Nghiên cứu này sử dụng bộ số liệu có sẵn nên có một số hạn chế nhất định. Thứ nhất, không có thông tin về động cơ vay vốn của các hộ nghèo. Có thể những hộ vay vốn là tích cực tìm lối thoát nghèo hơn những hộ không vay hoặc có mối quan hệ tốt với người xét duyệt. Nếu điều này xảy ra thì việc chia hộ nghèo thành hai nhóm sẽ không mang tính ngẫu nhiên, làm giảm mức độ chính xác trong đánh giá tác động của tín dụng. Tuy nhiên, sử dụng phương pháp Khác biệt kép cũng giúp hạn chế phần nào nhược điểm này.
Thứ hai, nghiên cứu này sẽ có ý nghĩa hơn nếu có thêm thông tin về khoảng cách từ nơi ở của hộ nghèo đến trung tâm, đến điểm giao dịch gần nhất của ngân hàng, đến chợ Nhưng rất tiếc không thể khai thác từ bộ dữ liệu này.
Thứ ba, nghiên cứu chỉ mới chú trọng đến đánh giá tác động của tín dụng lên thu
nhập và chi tiêu trong khi tín dụng có thể đem lại nhiều lợi ích khác như cải thiện sức khỏe, giáo dục, môi trường sống, cho hộ nghèo. Do những lợi ích này khó đo lường và thiếu thông tin nên nghiên cứu này chưa đánh giá được.
Để có kết quả chính xác hơn trong đánh giá tác động của tín dụng đến giảm nghèo,
các nghiên cứu tiếp theo nên xây dựng một bộ số liệu riêng để khắc phục những hạn chế này, và nên xem xét tác động của tín dụng ở cả khu vực thành thị./.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
TIẾNG VIỆT
1.AAID (2003), Chương trình phân tích hiện trạng nghèo đói vùng Đồng bằng sông Cửu Long, Báo cáo tổng hợp giai đoạn 1.
2.Lê Xuân Bá và đ.t.g (2001), Nghèo đói và xóa đói giảm nghèo ở Việt Nam, NXB Nông Nghiệp, Hà Nội.
3.Phạm Vũ Lửa Hạ (2003), Phát triển hệ thống tín dụng nông thôn , Làm gì cho nông thôn Việt Nam, NXB TP. HCM.
4.Nguyễn Trọng Hoài (2005), Nghiên cứu ứng dụng các mô hình kinh tế lượng phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến nghèo đói và đề xuất giải pháp xóa đói giảm nghèo ở Đông Nam Bộ, Đề tài Khoa học và Công nghệ cấp Bộ, Trường Đại học Kinh tế TP. HCM.
5. Nguyễn Minh Kiều (1995), Tiền tệ, tín dụng ngân hàng và thanh tóa quốc tế, Trường Đại học Kinh tế TP.HCM.
6.Liên Hợp Quốc (1995), Xóa đói giảm nghèo ở Việt Nam, Hà Nội.
7. Mankiw, N. Gregory (2003), Nguyên lý kinh tế học, NXB Thống kê, Hà Nội.
8.Morduch, Jonathan (2005), Hứa Hẹn Tài chính vi mô, Bản dịch của Chương trình Giảng dạy kinh tế Fulbright, TP. HCM.
9.Nhóm Tác chiến Bản đồ Nghèo đói liên Bộ (2003), Đói nghèo và bất bình đẳng ở Việt Nam, các yếu tố về khí hậu, nông nghiệp và không gian, Viện Nghiên cứu Chính sách Lương thực Quốc tế và Viện Nghiên cứu, Hà Nội.
10.Nguyễn Xuân Thành (2006), Phân tích tác động của chính sách công: Phương pháp ước lượng khác biệt trong khác biệt , Bài giảng môn Thẩm định dự án Đầu tư công, Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright, TP. HCM.
11.Nguyễn Xuân Thành (2006), Ước lượng suất sinh lợi của việc đi học tại Việt Nam: Phương pháp khác biệt trong khác biệt , Bài giảng môn Thẩm định dự án Đầu tư công, Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright, TP. HCM.
12.Văn Phòng Chính Phủ, Chương trình phát triển Liên Hợp Quốc, Viện Phát triển Kinh tế Ngân hàng Thế giới (1997), Xóa đói giảm nghèo, Tài liệu Đào tạo Quản lý Kinh tế, NXB Hà Nội.
13.WB (2004), Báo cáo phát triển thế giới 2004: Cải thiện dịch vụ để phục vụ người nghèo, NXB Chính trị Quốc gia, Hà Nội.
14.WB (2009), Trợ cấp tiền mặt có điều kiện Giảm nghèo trong hiện tại và tương lai, Báo Cáo Nghiên cứu chính sách.
15.WB (2003), Báo cáo phát triển Việt Nam 2004: Nghèo, Hà Nội.
16.WB (1999), Tấn công nghèo đói, Hà Nội.
17.WB và Bộ phận phát triển quốc tế của Sứ quán Anh phối hợp với các Tổ chức phi Chính phủ Action Aid Việt Nam, Oxfam (Anh), Save the Children (Anh) và Vietnam-Sweden MRDP (1999), Việt Nam Tiếng nói của người nghèo.
18.WB khu vực Đông Á và Thái Bình Dương, Vụ khu vực 1 (1995), Việt Nam Đánh giá sự nghèo đói và chiến lược.
TIẾNG ANH
19.Aghion, Beatriz Armendáriz de., Morduch, Jonathan (2005), The Economics of Microfinace, Massachusetts Institute of Technology, USA.
20.Baker, Judy L. (2000), Evaluating the Impact of Development Projects on Poverty: A Handbook for Paractittioners, The World Bank, Washington DC.
21.Copestake, James , Bhalotra, Sonia, and Johnson, Susan (2000), Assessing The Impact Of Microcredit On Poverty: A Zambian Case Study, Centre for Development Studies, University of Bath, UK.
22.Diagne, Aliou (1998), Impact of Access to Credit on Income and Food Security in Malawi , A Discussion Papers, No. 46.
23.Gulli, Hege (1998), Microfinance and Poverty: Questioning the Conventional Wisdom, Inter - American Development Bank, New York.
24.Johnson, Susan and Rogaly, Ben (1997), Microfinace and Poverty Reduction,
Oxfam Publication, UK.
25.Khandker, Shahidur R. (2009), Welfare Impacts of Rural Electrification: An Evidence From Viet Nam, World Bank.
26.Margaret Madajewicz (1999), The Impact of Lending Programs on Poverty in Bangladesh, Colombia University.
27.Marguerite S. Robinson (2001), The Microfinance Revolution, WB
28.Park, Albert, Brandt, Loren, and Giles, John (1997), Giving Credit Where Credit Is Due: The Changing Role of Rural Financial Institution in China, The William Davison Institute at The University of Michigan Business School.
29.Ravallion, Martin (2009), A Comparative Perspective on Poverty Reduction in Brazil, China and India , A World Bank Policy Research Working Paper, truy cập ngày 17/02/2010 tại địa chỉ: http://econ.worldbank.org.
30.Verner, Dorte (2005), Poverty in Rural and Semi-Urban Mexico During 1992- 2002 , A World Bank Policy Research Working Paper, truy cập ngày 19/04/2010 tại địa chỉ: http://econ.worldbank.org.
31.Wolz, Axel, Fritzsch, Jana and Reinsberg, Klaus (2005), The Impact of Social Capital on Farm and Household Income: Results of a Survey among Individual Farmers in Poland, UK.
32.Zaman, Hassan (1999), Assessing the Impact of Micro-Credit on Poverty and Vulnerability in Bangladesh, World Bank Development Economics Office of Senior Vice President and Chief Economist.
33.Zeller, Manfred and Sharma, Manohar (2006), Rural Finance and Poverty Alleviation, A Policy Report of International Food Policy Research Institute, Washington DC, USA.
PHỤ LỤC
Dưới đây trình bày phụ lục về kết quả hồi qui trước và sau khi đã điều chỉnh hiện tượng phương sai sai số thay đổi (HET) được thực hiện trên Eview để ước lượng tác động của tín dụng đối với mức sống của người nghèo và một số kiểm định thống kê cần thiết. Đối với mỗi mô hình, quá trình ước lượng được thực hiện theo các bước: bước 1, hồi qui thông thường; bước 2, kiểm định White về hiện tượng phương sai sai số thay đổi, nếu thấy P(n*R2) <10%, chứng tỏ mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi thì thực hiện bước 3, ước lượng ma trận đồng phương sai nhất quán để điều chỉnh sai số chuẩn trong phép hồi qui ban đầu. Mặc dù phương pháp này không loại bỏ hoàn toàn được HET nhưng kết quả chính xác hơn vì đã điều chỉnh cho phương sai và duy trì phương sai nhất quán.
Phụ lục 1. Kết quả hồi quy trên Eview về Tác động của tín dụng và các yếu tố khác đến thu nhập của hộ nghèo
Phụ lục 1.1: Kết quả hồi qui 1
Biến phụ thuộc: Thu nhập thực/người/tháng (1000 đồng)
Tên biến độc lập Hồi qui chưa chỉnh HET Hồi qui đã chỉnh HET
Hệ số hồi qui Trị thống kê T
Pvalue Hệ số hồi qui Trị thống kê T Pvalue Tung độ gốc 206.127 20.005 0.0000 206.127 22.614 0.0000 Nhóm hộ -11.133 -0.780 0.4360 -11.133 -0.924 0.3561 Thời gian 15.100 1.036 0.3007 15.100 1.099 0.2725 Thời gian*Nhóm hộ 42.854 2.122 0.0344 42.854 2.132 0.0336 Tổng số quan sát 434 434 R2 điều chỉnh 0.043 0.043 Prob(F-statistic) 0.000286 0.000286
8)=β(9 = 11)= 12)=
(8 β(9
Phụ lục 1.2. Kết quả hồi qui 2: Đưa thêm các biến kiểm soát khác vào mô hình
Biến phụ thuộc: Thu nhập thực/người/tháng (1000 đồng)
Tên biến độc lập Hồi qui chưa chỉnh HET Hồi qui đã chỉnh HET
Hệ số hồi qui Trị thống kê T Pvalue Hệ số hồi qui Trị thống kê T Pvalue Tung độ gốc 201.370 7.381 0.0000 201.370 8.305 0.0000 Nhóm hộ -5.997 -0.424 0.6721 -5.997 -0.520 0.6034 Thời gian 16.193 1.160 0.2466 16.193 1.291 0.1975 Thời gian*Nhóm hộ 39.323 2.046 0.0413 39.323 2.058 0.0402 Qui mô hộ -10.754 -3.916 0.0001 -10.754 -4.119 0.0000 Trình độ giáo dục trung bình 6.609 3.130 0.0019 6.609 3.102 0.0021 Tỷ lệ thu nhập phi nông
nghiệp 57.150 3.659 0.0003 57.150 3.489 0.0005 Dân tộc -1.910 -0.149 0.8819 -1.910 -0.176 0.8601 Miền Nam -1.469 -0.111 0.9116 -1.469 -0.107 0.9145 Tuổi chủ hộ 0.280 0.837 0.4032 0.280 0.904 0.3666 Giới tính chủ hộ 0.745 0.063 0.9499 0.745 0.058 0.9537 Diện tích đất bình quân đầu người 0.001 0.203 0.8393 0.001 0.213 0.8314 Tổng số quan sát 434 434 R2 điều chỉnh 0.1293 0.1293 Prob(Fstatistic) 0.000000 0.000000
Phụ lục 1.3. Kiểm định Wald về ý nghĩa thống kê của hệ số hồi qui của các yếu tố: giới
tính của chủ hộ (Headmale), Dân tộc (Ethnic), Miền Nam (South), Diện tích đất canh tác bình quân đầu người (Landperca).
Giả thiết: H0:
H1: Có ít nhất một trong các hệ số β(11), β(12) khác 0
Mức ý nghĩa � � 5%.
β(8)=β(9)=β(11)=β(12)=0
8)= (9 = 11)= 12)= 8)(9)(1112
Wald Test:
Equation: EQ02THUNHAP
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 0.032307 (4, 422) 0.9980
Chi-square 0.129229 4 0.9980
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(8) -1.909874 10.83153
C(9) -1.468858 13.67194
C(11) 0.744763 12.83338
C(12) 0.001315 0.006174
Restrictions are linear in coefficients.
Kết quả kiểm định Wald trên Eview cho thấy: Pvalue =0.9980> � � 5%. Do đó,
không đủ điều kiện để bác bỏ giả thiết H 0. Nghĩa là , hay
không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Tức là các yếu tố: giới tính của chủ hộ, dân tộc, vùng và diện tích đất bình quân đầu người không có tác động đến thu nhập thực bình quân đầu người, vì vậy có thể đưa ra khỏi mô hình.
Phụ lục 1.4. Kết quả hồi qui 3: Đưa thêm biến tỷ lệ phụ thuộc và loại bỏ các biến giới tính của chủ hộ, dân tộc, vùng và diện tích đất ra khỏi mô hình
Biến phụ thuộc: Thu nhập thực/người/tháng (1000 đồng)
Tên biến độc lập Hồi qui chưa chỉnh HET Hồi qui đã chỉnh HET
Hệ số Trị thốngkê T Pvalue Hệ số Trị thốngkê T Pvalue
Tung độ gốc 206.469 8.461 0.0000 206.469 9.277 0.0000 Nhóm hộ 6.488 0.449 0.6540 6.488 0.540 0.5895 Thời gian 18.596 1.353 0.1769 18.596 1.502 0.1338 Thời gian*Nhóm hộ 25.142 1.293 0.1967 25.142 1.311 0.1907 Qui mô hộ -8.071 -3.091 0.0021 -8.071 -3.133 0.0018 β(8)=β(9)=β(11)=β(12)=0 β(8), β(9), β(11), β(12)
Trình độ giáo dục trung bình 6.462 3.405 0.0007 6.462 3.310 0.0010
Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp 52.806 3.809 0.0002 52.806 3.860 0.0001
Tuổi của chủ hộ 0.167 0.529 0.5974 0.167 0.549 0.5831
Tỷ lệ phụ thuộc -14.484 -3.191 0.0015 -14.484 -3.896 0.0001
R điều chỉnh 0.1554 0.1554
F-statistic 10.962 10.962
Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000
Phụ lục 1.5: Kiểm định mức độ thích hợp của mô hình hồi qui về mối quan hệ giữa thu nhập thực bình quân đầu người với tính dụng và các yếu tố khác.
Kết quả hồi qui cho thấy, trong cả 3 mô hình hồi qui về mối quan hệ giữa thu nhập
thực bình quân đầu người với tín dụng và các yếu tố khác, giá trị Prob(F-statistic)=0.000, luôn nhỏ hơn 1%, chứng tỏ cả ba mô hình đều có ý nghĩa thống kê. Trong đó, mô hình 3 có R2 điều chỉnh là 15,54%, cao hơn so với R2 điều chỉnh của hai mô hình còn lại nên mô hình phù hợp nhất là mô hình 3. Hệ số R2 điều chỉnh này không cao là do mẫu quan sát rãi đều khắp cả nước nên mức độ phân tán rất lớn. Tuy nhiên trong mô hình đa biến, hệ số R 2 điều chỉnh bằng 15.54% vẫn chấp nhận được.
Phụ lục 2: Các bước hồi qui trên Eview về tác động của tín dụng và các yếu tố khác lên chi tiêu thực cho đời sống bình quân người của hộ nghèo.
Phụ lục 2. 1. Kết quả hồi qui 1
Biến phụ thuộc: Chi tiêu đời sống thực/người/tháng (1000 đồng)
Tên biến độc lập
Hồi qui chưa chỉnh HET Hồi qui đã chỉnh HET
Hệ số hồi qui Trị thống kêT Pvalue Hệ số hồi qui Trị thống kêT Pvalue
Tung độ gốc 166.567 21.991 0.0000 166.567 20.449 0.0000 Nhóm hộ -9.125 -0.869 0.3851 -9.125 -0.972 0.3316 Thời gian 3.287 0.307 0.7591 3.287 0.295 0.7683 Thời gian*Nhóm hộ 37.191 2.505 0.0126 37.191 2.497 0.0129 Tổng số quan sát 434 434 R2 điều chỉnh 0.032 0.032 F-statistic 5.746 5.746 Prob(F-statistic) 0.000734 0.000734
9)=β(11)= (14 =
(91114
Phụ lục 2. 2. Kết quả hồi qui 2: Đưa thêm các biến kiểm soát khác vào mô hình
Biến phụ thuộc: Chi tiêu thực cho đời sống/người/tháng (1000 đồng)
Tên biến độc lập
Hồi qui chưa chỉnh HET Hồi qui đã chỉnh HET
Hệ số hồi qui t-stat Pvalue Hệ số hồi qui t-stat Pvalue
Tung độ gốc 131.924 6.433 0.0000 131.924 6.964 0.0000 Nhóm hộ 5.376 0.537 0.5917 5.376 0.629 0.5299 Thời gian 0.237 0.025 0.9801 0.237 0.024 0.9810 Thời gian*Nhóm hộ 29.056 2.164 0.0310 29.056 2.217 0.0272 Qui mô hộ -9.550 -4.855 0.0000 -9.550 -4.581 0.0000 Trình độ giáo dục trung bình 6.949 4.820 0.0000 6.949 5.037 0.0000 Tuổi của chủ hộ 0.416 1.797 0.0731 0.416 1.898 0.0584 Giới tính chủ hộ 21.059 2.613 0.0093 21.059 2.306 0.0216
Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp 5.994 0.562 0.5741 5.994 0.536 0.5924
Tỷ lệ phụ thuộc -5.457 -1.718 0.0865 -5.457 -2.044 0.0416
Diện tích đất bình quân đầu người 0.002 0.416 0.6775 0.002 0.523 0.6011
Dân tộc 16.224 1.760 0.0791 16.224 1.985 0.0478 Miền Nam 36.190 3.728 0.0002 36.190 3.238 0.0013 Miền Bắc -1.122 -0.137 0.8912 -1.122 -0.143 0.8860 Tổng số quan sát 434 434 R2 điều chỉnh 0.2516 0.2516 F-statistic 12.199 12.199 Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000
Phụ lục 2.3. Kiểm định Wald về ý nghĩa thống kê của hệ số hồi qui của các biến Tỷ lệ
thu nhập phi nông nghiệp (Nonfarinc), diện tích đất bình quân (landperca), Miền Bắc (North). Giả thiết: H 0: H1: Có ít nhất một trong các hệ số Mức ý nghĩa � � 5%. khác 0 Wald Test: Equation: EQ04CHITIEU
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 0.177525 (3, 420) 0.9116
β(9)=β(11)=β(14)=0
9)=β(11)=β(14)= 9) β(11) (14
Chi-square 0.532574 3 0.9117
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(9) 5.994414 11.18789
C(11) 0.001843 0.003524
C(14) -1.121966 7.818836
Kết quả kiểm định Wald trên Eview cho thấy: Pvalue =0.9116> � � 5%. Do đó,
không đủ điều kiện để bác bỏ giả thiết H 0. Nghĩa là , hay
không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Tức là không đủ cơ sở để khẳng định các yếu tố: tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp, Diện tích đất bình quân/người, Miền Bắc và diện tích đất bình quân đầu người có tác động đến thu nhập thực bình quân đầu người của hộ nghèo, vì vậy có thể đưa ra khỏi mô hình.
Phụ lục 2. 4.Kết quả hồi qui 3: Loại các biến không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi qui 2
Biến phụ thuộc: Chi tiêu thực cho đời sống/người/tháng (1000 đồng)
Tên biến độc lập
Hồi qui chưa chỉnh HET Hồi qui đã chỉnh HET
Hệ số hồi
qui Trị thốngkê T Pvalue Hệ số hồi qui Trị thốngkê T Pvalue
Tung độ gốc 133.279 7.439 0.0000 133.279 8.828 0.0000 Nhóm hộ 5.473 0.549 0.5835 5.473 0.642 0.5211 Thời gian -0.270 -0.029 0.9772 -0.270 -0.028 0.9779 Thời gian*Nhóm hộ 28.985 2.166 0.0309 28.985 2.215 0.0273 Qui mô hộ -9.468 -4.916 0.0000 -9.468 -4.499 0.0000 Trình độ giáo dục trung bình 6.974 4.871 0.0000 6.974 5.104 0.0000 Tuổi chủ hộ 0.401 1.777 0.0763 0.401 1.841 0.0664 Giới tính chủ hộ 21.410 2.673 0.0078 21.410 2.386 0.0175 Tỷ lệ phụ thuộc -5.657 -1.802 0.0723 -5.657 -2.175 0.0302 Dân tộc 16.791 2.026 0.0434 16.791 2.269 0.0238 Miền Nam 38.613 4.550 0.0000 38.613 4.048 0.0001 Tổng số quan sát 434 434 R2 điều chỉnh 0.2561 0.2561 β(9)=β(11)=β(14)=0 β(9),β(11),β(14)
F-statistic 15.907 15.907
Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000
Phụ lục 2.5: Kiểm định tính thích hợp của mô hình hồi qui về mối quan hệ giữa chi tiêu thực cho đời sống của hộ nghèo với tín dụng và các yếu tố khác.
Kết quả hồi qui cho thấy, trong cả 3 mô hình hồi qui về mối quan hệ giữa chi tiêu
thực cho đời sống bình quân đầu người với tín dụng và các yếu tố khác, giá trị Prob(F- statistic) =0.000, luôn nhỏ hơn 1%, chứng tỏ cả ba mô hình đều có ý nghĩa thống kê. Trong