivera, M., Chebach, T and Ashkenazy, A (2018) Local and farmers’ knowledge matters! How integrating informal and formal knowledge enhances sustainable and resilient agriculture Journal of Rural Studies, 59, 232–241 43 Winter-Nelson, A and Temu, A A (2005) Liquidity constraints, access to credit and pro-poor growth in rural Tanzania Journal of International Development, 17, 867–882 44 Witte, T., DeVuyst, E.A., Whitacre, B and Jones, R (2015) Modeling the impact of distance between offices and borrowers on agricultural loan volume Agricultural Finance Review, 75(4), 484–498 100 ... nông hộ giảm mua chịu vật tư nông nghiệp giảm hạn chế tín dụng thức Kết bảng cịn cho thấy, ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nông hộ trường hợp quan hệ thay có hệ số ảnh. .. số ảnh hưởng mang dấu âm nông hộ giảm hạn chế tín dụng Ở cặp so sánh cuối hệ số ảnh hưởng mang dấu dương, ý nghĩa thống kê giải thích ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư. .. vực viết ? ?Ảnh hưởng hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp nông hộ trồng lúa ĐBSCL” thực nhằm tạo hiểu biết tốt mối quan hệ tín dụng thức mua chịu vật tư nơng hộ Từ đó, viết