- Loạ i2 yếu tốN và P với tỷ lệ NPK: 18:46:0 và 20:20:0;
Trước khi phân tích kết quả mô hình Probit về các yếu tố ảnh hưởng đến hạn chế tín dụng đối với nông hộ trồng lúa ở ĐBSCL, tác giả thực hiện
đến hạn chế tín dụng đối với nông hộ trồng lúa ở ĐBSCL, tác giả thực hiện kiểm tra đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô 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 không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình ước lượng (Phụ lục 2) và kết quả ước lượng được trình bày chi tiết ở Bảng 5.6.
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 nông hộ bị hạn chế tín dụng và là 0 nếu không bị hạn chế tín dụng
2015 2018
Biến số Diễn giải các biến Hệ số Trị số Z Hệ số Trị số Z
ước lượng ước lượng
Hằng số C 1,3963*** 4,16 1,0002*** 2,94
dientichdati Diện tích đất (1.000m2) –0,0072** –2,52 –0,0115*** –2,90 thunhapi Thu nhập trung bình của nông hộ (triệu đồng/năm) –0,0045** –4,51 –0,0028*** –3,56 thoigiansongdpi Thời gian cư trú ở địa phương (năm) 0,0046 0,94 0,0006 0,12
tuoii Tuổi chủ hộ –0,0104 –1,57 0,0001 0,01
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*** 3,83 0,0965*** 7,01 diavixahoii Địa vị xã hội (có tham gia cơ quan quản lý nhà nước hay tổ –0,1292 0,38 0,0491 0,54
chức chính trị = 1, khác = 0)
kinhghiemi Kinh nghiệm sản xuất (số năm tham gia sản xuất lúa) –0,0078 –1,52 –0,0062 –1,24
Số quan sát (N) 1.017 1.065
Mức ý nghĩa 0,000 0,000
Log likelihood –525,92407 –518,5192
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
Bảng 5.6 cho thấy, mô hình ước lượng ảnh hưởng của các yếu tố đến hạn chế tín dụng đối với nông 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 nông 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 nông 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 nông 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 thunhhapi có hệ số âm ở mức ý nghĩa lần lượt là 1% và
5%. Điều này ngụ ý rằng, nông hộ có thu nhập cao sẽ ít bị hạn chế tín dụng và ngược lại bởi thu nhập cao giúp nông 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 nông 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. Ngoài ra, các TCTD cũng muốn duy trì mối quan hệ lâu dài với các nông hộ thu nhập cao để có thể cải thiện lợi nhuận trong cho vay bởi, trong xu thế hiện đại hóa sản xuất nông nghiệp nói chung và sản xuất lúa nói riêng, các nông 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 nông 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 nông 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 công sự, 2017). Tuy nhiên, biến gioitinhi (giới tính của chủ hộ) có hệ số dương ở mức ý
nghĩa 10% vào năm 2015, ngụ ý rằng vào thời điểm đó nông 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, nông 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 tốt hơn. Kết quả nghiên cứu của Pham và Izumida (2002) ở Việt Nam cũng cho kết quả
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 gioitinhi không có ý nghĩa thống kê, ngụ ý rằng giới tính của người vay không còn là mối quan tâm của các TCTD, nhất là khi tín dụng vi mô không còn đóng vai trò quan trọng trong việc hỗ trợ nông 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 nông 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 nông hộ là khá lớn. Vì vậy, nhiều nông hộ không thể tiếp cận tín dụng chính thức do bị TCTD từ chối bởi thiếu thông tin. Thông tin cần thiết để chọn lọc, kiểm soát 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 nông hộ. Ngược lại, do thiếu thông tin nên các TCTD sẽ chọn lọc nông hộ thông qua một hệ thống tiêu chí nghiêm ngặt và cứng nhắc, làm xuất hiện khoảng cách “ngưỡng” mà vượt qua đó nông hộ sẽ bị từ chối hoàn toàn – hiện tượng được gọi là hạn chế tín dụng theo khoảng cách (Carling và Lundberg, 2005). Nếu cư trú càng gần thì nông 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 soát 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 soát khách hàng cũng tăng theo khoảng cách địa lý giữa TCTD và nông hộ bởi cả chi phí thu thập thông tin lẫn chi phí đi lại khi tiếp cận nông 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 nông hộ.
Các biến số thoaigiansongdpi , tuoii , diavixahoii và kinhnghiemi có hệ số không có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy khả năng tiếp cận tín dụng của người vay không 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 không được ưu ái nên biến diavixahoii có hệ số ước lượng không có ý nghĩa thống kê.