ẢNH HƯỞNG CỦA HẠN CHẾ TÍN DỤNG ĐẾN LƯỢNG VỐN PHÂN BỔ CHO YẾU TỐ ĐẦU VÀO CỦA NÔNG HỘ TRỒNG LÚA

1. Không bị hạn chế (số tiền vay 241 23,70

5.2 ẢNH HƯỞNG CỦA HẠN CHẾ TÍN DỤNG ĐẾN LƯỢNG VỐN PHÂN BỔ CHO YẾU TỐ ĐẦU VÀO CỦA NÔNG HỘ TRỒNG LÚA

CHO YẾU TỐ ĐẦU VÀO CỦA NÔNG HỘ TRỒNG LÚA

5.2.1 Ảnh hưởng của các yếu tố đến HCTD đối với nơng hộ trồng lúa Trước khi phân tích kết quả mơ hình Probit về các yếu tố ảnh hưởng đến hạn chế tín dụng đối với nơng hộ trồng lúa ở ĐBSCL, tác giả thực hiện kiểm tra đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình. Kết quả kiểm tra cho thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,8 nên có thể kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình ước lượng (Phụ lục 2) và kết quả ước lượng được trình bày chi tiết ở Bảng 5.6.

(tấn/ha)(tấn/ha) 1≤ 0,52287,60947,40 2> 0,5–1,02647,761937,19 3> 1,0–2,03457,993367,08 4> 2,0–3,01077,501837.09 5> 3,0–4,0387,211176,88 6> 4,0–5,0158,41706,39 7> 5,0287,02726,49

Bảng 5.6 Ảnh hưởng của các yếu tố đến hạn chế tín dụng đối với nông hộ trồng lúa bằng hồi quy Probit.

Biến phụ thuộc: hanchetund ung i – có trị số là 1 nếu nơng hộ bị hạn chế tín dụng và là 0 nếu khơng bị hạn chế tín dụng

2015 2018

Biến sốDiễn giải các biếnHệ số

ước lượngTrị số Z

Hệ số

ước lượngTrị số Z

Ghi chú: (*), (**), (***) lần lượt là các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%

Nguồn: Ước lượng từ số liệu tự khảo sát của tác giả năm 2015 và 2018 102 Hằng số C dientichdati thunhapi thoigiansongdpi Diện tích đất (1.000m2)

Thu nhập trung bình của nơng hộ (triệu đồng/năm) Thời gian cư trú ở địa phương (năm)

1,3963***–0,0072** –0,0072** –0,0045** 0,0046 4,16 –2,52 –4,51 0,94 1,0002*** –0,0115*** –0,0028*** 0,0006 2,94 –2,90 –3,56 0,12 tuoii Tuổi chủ hộ–0,0104–1,570,00010,01 hocvani Học vấn của chủ hộ (số lớp học)–0,0424***–2,96–0,0315**–2,30

gioitinhi Giới tính của chủ hộ (nam = 1 và nữ = 0)0,2486*1,74–0,1642–1,06

khoangcachtctdi Khoảng cách đến TCTD gần nhất (km)0,0248***3,830,0965***7,01

diavixahoii Địa vị xã hội (có tham gia cơ quan quản lý nhà nước hay tổ chức chính trị = 1, khác = 0)

–0,12920,380,04910,54

kinhghiemi Kinh nghiệm sản xuất (số năm tham gia sản xuất lúa)–0,0078–1,52–0,0062–1,24

Số quan sát (N)1.0171.065

Mức ý nghĩa0,0000,000

1

Bảng 5.6 cho thấy, mơ hình ước lượng ảnh hưởng của các yếu tố đến hạn chế tín dụng đối với nơng hộ trồng lúa ở ĐBSCL có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả ước lượng với số liệu ở năm 2015 và 2018, cho thấy số liệu sử dụng để phân tích trong luận án có độ tin cậy cao nhờ vào tính chính xác của nó. Ở hai mốc thời gian này, biến

dientichda

ti có hệ số âm ở mức ý nghĩa lần lượt là 5% và 1%, nghĩa là nơng hộ có nhiều đất sẽ ít bị hạn chế tín dụng, bởi đất là tài sản thế chấp có giá trị nên dễ được chấp nhận và tạo điều kiện cho nông hộ sử dụng vốn vay đúng mục đích nhằm đảm bảo cho việc trả nợ. Kết quả này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Fletschner (2009). Kết quả ước lượng này cũng cho thấy, các TCTD luôn rất quan tâm đến tài sản thế chấp của nông hộ bởi sản xuất lúa nói riêng và sản xuất nơng nghiệp nói chung rất rủi ro do sự thay đổi khó lường của thời tiết (đặc biệt là ở các địa bàn chịu ảnh hưởng sâu sắc của biến đổi khí hậu như ĐBSCL) và thị trường bởi sản xuất lúa mang tính mùa vụ trong khi sản phẩm lại mau hỏng nên nông hộ thường phải bán gấp ngay sau khi thu hoạch, do đó giá thấp và rất biến động.

Kết quả ước lượng còn cho thấy, khả năng tiếp cận tín dụng của nơng hộ phụ thuộc vào thu nhập của nông hộ. Thật vậy, theo kết quả ước lượng khá nhất quán ở cả hai mốc

thời gian 2015 và 2018, biến thunhhap i

có hệ số âm ở mức ý nghĩa lần lượt là 1% và 5%. Điều này ngụ ý rằng, nơng hộ có thu nhập cao sẽ ít bị hạn chế tín dụng và ngược lại bởi thu nhập cao giúp nơng hộ đảm bảo được việc trả nợ, ít lệ thuộc vào vốn vay và thường có xu hướng tổ chức, quản lý sản xuất tốt hơn, do đó dễ được TCTD chấp nhận cho vay. Nghiên cứu của Ferer và cộng sự (1990) cũng có kết quả tương tự, theo tác giả này nơng hộ có thu nhập cao thường sử dụng vốn hiệu quả nên uy tín tín dụng cao vì vậy ít bị hạn chế tín dụng. Ngồi ra, các TCTD cũng muốn duy trì mối quan hệ lâu dài với các nơng hộ thu nhập cao để có thể cải thiện lợi nhuận trong cho vay bởi, trong xu thế hiện đại hóa sản xuất nơng nghiệp nói chung và sản xuất lúa nói riêng, các nơng hộ có thu nhập cao và tiềm lực tài chính mạnh sẽ có xu hướng chuyển nhượng thêm đất để phát triển sản xuất hay tham gia vào lĩnh vực kinh doanh (đặc biệt là kinh doanh nơng sản).

Tương tự với thu nhập, biến hocvani có hệ số âm ở mức ý nghĩa lần lượt là 1% và 5% đối với hai năm 2015 và 2018, cho thấy nơng hộ có học vấn cao biết cách áp dụng, cải tiến kỹ thuật sản xuất và tiếp cận thị trường nên năng suất và giá trị sản phẩm cao nên dễ tiếp cận tín dụng chính thức hơn so với chủ hộ có học vấn thấp (Kislat và cơng sự, 2017). Tuy nhiên, biến gioitinh

i

(giới tính của chủ hộ) có hệ số dương ở mức ý nghĩa 10% vào năm 2015, ngụ ý rằng vào thời điểm đó nơng hộ có chủ hộ là nam giới dễ bị hạn chế tín dụng hơn chủ hộ là nữ giới. Như được lý giải bởi cơ sở lý thuyết, nơng hộ có chủ hộ là nữ giới dễ vay được hơn so với chủ hộ là nam giới do nữ giới có xu hướng tiết kiệm nhiều hơn và thận trọng hơn trong sử dụng tiền vay nên khả năng trả nợ

2

tương tự, đó là vì nữ giới thường sợ mắc nợ hơn nam giới nên khi vay tiền thì họ chú tâm làm để trả nợ, đặc biệt là khi tham gia các TCTD, trong khi đó nam giới thì ngược lại. Tuy nhiên, kết quả ước lượng đối với năm 2018 cho thấy biến gioitinh i khơng có ý nghĩa thống kê, ngụ ý rằng giới tính của người vay khơng cịn là mối quan tâm của các TCTD, nhất là khi tín dụng vi mơ khơng cịn đóng vai trò quan trọng trong việc hỗ trợ nơng hộ tiếp cận tín dụng, mà thay vào đó là tài sản thế chấp và thu nhập, như vừa phân tích ở trên.

Một kết quả rất đáng chú ý là ở cả hai thời điểm năm 2015 và 2018 biến

khoangcachtctdi đều có hệ số dương ở cùng mức ý nghĩa 1%, khẳng định ảnh hưởng quan trọng của khoảng cách đến TCTD đối với cơ hội tiếp cận tín dụng của nơng hộ. Thật vậy, do cư trú phân tán trên địa bàn nông thôn trải rộng nên khoảng cách địa lý và mức độ thông tin bất đối xứng giữa TCTD và nơng hộ là khá lớn. Vì vậy, nhiều nơng hộ khơng thể tiếp cận tín dụng chính thức do bị TCTD từ chối bởi thiếu thông tin. Thông tin cần thiết để chọn lọc, kiểm sốt và cưỡng chế trả nợ càng khó thu thập và càng kém chuẩn xác nếu khoảng cách địa lý giữa TCTD và nông hộ càng xa. Nói cách khác, gần gũi về khoảng cách địa lý sẽ giúp TCTD hiểu biết sâu sắc hơn về uy tín tín dụng của nơng hộ. Ngược lại, do thiếu thông tin nên các TCTD sẽ chọn lọc nơng hộ thơng qua một hệ thống tiêu chí nghiêm ngặt và cứng nhắc, làm xuất hiện khoảng cách “ngưỡng” mà vượt qua đó nơng hộ sẽ bị từ chối hồn tồn – hiện tượng được gọi là hạn chế tín dụng theo khoảng cách (Carling và Lundberg, 2005). Nếu cư trú càng gần thì nơng hộ dễ vay do có cơ hội tạo lập mối quan hệ thân quen với TCTD, có nhiều thông tin và nắm rõ cách thức vay nên sẽ dễ vay được. Khi đó, TCTD cũng dễ kiểm sốt hoạt động sản xuất và các hoạt động khác của nông hộ nên sẽ chấp nhận cho vay hơn (Gershon và cộng sự, 1990; Barslund và Tarp, 2008; Reyes, 2011). Chi phí thẩm định và kiểm sốt khách hàng cũng tăng theo khoảng cách địa lý giữa TCTD và nơng hộ bởi cả chi phí thu thập thơng tin lẫn chi phí đi lại khi tiếp cận nơng hộ đều cao (Degryse và Ongena, 2005). Như vậy, TCTD có lợi hơn khi cho vay các nông hộ gần gũi trên phương diện khoảng cách địa lý hay khoảng cách địa lý có mối quan hệ nghịch chiều với cơ hội tiếp cận tín dụng của nơng hộ.

Các biến số thoaigiansongdpi , tuoii , diavixahoii và kinhnghiemi có hệ số khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy khả năng tiếp cận tín dụng của người vay khơng phụ thuộc vào yếu tố tự nhiên theo quy luật như thời gian sống ở địa phương, tuổi và kinh nghiệm. Trong quyết định cho vay cũng như trong sản xuất nông nghiệp, việc cải tiến kỹ thuật và hiện đại hóa sản xuất là yêu cầu cấp thiết để người vay và TCTD đạt kết quả cao hơn. Vì vậy, kinh nghiệm của người vay không được chú trọng bằng khả năng cải tiến và áp dụng công nghệ cho sản xuất. Cuối cùng, địa vị xã hội của người vay có lợi thế để được TCTD ưu ái hơn nhưng khi TCTD chú trọng hiệu quả sản xuất và điều kiện đảm bảo (diện tích đất) thì người vay có địa vị xã hội cũng khơng được ưu ái nên biến diavixahoii có hệ số ước lượng khơng có ý nghĩa thống kê.

Kết quả ước lượng điểm xu hướng năm 2015

Kết quả ở Hình 5.1 cho thấy, điểm xu hướng của hai nhóm bị hạn chế tín dụng (nhóm can thiệp) và nhóm nơng hộ khơng bị hạn chế (nhóm đối chứng) vào năm 2015 khá lý tưởng. Vùng hỗ trợ chung của hai nhóm khá rộng, trải từ 0,33 đến 0,90, thể hiện sự tương đồng về mật độ phân phối điểm xu hướng và chính là điều kiện tốt để so sánh giữa nông hộ bị hạn chế và khơng bị hạn chế tín dụng trên các phương diện mà luận án quan tâm, đó là lượng vốn phân bổ cho các yếu tố đầu vào và năng suất lúa.

TẦN SỐ120100 100 80 60 40 20 0 . 3 2 8 . 3 49 . 3 9 2 . 4 3 5 . 4 7 8 . 5 4 2 . 5 8 5 . 6 2 8 . 6 7 0 . 7 1 3 . 7 5 6 . 8 2 0 . 8 63 1 ĐIỂM XU HƯỚNG

Nguồn: Ước lượng từ số liệu tự khảo sát của tác giả năm 2015. Hình 5.1 Kết quả ước lượng điểm xu hướng năm 2015

Kết quả ước lượng điểm xu hướng năm 2018

Hình 5.2 đối với năm 2018 cũng cho kết quả tương tự, với vùng hỗ trợ chung giữa nhóm bị hạn chế và khơng hạn chế tín dụng trải từ 0,2 đến 0,8. Mật độ phân bố chủ yếu tập trung ở khoảng điểm xu hướng từ 0,5 đến 0,8 – khác đôi chút với kết quả ở Hình 5.1 với mật độ phân bố tập trung ở khoảng điểm xu hướng từ 0,6 đến 0,9. Song, khác biệt này không đáng kể và cả hai biểu đồ có vùng hỗ trợ chung rất tốt. Ở Hình 5.2, nơng hộ khơng hạn chế tín dụng có điểm xu hướng lệch về phía xa góc tọa độ so với trường hợp ở Hình 5.2.

TẦ N S Ốhạn chếkhơng hạn chế 400 300 200 100 0 0 . 10 . 20 . 30 . 40 . 50 . 60 . 70 . 80 . 91 ĐIỂM XU HƯỚNG

Nguồn: Ước lượng từ số liệu tự khảo sát của tác giả năm 2018. Hình 5.2 Kết quả ước lượng điểm xu hướng (2018)

không hạn chế Hạn chế

5.2.2 Kết quả so sánh lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào trường hợp nông hộ bị hạn chế so với nơng hộ khơng bị hạn chế tín dụng

Kết quả ước lượng ở Bảng 5.7 cho thấy, lượng vốn phân bổ cho hai yếu tố đầu vào phân bón và lao động th có sự khác biệt giữa nơng hộ bị hạn chế tín dụng và khơng bị hạn chế tín dụng, trong khi lượng vốn phân bổ cho hai yếu tố đầu vào là giống và thuốc bảo vệ thực vật khơng có sự khác biệt. Cụ thể, hệ số của hai biến phanboni và

laodongthuei có trị số âm ở mức ý nghĩa 1% năm 2015 và năm 2018, ngụ ý rằng khi bị hạn chế tín dụng nơng hộ giảm sử dụng hai yếu tố đầu vào này. Kết quả này tương đồng với kết quả của nhiều nghiên cứu thực nghiệm, điển hình là Lee và Champer (1986) và Blancard và cộng sự (2006).

Hiện tượng trên xuất hiện do hầu hết nông hộ ở ĐBSCL đang sử dụng lượng phân bón quá mức cần thiết theo khuyến cáo của các chuyên gia và nhân viên khuyến nông (Nguyễn Tiến Dũng và Lê Khương Ninh, 2015; Demont và Rutsaert, 2017; Nguyen và cộng sự, 2018) nên khi bị hạn chế tín dụng hiệu ứng quy mơ sẽ phát huy tác dụng. Đây là hệ quả của việc nơng hộ sử dụng phân bón hồn tồn theo kinh nghiệm của bản thân mà không được cập nhật theo nhu cầu dinh dưỡng của cây trồng và đất (World Bank, 2017). Ngồi ra, nơng hộ sử dụng phân bón q mức cịn do có rất nhiều phân bón giá rẻ với chất lượng thấp (thậm chí là phân bón giả) được bày bán nhiều nơi trong khi người bán lại cung cấp thông tin sai lệch để kích thích mua nhằm tăng lợi nhuận. Phát hiện này của luận án góp phần khẳng định một thực tế là tư duy sử dụng phân bón của nơng hộ trồng lúa ở ĐBSCL là khá lạc hậu và rất khó thay đổi, bất chấp việc chính phủ – thông qua các cơ quan hữu quan – đã có nhiều chính sách và khuyến cáo liên quan đến khía cạnh này. Khi lượng phân bón sử dụng giảm do bị hạn chế tín dụng, lượng lao động thuê được sử dụng cũng giảm theo do khi đó khối lượng cơng việc bón phân cho lúa khơng cịn nhiều và có thể đảm đương bởi lao động gia đình.

Bảng 5.7 Kết quả so sánh lượng vốn phân bổ cho yếu tố đầu vào trong sản xuất lúa của nơng hộ, trường hợp nơng hộ bị hạn chế tín dụng so với nơng hộ khơng bị hạn chế tín dụng

Yếu tố đầu vào

Đơn vị tính: triệu đồng/1.000 m2 2015 (N = 1.017)2018 (N = 1.065)

luagiongi–0,005–1,070–0,006–1,432

phanboni–0,072***–3,557–0,083***–7,028

thuocbvtvi–0,015–0,721–0,025–1,019

laodongthuei–0,074***–4,456–0,156***–5,140

Ghi chú: (*), (**), (***) lần lượt là mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%;

Nguồn: Ước lượng từ số liệu tự khảo sát của tác giả năm 2015 và 2018

Cũng theo Bảng 5.7, hệ số của luagiongi và thuocbvtvi có trị số âm nhưng khơng có ý nghĩa thống kê, nghĩa là khơng có sự khác biệt về lượng vốn phân bổ cho hai yếu

tố này giữa nơng hộ bị hạn chế tín dụng và nơng hộ khơng bị hạn chế tín dụng. Điều này ngụ ý rằng lượng vốn phân bổ cho hai yếu tố đầu vào luagiongi và thuocbvtvi

không chịu ảnh hưởng của hạn chế tín dụng. Đó là vì nơng hộ ln xem giống là yếu tố đầu vào quan trọng đối với năng suất lúa trong điều kiện đất đai ngày càng bạc màu nên rất ngần ngại trong việc giảm sử dụng, ngay cả khi bị hạn chế tín dụng. Như đã phân tích, nếu sạ thưa sử dụng lượng giống ít, khi lúa lên khơng đều thì có nguy cơ thất mùa nên nơng hộ phải “giặm” với chi phí th lao động khá cao. Vả lại, hầu hết nông hộ ở ĐBSCL sạ (lan) bằng tay nên khó điều chỉnh mật độ, do đó lúa có thể lên khơng đều và phải mướn “giặm”. Thông thường, lượng giống sử dụng (hay mật độ gieo sạ) được điều chỉnh theo giống lúa và thân cây lúa, nhưng nơng hộ thường ít thay đổi giống lúa nên lượng lúa giống sử dụng là cứng nhắc. Kết quả này cũng phản ánh quan điểm sợ rủi ro của nơng hộ – đặc biệt đối với khía cạnh thu nhập – bởi điều kiện đa dạng hóa thu nhập khá hạn chế nên thu nhập của nông hộ rất phụ thuộc vào sản lượng lúa thu hoạch.

Theo nơng hộ, mục đích chính của việc sử dụng thuốc BVTV là để khống chế triệt để sâu bệnh trên cây lúa bởi thời gian sinh trưởng rất ngắn và khí hậu ẩm ướt ở ĐBSCL