Hầu hết các chương trình tín dụng cho người nghèo đều nhằm mục tiêu giúp người nghèo cải thiện mức sống, cụ thể như: cải thiện thu nhập, chi tiêu đời sống, nhà ở, cải thiện mức độ tiếp cận giáo dục, chăm sóc sức khỏe, môi trường sống Tùy theo từng chương trình cho vay khác nhau mà mục tiêu cụ thể cũng khác nhau. Chương trình cho người nghèo vay vốn để phát triển nhà ở có mục tiêu là giúp người nghèo cải thiện nhà ở, môi trường sống; Chương trình cho người nghèo vay vốn để phát triển chăn nuôi có mục tiêu là để cải thiện thu nhập cho hộ nghèo; Chương trình cho học sinh, sinh viên nghèo vay vốn có mục tiêu là cải thiện khả năng tiếp cận giáo dục cho người nghèo, nâng cao trình độ và năng lực cho người nghèo. Nói tóm lại, mỗi chương trình cho vay đều có một mục tiêu riêng, nhưng chung quy đều nhằm giúp người nghèo cải thiện được cuộc sống trong hiện tại (trang trải cho những nhu cầu cơ bản nhất) và thoát nghèo bền vững trong tương lai (cải thiện thu nhập và tự trang trải cuộc sống trong tương lai).
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1. Tác động của tín dụng đối với thu nhập của hộ nghèo
Để đánh giá xem tín dụng có giúp nâng cao mức sống của hộ nghèo hay không, đề tài tiến hành xem xét tác động của tín dụng đối với thu nhập của người nghèo bằng phương pháp Khác biệt trong khác biệt kết hợp hồi qui OLS. Kiểm định White cho thấy có hiện tượng phương saisai số thay đổi (HET) nên đề tài điều chỉnh bằng cách ước lượng ma trận hệ số đồng phương sai nhất quán của Het (phụ lục 1), kết quả được trình bày ở bảng 3 (đã điều chỉnh HET).
Trước hết, tiến hành hồi qui mối quan hệ giữa thu nhập thực bình quân đầu người với tín dụng, thời gian và biến tương tác giữa tín dụng và thời gian. Kết quả mô hình hồi
qui 1 cho thấy tín dụng có tác động làm tăng thu nhập bình quân của hộ nghèo. Nếu các yếu tố khác không đổi, với mức ý nghĩa 5%, việc vay vốn làm tăng thu nhập của hộ lên 42.9 nghìn đồng/người/tháng.
Tuy nhiên, ngoài tín dụng còn có nhiều biến khác tác động đến thu nhập chính vì vậy sẽ không hợp lý nếu như không đưa thêm các biến này vào mô hình. Khi đưa thêm các biến kiểm soát khác vào mô hình, kết quả hồi qui ở mô hình hồi qui 2 cho thấy: với mức ý nghĩa 5%, tín dụng có tác động làm tăng thu nhập của hộ nghèo lên 39.3 nghìn đồng/người/tháng so với trường hợp không vay vốn. Ngoài ra, với mức ý nghĩa 1%, qui mô hộ càng lớn thì thu nhập bình quân càng giảm, một hộ có thêm một nhân khẩu sẽ làm thu nhập thực bình quân đầu người sẽ giảm đi 10.8 nghìn đồng/tháng.
Trình độ giáo dục của hộ được đại diện bởi số năm đi học bình quân/người. Trình độ giáo dục bình quân của hộ càng cao thì thu nhập bình quân càng lớn. Với mức ý nghĩa 1%, một hộ có số năm đi học bình quân tăng thêm một năm sẽ có thu nhập cao hơn 6.6 nghìn đồng/người/tháng. Vì có trình độ cao hơn sẽ giúp người nghèo dễ dàng lĩnh hội và ứng dụng kỹ thuật mới vào sản xuất, có cơ hội làm những công việc được trả lương cao hơn nhờ đó làm tăng thu nhập. Tuy nhiên, hầu hết người nghèo ở nông thôn Việt Nam đều thiếu điều kiện học hành.
Bảng 3: Tác động của tín dụng đối với thu nhập thực của hộ nghèo
Biến phụ thuộc: Thu nhập thực bình quân đầu người/tháng (Realincperca)
ĐVT: 1000 đồng/người/tháng
Tên biến độc lập
Hệ số ước lượng
Hồi qui 1 Hồi qui 2 Hồi qui 3
Tung độ gốc 206.127 201.37 206.469 (0.000) (0.000) (0.000) Nhóm hộ -11.133+ -5.997+ 6.488+ (0.3561) (0.6034) (0.5895) Thời gian 15.100+ 16.193+ 18.600+ (0.2725) (0.1975) (0.1338) Thời gian*Nhóm hộ 42.854** 39.323** 25.142+ (0.0336) (0.0402) (0.1907) Qui mô hộ -10.754* -8.071* (0.000) (0.0018) Trình độ giáo dục trung bình 6.610* 6.462* (0.0021) (0.0010) Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp 57.150* 52.806* (0.0005) (0.0001) Dân tộc -1.910+ (0.8601) Miền Nam -1.470+ (0.9145) Tuổi chủ hộ 0.280+ 0.167+ (0.3666) (0.5831) Giới tính chủ hộ 0.745+ (0.9537) Diện tích đất bình
quân đầu người
0.0013+
(0.8314)
Tỷ lệ phụ thuộc -14.484*
(0.0001)
R2 điều chỉnh 0.036 0.1293 0.1554
Ghi chú: Số trong ngoặc đơn là Pvalue, * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; ** có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%, + không có ý nghĩa ở mức 10%.
Mô hình 2 cũng cho thấy, những hộ có tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp càng cao thì
thu nhập bình quân đầu người càng lớn. Nếu những yếu tố khác là như nhau, những hộ có thu nhập phi nông nghiệp có thu nhập bình quân đầu người cao hơn những hộ chỉ có thu nhập thuần nông 57.2 nghìn đồng/tháng. Điều này cho thấy, đa dạng hóa hoạt động kinh tế sẽ giúp người nghèo cải thiện mức sống tốt hơn so với chỉ chuyên vào sản xuất nông nghiệp. Bởi vì hoạt động nông nghiệp thường rủi ro mà suất sinh lợi lại rất thấp, hơn nữa thời gian nhàn rỗi lớn. Nếu các hộ nghèo biết tận dụng thời gian nhàn rỗi này để làm những công việc khác như làm thuê, làm thợ nề, thợ mộc thì sẽ cải thiện tốt hơn thu nhập của hộ.
Đất đai không có tác động đến thu nhập bình quân đầu người của hộ ở mức ý nghĩa
10%. Điều này cho thấy tăng thêm đất đai chưa hẵn là cách tốt để giúp người nghèo cải thiện thu nhập nếu như không cải thiện về trình độ giáo dục, việc làm và những yếu tố khác.
Đặc điểm dân tộc cũng không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%, do ở Việt Nam, mặc dù các hộ nghèo dân tộc thiểu số thường ở vùng sâu vùng xa nhưng nhận được nhiều ưu ái trong các chính sách hỗ trợ của chính phủ nên có thể không có sự khác nhau trong cơ hội tiếp cận các nguồn lực để đầu tư sản xuất, nâng cao thu nhập. Đặc điểm giới tính và tuổi của chủ hộ cũng không có tác động đến thu nhập của hộ nghèo, điều này cho thấy thu nhập của người nghèo không nhất thiết phụ thuộc vào những đặc điểm nhân chủng học của chủ hộ mà quan trọng là cơ hội tiếp cận các nguồn lực và đầu vào để đầu tư sản xuất.
Ngoài ra, đặc điểm về vùng miền sinh sống của hộ nghèo không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Điều này cho thấy không có sự khác nhau trong thu nhập của người nghèo ở nông thôn giữa các vùng miền khác nhau.
Trong mô hình hồi qui 3, tác giả đưa thêm biến tỷ lệ phụ thuộc (Deprate) vào mô hình làm biến kiểm soát, đồng thời căn cứ vào kết quả kiểm định Wald (phụ lục 1.3 và 1.4) để loại bỏ những biến không có ý nghĩa thông kê trong mô hình 2. Ở mức ý nghĩa 1%, tỷ lệ phụ thuộc tăng lên 1 làm giảm thu nhập thực 14.5 nghìn đồng/người/tháng. Theo lý thuyết và các nghiên cứu trước, tỷ lệ phụ thuộc là một biến quan trọng. Hơn nữa, kết quả kiểm định Wald về ý nghĩa của các nhóm biến cho thấy việc loại bỏ các biến không có ý nghĩa trong mô hình hồi qui 2 ra khỏi mô hình là hợp lý và kết quả kiểm định thống kê về mức độ phù hợp của mô hình (phụ lục 1.5) cho thấy, giá trị Pvalue(F-stat) <1% và R2 của mô hình hồi qui 3 lớn hơn hai mô hình hồi qui còn lại. Điều này chứng tỏ mô hình hồi qui 3 giải
thích tốt hơn cho thu nhập thực bình quân của hộ. Chính vì vậy, mô hình cuối cùng được chấp nhận là mô hình 3.
Kết quả mô hình 3 cho thấy, quy mô hộ, tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp, trình độ giáo dục và tỷ lệ phụ thuộc có tác động đến thu nhập bình quân đầu người của hộ ở mức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên, tác động của tín dụng đối với thu nhập bình quân đầu người lại không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Điều này có thể giải thích bởi hai lý do: Thứ nhất, do các hộ vay vốn chủ yếu phục vụ nhu cầu tiêu dùng trước mắt, chưa có phương án sử dụng vốn hiệu quả. Hơn nữa, vốn cho người nghèo vay chủ yếu là từ khu vực không chính thức với mức vốn thấp, lãi suất cao và thời hạn ngắn trong khi đó để đầu tư sản xuất thì cần lượng vốn đủ lớn, thời gian đủ dài để thu hồi vốn. Một lý do khác cũng rất quan trọng là số liệu về thu nhập thường không chính xác do các hộ thường không khai thật thu nhập của mình khi được hỏi, hơn nữa việc tính toán đầy đủ, chính xác thu nhập của hộ cũng rất khó khăn. Do vậy, đánh giá tác động của tín dụng đối với thu nhập có thể sẽ không chính xác.
4.2. Tác động của tín dụng đến chi tiêu đời sống của hộ nghèo
Mức sống của người nghèo không chỉ thể hiện ở thu nhập mà còn thể hiện qua mức chi tiêu cho đời sống của họ. Chính vì vậy, để xem xét tín dụng có tác động như thế nào đến mức sống của hộ nghèo, đề tài tiến hành hồi qui mối quan hệ giữa mức chi tiêu cho đời sống bình quân đầu người với tín dụng và các biến kiểm soát khác. Trong đó, hệ số hồi qui của biến tương tác giữa tín dụng và thời gian phản ánh tác động của tín dụng đến chi tiêu đời sống bình quân đầu người. Để loại bỏ ảnh hưởng của lạm phát, đề tài sử dụng chi tiêu theo giá thực. Các bước hồi qui cũng được thực hiện tương tự như khi xem xét tác động của tín dụng đối với thu nhập (phụ lục 2). Kết quả hồi qui được phản ánh ở bảng 4 (đã chỉnh HET).
Với mức ý nghĩa thống kê 5%, trong cả ba mô hình hồi qui đều cho thấy tín dụng có tác động làm tăng chi tiêu thực cho đời sống của hộ nghèo. Kiểm định thống kê về mức độ phù hợp của mô hình cho thấy mô hình 3 phù hợp hơn hai mô hình còn lại do có Pvalue(Fstatic)=0.000<1% và R2 lớn hơn hai mô hình còn lại (phụ lục 2.5) chứng tỏ mô hình 3 giải thích tốt hơn cho chi tiêu bình quân của hộ nên đề tài sử dụng kết quả của hồi qui 3 để phân tích.
Bảng 4: Tác động của tín dụng đối với chi tiêu đời sống của hộ nghèo
Biến phụ thuộc: Chi tiêu thực cho đời sống/người/tháng (nghìn đồng)
Tên biến
Hệ số ước lượng
Hồi qui 1 Hồi qui 2 Hồi qui 3
Tung độ gốc 166.567 131.924 133.279 (0.0000) (0.0000) (0.0000) Nhóm hộ -9.125+ 5.376+ 5.473+ (0.3316) (0.5299) (0.5211) Thời gian 3.287+ 0.237+ -0.270+ (0.7683) (0.9810) (0.9779) Thời gian*Nhóm hộ 37.191** 29.056** 28.985** (0.0129) (0.0272) (0.0273) Qui mô hộ -9.550* -9.468* (0.0000) (0.0000) Trình độ giáo dục trung bình 6.950* 6.974* (0.0000) (0.0000) Tuổi chủ hộ 0.416*** 0.401*** (0.0584) (0.0664) Giới tính 21.059** 21.410** (0.0216) (0.0175) Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp 5.994 + (0.5924) Tỷ lệ phụ thuộc -5.457** -5.657** (0.0416) (0.0302) Diện tích đất bình quân đầu người 0.0002+ (0.6011) Dân tộc 16.224** 16.791** (0.0478) (0.0238) Miền Nam 36.190* 38.613* (0.0013) (0.0001) Miền Bắc -1.122+ (0.8860) R2 điều chỉnh 0.032 0.2516 0.2561 Ghi chú: Số trong ngoặc đơn là Pvalue, * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; ** có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%, *** có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, + không có ý nghĩa ở mức 10%.
Theo kết quả ở mô hình hồi qui 3, tín dụng đã làm tăng mức chi tiêu cho đời sống của hộ nghèo thuộc nhóm tham gia 29 nghìn đồng/người/tháng. Đối với người nghèo, đây là một mức cải thiện có ý nghĩa rất lớn, tương đương 20% mức chi tiêu thực bình quân của
hộ. Chi tiêu cho đời sống cao hơn có nghĩa là người nghèo có thể đảm bảo một mức sống tốt hơn, nhờ đó đảm bảo cho thế hệ tương lai có thể phát triển tốt hơn về thể chất và tinh thần. Vì thế, việc tạo điều kiện thuận lợi cho người nghèo tiếp cận được nguồn tín dụng là thật sự cần thiết.
Các biến kiểm soát được đưa vào mô hình hồi qui 2 và hồi qui 3 để giải thích tốt hơn về chi tiêu đời sống của hộ nghèo. Kết quả hồi qui cũng cho thấy qui mô hộ càng lớn thì mức chi tiêu cho đời sống của hộ càng thấp. Qui mô hộ được đo lường bằng tổng số lượng nhân khẩu trong hộ. Ở mức ý nghĩa 1%, nếu các yếu tố khác không đổi, hộ nghèo có thêm một nhân khẩu sẽ có mức chi tiêu cho đời sống thấp hơn 9.5 nghìn đồng/người/tháng. Trình độ giáo dục là một biến có ảnh hưởng đáng kể đến chi tiêu của hộ. Nếu các yếu tố khác không đổi, ở mức ý nghĩa 1%, số năm đi học bình quân của hộ tăng thêm 1 năm thì mức chi tiêu đời sống tăng thêm 7 nghìn đồng/người/tháng. Điều này là do những người có trình độ học vấn cao sẽ có nhiều cơ hội hơn để có thu nhập cao hơn do đó đảm bảo tốt hơn cho nhu cầu của cuộc sống.
Mức chi tiêu cho đời sống của hộ nghèo còn phụ thuộc vào tuổi của chủ hộ. Với mức ý nghĩa 5%, tuổi của chủ hộ càng cao thì chi tiêu càng lớn. Giới tính của chủ hộ cũng có ảnh hưởng đến chi tiêu cho đời sống của hộ. Ở mức ý nghĩa 5%, những hộ có chủ hộ là nam có mức chi tiêu cho đời sống bình quân đầu người cao hơn những hộ có chủ hộ là nữ 21.4 nghìn đồng/người/tháng. Kết quả này thể hiện tồn tại sự bất bình đẳng lớn giữa nam và nữ ở nông thôn Việt Nam. Nguyên nhân là do ở nông thôn, công việc chủ yếu là nông nghiệp đòi hỏi sức lao động lớn. Chủ hộ là nữ thường là những phụ nữ một mình nuôi con hoặc có chồng bị ốm đau nên thiếu sức lao động và do vậy thu nhập thấp, hơn nữa bản chất của phụ nữ vẫn luôn tiết kiệm hơn nam giới ngay cả những nhu cầu chi tiêu cơ bản nhất, vì thế mức chi tiêu thấp hơn những hộ có chủ hộ là nam giới.
Tỷ lệ phụ thuộc càng cao thì mức chi tiêu đời sống càng thấp. Điều này hoàn toàn phù hợp với lý thuyết, thực tế và kết quả của các nghiên cứu trước. Nếu tỷ lệ phụ thuộc càng cao có nghĩa là một người lao động phải nuôi sống nhiều người hơn, do đó mức chi tiêu đời sống bình quân sẽ giảm xuống. Ở mức ý nghĩa 5%, nếu tỷ lệ phụ thuộc tăng lên 1 thì mức chi tiêu cho đời sống bình của hộ xuống 5.7 nghìn đồng/người/tháng.
Khác với kết luận của những nghiên cứu trước, tác động của tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp đến chi tiêu đời sống của hộ không có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.
Những hộ thuộc dân tộc Kinh hoặc dân tộc Hoa có mức chi tiêu cho đời sống cao hơn những hộ thuộc dân tộc thiểu số. Điều này là hoàn toàn hợp lý. Bởi vì hộ dân tộc kinh thường sống ở đồng bằng nên có đủ hàng hóa, thực phẩm hơn những hộ dân tộc thiểu số thường sống ở những vùng sâu, vùng xa, giao thông đi lại khó khăn. Hơn nữa, các hộ người Kinh hoặc người Hoa có thể có kỹ năng sản xuất tốt hơn nên mức thu nhập cao hơn và nhờ vậy làm tăng chi tiêu. Đông con và sinh đẻ không có kế hoạch cũng là một đặc trưng của người dân tộc thiểu số, vì thế mức sống càng thấp hơn.
Nếu chia các các hộ thành 3 miền khác nhau, Miền Bắc, Miền Nam và Miền Trung và đặt hai biến giả là South (Miền Nam) và North (Miền Bắc), kết quả hồi qui cho thấy chỉ có hệ số hồi qui của biến giả South là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, hệ số hồi qui của biến giả North không có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Nghĩa là có đủ cơ sở để khẳng định rằng nếu các yếu tố khác là như nhau, các hộ nghèo ở Miền Nam có mức chi tiêu đời sống cao hơn các hộ nghèo ở Miền Trung và Miền Bắc 38.6 nghìn đồng/người/tháng.
Như vậy, dựa trên dữ liệu VHLSS 2004 và VHLSS 2006, sử dụng phương pháp Khác biệt kép kết hợp với OLS, đề tài đã chỉ ra rằng tín dụng có tác động tích cực đến cải