nghiệp
Tín dụng chính thức với lợi thế là lãi suất phù hợp nhưng bất lợi là điều kiện vay rườm rà và thời gian chờ đợi lâu. Còn mua chịu vật tư nông nghiệp thì đáp ứng nhanh nhu cầu của nông dân nhưng trở ngại lớn nhất là lãi suất lên hơn 29,3%/năm. Như vậy cần có những biện pháp để các chủ cửa hàng vật tư nông nghiệp có những ưu đãi khi vay ngân hàng để họ có thể giảm lãi suất khi cho nông dân mua chịu và số tiền bán vật tư nông nghiệp cho nông dân có thể tăng lên.
CHƯƠNG 6
KÊT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 6.1 KẾT LUẬN
Trên cơ sở tìn hiểu và phân tích về thực trạng mua chịu vật tư nông nghiệp của huyện Cờ Đỏ thành phố Cần Thơ trong 2 năm là 2011 và 2012. Đề tài đã sử dụng mô hình hồi quy Probit để xử lý thông tin sơ cấp thu thập được từ bảng câu hỏi của 110 nông hộ nhằm tìm ra các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua chịu vật tư nông nghiệp của các hộ nông dân và mô hinhg Tobit để tìm ra các yếu tố ảnh hưởng đến lượng tiền mua chịu. Đề tài nghiên cứu đã cho ra một số kết luận sau:
- Thứ nhất:thị trường tín dụng ở huyện Cờ Đỏ được chia làm ba khu vực điển hình đó là khu vực tín dụng chính thức, khu vực tín dụng phi chính thức và khu vực tín dụng bán chính thức. Trong đó, khu vực tín dụng phi chính thức chiếm tỷ trọng cao nhất hơn 80,9% trong đó mua chịu vật tư nông nghiệp chiếm đa số trong tín dụng phi chính thức. Cho thấy rằng tầm quan trọng của loại hình mua chịu vật tư nông nghiệp trong thị trường tín dụng nông thôn. Kết quả này phù hợp với lập luận Floro và Ray (1997) cho rằng: tín dụng chính thức và phi chính thức luôn tồ tại song hành cùng nhau. Nhưng qua nghiên cứu chỉ ra thực tế rằng người nông dân chịu thua thiệt mọi điều trong canh tác nông nghiệp đó là đầu vào khi họ mua vật tư nông nghiệp dù mua tiền mặt giá thấp hơn so mới mua chịu nhưng đều phải gánh một phần lãi suất không hề nhỏ với lãi suất là 32,4%/năm. Lãi xuất này cao hơn rất nhiều so với lãi suất tín dụng chính thức khoảng 13%/năm. Nhưng những rào cản của tín dụng chính thức đã làm cho nông dân không thể tiếp cận được với tín dụng chính thức mà đành phải vụ mùa này sang vụ mùa khác vẫn mua chịu vật tư nông nghiệp. Còn đầu ra của người nông dân do đa số điều kiện giao thông không thuận lợi nên người dân phải bán cho thương lái vì thế bị ép giá là điều không tránh khỏi.
- Thứ hai: Từ kết quả nêu trên, đề tài tiếp tục nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua chịu vật tư nông nghiệp của nông dân, kết quả mô hình chỉ ra rằng: khoảng cách từ nông hộ đến cửa hàng vật tư nông nghiệp, thời gian quen biết, thời gian sống ở địa phương là những nhân tố quyết định khả nằng mua chịu vật tư nông nghiệp của nông dân.
- Thứ ba:Kết quả mô hình Tobit cũng cho thấy: giá trị đất nông nghiệp, thu nhập, thời gia quen biết, thời gian sống ở địa phương là bốn nhân tố tác động đến lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp của nông dân.
Qua kết quả trên có thể thấy được tầm quan trọng của tín dụng phi chính thức mà điển hình là mua chịu vật tư nông nghiệp nó đáp ứng kip thời nhu cầu của nông dân và nó giúp lưu chuyển vốn một cách nhanh chóng trong thị trường tín dụng nông thôn. Tuy có những lợi thế nhu vậy nhưng không dễ để người nông dân chấp nhận mua chịu vì rào cản lãi suất và người bán cũng gặp phải những rủi ro nhất định từ người mua chịu.
6.2 KIẾN NGHỊ
6.2.1 Đối với cơ quan Nhà nước
Cần ban hành nhiều quy định pháp luật chặt chẽ hơn trong quan hệ mua bán chịu vật tư nông nghiệp để tránh tình trạng lãi suất quá cao dẫn đến tín dụng đen phát triển.
Tăng cường nguồn vốn phát triển nông nghiệp nông thôn. Phân bố hợp lý giữa các vùng miền. Đầu tư xây dựng cơ sở hạ tầng cho khu vực nông thôn đặc biệt là các xã nghèo còn gặp nhiều khó khăn.
Phát triển các ngành nghề thủ công truyền thống, đào tạo nghề cho người dân ở nông thôn để nâng cao thu nhập.
Đưa ra những phương thức canh tác nông nghiệp mới để giúp người nông dân tăng năng xuất và chất lượng nông sản đồng thời giảm chi phi. Tìm ra nhiều thị trường tiêu thụ sản phẩm nông sản mới để giúp người nông dân tăng được giá bán cho nông sản của mình.
Liên kết giữa tín dụng chính thức và tín dụng phi chính thức hài hòa hơn. Nếu khai thác và phối hợp tốt thì người nông dân sẽ sẽ có được nhiều nguồn tín dụng chất lượng cao hơn. Các chủ cửa hàng vật tư nông nghiệp có thể vay vốn từ các ngân hàng thương mại với lãi suất thích hợp để có thể mua vật tư nông nghiệp và bán chịu cho người nông dân với lãi suất ưu đãi hơn.
6.2.2 Đốivới chính quyền địa phương
Luôn giám sát các cửa hàng vật tư nông nghiệp trên địa bàn để kiểm soát về chất lượng vật tư nông nghiệp và lãi suất của các cửa hàng vật tư nông nghiệp để có những biện pháp xử phạt hợp lý nhằm bảo vệ quyền lợi cho người nông dân.
Phối hợp với các cửa hàng nông nghiệp trên địa phương mở các lớp huấn luyện cho nông dân về kỹ thuật sử dụng vật tư nông nghiệp có hiệu quả nhất.
Phối hợp với các trung tâm kỹ thuật nông nghiệp để cung cấp cho nông dân các loại giống cay trồng vật nuôi tốt nhất để nông dân canh tác nông nghiệp có hiệu quả và đạt năng suất cao hơn.
6.2.3 Đối với hộ nông dân
Cần luôn tiếp nhận những phương pháp sản xuất nông nghiệp với vào trong thực tiễn thay thế cho những phương thức canh tác đã lạc hậu. Ngày càng nâng cao trình độ tay nghề lên để canh tác nông nghiệp có hiệu quả làm tăng thu nhập. Giảm thiểu được những thất thoát vật tư nông nghiệp để giảm chi phí cho mình.
Sử dụng vốn vay đúng mục đích để giảm rủi ro và giữ được uy tín với các cửa hàng vật tư nông nghiệp.
Cần sử dụng vật tư nông nghiệp một cách hiệu quả nhất để giảm thiểu sâu bệnh đồng thời có thể nâng cao thu nhập giúp cho quá trình trả nợ vật tư nông nghiệp đúng với thời gian đã thỏa thuận.
TÀI LIỆU THAM KHẢO A. Tài liệu tiếng Việt
1. Cao Văn Hơn và Lê Khương Ninh (2012), “Tín dụng thương mại : trường
hợp mua chịu vật tư nông nghiệp của nông hộ ở An Giang”. Kỷ yếu khoa hoc 2012
2. Lê Khương Ninh (2004). Tài chánh vi mô – giải pháp tài chánh cho mọi người. Khoa Kinh Tế, trường Đại học Cần Thơ.
3. Lê Khương Ninh (2011). Giải pháp hạn chế tín dụng phi chính thức ở
nông thôn. Tạp chí Ngân hàng (Số 5/2011).
4. Lê Khương Ninh và Nguyễn Văn Ngân (2005) “Những nhân tố quyết định đến việc tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ ở ĐBSCL”. Kỷ yếu nghiên cứu khoa học chương trình Việt Nam – Hà Lan NPT.
5. Mai Văn Nam (2006), giáo trình kinh tế lượng, NXB Thống Kê, tpHCM.
6. Nguyễn Khánh Duy (2010). Bài giảng: Khai thác dữ liệu khảo sát mức
sống hộ gia đình Việt Nam (VHLSS) để làm đề tài nghiên cứu – sử dụng
phần mềm STATA. Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright, trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh.
7. Nguyễn Thị Mai Ánh (2012), “Phân tích khả năng tiếp cận vốn tín dụng của hộ nuôi tôm ở Bạc Liêu”, Luận văn thạc sĩ kinh tễ chuyên ngành tài chính ngân hàng, Đại học Cân Thơ.
8. Phạm Văn Dương (2010), “Phân tích khả năng tiếp cận tín dụng của nông hộ ở tỉnh An Giang”, Luận văn thạc sĩ kinh tế, Đại học Cần Thơ.
9. Thái Văn Đại (2010). “Nghiệp vụ kinh doanh ngân hàng thương mại, Tủ sách Trường Đại học Cần Thơ’.
10.Số liệu niêm giám thống kê huyện Cờ Đỏ, 2012.
B. Tài liệu tiếng Anh
1. Burkart, M. and Ellingsen, T. (2004). In-Kind Finance: A Theory of Trade Credit. American Economic Review 94(3), tr. 596–590.
2. Fabbri, D. and Menichini, A.M. (2010). Trade Credit, Collateral Liquidation, and Borrowing Constraints. Journal of Financial Economics
96, tr. 413–432.
3. Pike, R., Cheng, N.S., Cravens, K. and Lamminmaki, D. (2005). Trade Credit Terms: Asymmetric Information and Price Discrimination Evidence from Three Continents. Journal of Business Finance and Accounting
32(5), tr. 1197–1236.
4. Rohner, D. (2011). Reputation, Group Structure and Social Tensions.
Journal of Development Economics 96(2), tr. 188–199.
5. Tanaka, T. and Nguyen, Q. (2008). Rosca as a Saving Commitment Device for Sophisticated Discounters: Field Experiment from Vietnam. Arizona State University, USA.
PHỤ LỤC
Phụ lục 1: Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua chịu vật tư nông nghiệp của nông dân
Probit regression Number of obs = 110 LR chi2(9) = 52.01 Prob > chi2 = 0.0000 Log likelihood = -24.61766 Pseudo R2 = 0.5137
--- COMUACHIU | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] ---+--- GIATRIJDATNN | -.0007095 .00079 -0.90 0.369 -.0022579 .0008389 KHOANGCACH | -.2937747 .1416101 -2.07 0.038 -.5713254 -.016224 TUOI | -.0053134 .0169182 -0.31 0.753 -.0384725 .0278458 TGQUENBIET | .03953 .015997 2.47 0.013 .0081766 .0708835 TGSONGDP | .030244 .0174146 1.74 0.082 -.003888 .0643759 THUNHAP | -.0036985 .0324533 -0.11 0.909 -.0673059 .0599088 DIAVIXH | -.0356161 .4632552 -0.08 0.939 -.9435796 .8723474 VAYCT | .112178 .4854813 0.23 0.817 -.8393478 1.063704 GIOITINH | .3901772 .581858 0.67 0.502 -.7502436 1.530598 _cons | 1.673821 1.675502 1.00 0.318 -1.610102 4.957743 --- Note: 0 failures and 2 successes completely determined.
. dprobit COMUACHIU GIATRIJDATNN KHOANGCACH TUOI TGQUENBIET TGSONGDP THUNHAP DIAVIXH VAYCT GIOITINH
Iteration 0: log likelihood = -50.620285 Iteration 1: log likelihood = -30.209597 Iteration 2: log likelihood = -26.052104 Iteration 3: log likelihood = -24.801722 Iteration 4: log likelihood = -24.626441 Iteration 5: log likelihood = -24.617734 Iteration 6: log likelihood = -24.61766 Iteration 7: log likelihood = -24.61766
Probit regression, reporting marginal effects Number of obs = 110 LR chi2(9) = 52.01 Prob > chi2 = 0.0000 Log likelihood = -24.61766 Pseudo R2 = 0.5137
--- COMUAC~U | dF/dx Std. Err. z P>|z| x-bar [ 95% C.I. ] ---+--- GIATRI~N | -.0000301 .0000413 -0.90 0.369 1006.73 -.000111 .000051 KHOANG~H | -.0124657 .0133276 -2.07 0.038 6.32518 -.038587 .013656 TUOI | -.0002255 .0007377 -0.31 0.753 49.8273 -.001671 .00122 TGQUEN~T | .0016774 .0015261 2.47 0.013 49.8227 -.001314 .004668 TGSONGDP | .0012833 .0015279 1.74 0.082 35.1364 -.001711 .004278 THUNHAP | -.0001569 .0014515 -0.11 0.909 25.6779 -.003002 .002688 DIAVIXH*| -.0015293 .0201129 -0.08 0.939 .345455 -.04095 .037891 VAYCT*| .0046768 .0198843 0.23 0.817 .418182 -.034296 .043649 GIOITINH*| .0213169 .0428753 0.67 0.502 .790909 -.062717 .105351 ---+--- obs. P | .8272727
pred. P | .9828711 (at x-bar)
--- (*) dF/dx is for discrete change of dummy variable from 0 to 1
. corr COMUACHIU GIATRIJDATNN KHOANGCACH TUOI TGQUENBIET TGSONGDP THUNHAP DIAVIXH VAYCT GIOITINH
(obs=110)
| COMUAC~U GIATRI~N KHOANG~H TUOI TGQUEN~T TGSONGDP THUNHAP DIAVIXH VAYCT GIOITINH ---+--- COMUACHIU | 1.0000 GIATRIJDATNN | 0.3927 1.0000 KHOANGCACH | -0.5235 -0.7336 1.0000 TUOI | 0.0015 0.0058 0.0001 1.0000 TGQUENBIET | 0.4965 0.6321 -0.6654 -0.0019 1.0000 TGSONGDP | 0.2486 0.2638 -0.1609 0.2910 0.1261 1.0000 THUNHAP | 0.3053 0.6478 -0.6772 0.0149 0.5707 0.1198 1.0000 DIAVIXH | 0.0791 0.0576 -0.2766 -0.0073 0.0968 0.0244 0.2120 1.0000 VAYCT | -0.1002 0.1049 0.0979 -0.0317 0.0137 0.0405 -0.0823 0.0042 1.0000 GIOITINH | 0.0016 -0.0300 0.1630 -0.2225 -0.0342 0.0290 -0.0648 -0.0966 -0.0626 1.0000
Phụ lục 2: Các yếu tố ảnh hưởng đễn lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp của nông dân
. tobit SOTIEN GIATRIDATNN KHOANGCACH TUOI TGQUENBIET TGSONGDP THUNHAP DIAVIXH VAYCT, ll
Tobit regression Number of obs = 110 LR chi2(8) = 210.96 Prob > chi2 = 0.0000 Log likelihood = -400.0718 Pseudo R2 = 0.2086
--- SOTIEN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] ---+---