CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ TỪ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
4.3. Mô phỏng mức độ tác động đến khả năng trả nợ của hộ gia đình
Dựa vào hệ số hồi quy của mơ hình (4.2) tác giả tính tốn mức độ tác động của các yếu tố đến khả năng trả nợ của hộ gia đình theo Phụ lục 5.
Đối với biến tuổi của chủ hộ, mơ hình cho kết quả hệ số ước lượng và dấu phù hợp với kì vọng. Độ tuổi của chủ hộ được biểu diễn là đường cong bậc 2 đi qua gốc tọa độ có dạng y1 = 0,0771x – 0,0007x2. Khả năng trả nợ của hộ được biểu diễn là một đường thẳng song song với trục hồnh có dạng y2 = a.
Đường cong tuổi
0 0.5 1 1.5 2 2.5 0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 100 Đường khả năng trả nợ
Hình 4.1. Biểu diễn độ tuổi của chủ hộ khi hộ có khả năng trả nợ
Khi hộ có khả năng trả nợ, tương đương với y2 = 1,25 thì lúc đó, tuổi của chủ hộ là nghiệm của phương trình: 0,0771 Tuổi – 0,0007 Tuổi2 = 1,25
Phương trình trên có nghiệm là Tuổi1 ≈ 21 tuổi và Tuổi2 ≈ 86 tuổi. Hộ có thể trả được nợ khi chủ hộ có độ tuổi từ 21 đến 86. Dưới 21 và trên 86 tuổi, hộ có thể khơng trả được nợ.
Điểm cực trị của đồ thị tuổi là tại điểm có Tuổi ≈ 55 và KNTN ≈ 2,12.
Vậy khi xác suất khả năng trả nợ ban đầu của hộ gia đình ứng với điều kiện của hộ là 20%:
- Với các yếu tố khác không đổi, từ độ tuổi 21 trở lên, nếu chủ hộ tăng thêm một tuổi thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 21,26%, tăng 1,26%. Tuy nhiên, khi chủ hộ bước qua tuổi 55 thì khi thêm 1 tuổi, xác suất khả năng trả nợ của hộ là 19,99%, giảm 0,01%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ có chủ hộ là nhân viên chun mơn sơ cấp hoặc nhân viên kỹ thuật làm việc tại văn phịng, bàn giấy thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 47,90%, tăng 27,90%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ có chủ hộ là lao động có kỹ thuật làm việc trong ngành nơng nghiệp, lâm nghiệp hoặc thủy sản thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 8,06%, giảm 11,94%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ có chủ hộ là thợ thủ cơng có kỹ thuật hoặc thợ kỹ thuật khác có liên quan thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 13,49%, giảm 6,51%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ có chủ hộ là lao động giản đơn hoặc thất nghiệp thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 11,72%, giảm 8,28%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ có thành viên có bị ốm/ bệnh thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 16,42%, giảm 3,58%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ có thu nhập tăng thêm 1 triệu đồng/năm thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 20,84%, tăng 0,84%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ có chi tiêu tăng thêm 1 triệu đồng/năm thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 19,25%, giảm 0,75%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ có dư nợ gốc tăng thêm 1 triệu đồng/năm thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 18,94%, giảm 1,06%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ có món vay với lãi suất tăng thêm 1%/năm thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 17,43%, giảm 2,57%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ vay từ Ngân hàng NN&PTNT thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 27,08%, tăng 7,07%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ vay từ các tổ chức tín dụng thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 44,48%, tăng 24,48%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ vay từ người cho vay cá thể thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 44,51%, tăng 24, 51%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ vay từ bạn bè hoặc họ hàng thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 44,30%, tăng 24,30%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ vay từ nguồn khác thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 35,39%, tăng 15,39%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ thuộc vùng Tây Bắc thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 11,46%, giảm 8,54%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ vay để đi học thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 11,61%, giảm 8,39%.
- Với các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ vay để chữa bệnh thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 14,05%, giảm 5,95%.
- Với các yếu tố khác không đổi, nếu hộ vay để mua sắm đồ dùng lâu bền thì xác suất khả năng trả nợ của hộ là 11,71%, giảm 8,29%.
Kết quả mơ phỏng mức độ ảnh hưởng cho thấy có hai yếu tố ảnh hưởng quan trọng đối với khả năng trả nợ của hộ gia đình Việt Nam là: nghề nghiệp của chủ hộ (khi chủ hộ là nhân viên chuyên môn sơ cấp hoặc nhân viên kỹ thuật làm việc tại văn phòng) và nguồn cho vay (khi hộ vay từ tổ chức tín dụng, người cho vay cá thể, hoặc từ bạn bè và họ hàng).
4.4. Tóm tắt
Kết quả của mơ hình kinh tế lượng cho thấy yếu tố có ảnh hưởng lớn đến khả năng trả nợ của hộ là nghề nghiệp của chủ hộ và nguồn cho vay. Khi chủ hộ là nhân viên chuyên môn sơ cấp hoặc nhân viên kỹ thuật làm việc tại văn phịng thì khả năng trả nợ của hộ sẽ tăng lên đáng kể, tương ứng với mức 28%. Tương tự đối với nguồn cho vay, chủ hộ vay từ các tổ chức tín dụng, người cho vay cá thể hoặc người có quan hệ thân thiết như bạn bè, họ hàng thì khả năng trả nợ của hộ cũng được cải thiện từ 15% đến 25%. Đây là điểm khác biệt đáng kể so với các nghiên cứu đi
trước (Michigan và Utah, 1960; Peterson và Peterson, 1981; Sullivan và cộng sự, 1989; Canner và Luckett, 1991; Muttilainen và Reijo, 2005; Ramsay và Sim, 2008 đối với yếu tố nghề nghiệp; Sullivan và Fisher, 1988 đối với yếu tố nguồn cho vay), tuy có đề cập nhưng khơng đánh giá cao tầm quan trọng của hai yếu tố trên.
Lý thuyết của các nghiên cứu trước đây cho rằng các biến thu nhập (Sullivan và Fisher, 1988; De Vaney và Hanna, 1994; Hartarska và cộng sự, 2002; Muttilainen và Reijo, 2005; Ramsay và Sim, 2008) và tổng dư nợ gốc (Bloom & Steen, 1987; Sullivan và Fisher, 1988; Canner & Luckett, 1990; Kennickell và Shack-Marquez, 1992) đều có mối quan hệ tuyến tính mạnh với khả năng trả nợ của hộ gia đình. Tuy nhiên, số liệu mơ phỏng từ mơ hình nghiên cứu khơng phải là bằng chứng thuyết phục cho kết luận trên. Số liệu thống kê của thu nhập, tổng dư nợ gốc và lãi vay lại thể hiện mối quan hệ tuyến tính mạnh với khả năng trả nợ của hộ. Do đó, tác giả cho rằng ba biến trên vẫn là những yếu tố ảnh hưởng có ý nghĩa thực tế trong việc đánh giá khả năng trả nợ của hộ gia đình Việt Nam.
Ngồi việc đồng nhất với các nghiên cứu đi trước về mức độ ảnh hưởng của độ tuổi của chủ hộ (Thurow, 1969; Durkin & Elliehausen, 1977; Peterson và Peterson, 1981; Lindley, Rudolph & Selby, 1989; Canner và Luckett, 1990; Duca & Rosenthal, 1990; Hira, 1992; Muttilainen và Reijo, 2005), tình trạng sức khỏe của thành viên hộ (Canner và Luckett, 1991) và vùng địa lý (De Vaney và Hanna, 1994), kết quả của mơ hình nghiên cứu cũng bác bỏ ảnh hưởng của các yếu tố khác như giới tính (Hira, 1992; Jacobson và Roszbach, 2001; Ji, 2006; De Vaney và Lytton, 1995), trình độ học vấn (Sullivan và Fisher, 1988; Canner và Luckett, 1990; De Vaney và Hanna, 1994; Hartarska và cộng sự, 2002), tình trạng hơn nhân (Shepard, 1984; Canner và Luckett, 1991; De Vaney và Hanna, 1994; Muttilainen và Reijo, 2005), quy mô hộ (Sullivan và cộng sự, 1989; Muttilainen và Reijo, 2005) hay mức độ sở hữu nhà ở (Shepard, 1984; Sullivan và Fisher, 1988; Muttilainen và Reijo, 2005; Ramsay và Sim, 2008).