CHƯƠNG 3 : KHÁI QUÁT VỀ ĐỊA BÀN NGHIÊN CỨU
4.2. PHÂN TÍCH NHU CẦU TÍN DỤNG TRONG TRIỂN KHAI ỨNG DỤNG
4.2.4. Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến lượng cầu tín dụng chính thức của
thức của nông hộ sản xuất lúa tỉnh Đồng Tháp
Để xác định các nhân tố ảnh hưởng đến lượng cầu tín dụng chính thức của nơng hộ trên địa bàn tỉnh Đồng Tháp, trong nghiên cứu này tác giả sử dụng mơ hình hồi qui tương quan đa biến với phương trình như sau:
Y = β0 + β1 X1 + β2 X2+ β3 X3 + β4 X4 + β5 X5 + β6 X6 +ε
Trong đó:
Y: biến phụ thuộc, lượng cầu tín dụng chính thức của nơng hộ (đồng). Biến X1 là biến trình độ học vấn (lớp).
Biến X2 là biến kinh nghiệm sản xuất (năm).
Biến X3 là biến tham gia tổ chức xã hội hoặc đoàn thể địa phương, đây là
biến giả và được đo lường bằng hai giá trị 1 và 0 (0 là khơng tham gia, 1 là có
tham gia).
Biến X4 là biến tổng diện tích đất sản xuất của nông hộ (1công = 1000 m2).
Biến X5 là biến ứng dụng TBKT, đây là biến giả và được đo lường bằng
hai giá trị 1 và 0 (0 là khơng ứng dụng TBKT, 1 là có ứng dụng TBKT).
Biến X6 là biến vay vốn phi chính thức, đây là biến giả và được đo lường
Các tham số β0, β1…, βk được tính tốn bằng phần mềm SPSS.
Bảng 14: KẾT QUẢ PHÂN TÍCH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN LƯỢNG CẦU TÍN DỤNG CHÍNH THỨC CỦA NƠNG HỘ Biến giải thích Hệ số Sai số chuẩn Mức ý
nghĩa VIF
Constant 3.791.627 4.121.980,888 0,359
Trình độ học vấn 962.188 346.012,209 0,006* 1,103
Kinh nghiệm sản xuất 230.192 113.830,096 0,045** 1,083
Tham gia tổ chức đoàn thể 5.984.086 2.512.252,338 0,018** 1,186
Tổng diện tích đất 679.973 108.302,886 0,000* 1,050 Ứng dụng TBKT -5.487.442 2.508.684,381 0,030** 1,034 Vay khơng chính thức -7.707.934 2.401.759,344 0,002* 1,072 R2 = 0,356 adjusted R2 = 0,334 F = 15,945 Sig. =0,000
Ghi chú: *,**,***: Có ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 1%, 5%, 10%.
Dựa vào bảng kết quả hồi quy ta thấy hệ số R2 = 35,6% có nghĩa là 35,6%
sự biến thiên của lượng cầu tín dụng chính thức của nơng hộ được giải thích bởi
các yếu tố được đưa vào trong mơ hình. Ở đây, Sig.F = 0,000 nhỏ hơn rất nhiều
so với mức ý nghĩa α = 5% nên mơ hình hồi quy có ý nghĩa, tức là các biến độc lập có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc Y.
Bên cạnh đó với yếu tố phóng đại phương sai (VIF) của các biến trong mơ hình nhỏ hơn nhiều so với 10 nên ta kết luận các biến đưa vào mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Từ các kết quả phân tích, ta có phương trình hồi quy ước lượng các nhân tố ảnh hưởng đến lượng cầu tín dụng chính thức của nơng hộ như sau:
Y = 3.791.627 + 962.188 X1 + 230.192 X2 + 5.984.086 X3 + 679.973 X4 - 5.487.442 X5 -7.707.934 X6
Cụ thể, kết quả phân tích hồi qui cho thấy lượng cầu tín dụng chính thức của nông hộ bị ảnh hưởng bởi các yếu tố sau:
Kết quả phân tích hồi qui cho thấy trình độ học vấn của chủ hộ có tương
Cụ thể, khi các yếu tố khác không thay đổi, nếu trình độ của chủ hộ tăng lên 1 lớp thì lượng cầu tín dụng chính thức của nơng hộ tăng lên 962.188 đồng. Mối quan hệ cùng chiều giữa trình độ học vấn và lượng cầu tín dụng chính thức của
nơng hộ là do trình độ học vấn càng cao thì khả năng nắm bắt thông tin cũng
như khả năng ứng dụng khoa học kỹ thuật vào sản xuất càng tăng, nơng hộ có xu hướng đầu tư nhiều hơn vào hoạt động mở rộng sản xuất với qui mô lớn hơn và như vậy sẽ làm tăng nhu lượng cầu tín dụng chính thức của nơng hộ.
Kinh nghiệm sản xuất của chủ hộ có tương quan thuận với lượng cầu tín
dụng chính thức của nơng hộ. Điều này có nghĩa là kinh nghiệm sản xuất càng nhiều thì lượng cầu tín dụng chính thức của nông hộ càng cao với mức ý nghĩa 5%. Cụ thể, khi các yếu tố khác không thay đổi, nếu kinh nghiệm sản xuất của chủ hộ tăng lên 1 năm thì lượng cầu tín dụng chính thức của nơng hộ tăng lên 230.192 đồng. Nguyên nhân là do nông hộ có nhiều kinh nghiệm sản xuất có xu hướng cần nhiều vốn để đầu tư phát triển mở rộng sản xuất, phát huy lợi thế sẵn có của nơng hộ.
Nơng hộ có tham gia vào tổ chức xã hội hoặc đoàn thể địa phương thì
lượng cầu tín dụng chính thức cao hơn 5.984.086 đồngso với nơng hộ khơng có
tham gia tổ chức đoàn thể với mức ý nghĩa 5%. Thực tế cho thấy khi nơng hộ có tham gia cơng tác địa phương thì họ sẽ thuận lợi trong việc tiếp cận với nguồn thơng tin tín dụng và tiếp cận với nguồn vốn vay nên họ từ đó điều kiện vay vốn thuận lợi hơn, có khả năng mở rộng sản xuất tăng nguồn thu cho gia đình nên nơng hộ có nhu cầu vay vốn nhiều hơn.
Tổng diện tích đất của nơng hộ tương quan thuận với lượng cầu tín dụng
chính thức của nơng hộ ở mức ý nghĩa 1%. Cụ thể, khi các yếu tố khác khơng
thay đổi, nếu diện tích đất của nơng hộ tăng lên 1 cơng thì lượng cầu tín dụng
chính thức của nơng hộ tăng lên 679.973 đồng. Mối quan hệ này là do diện tích đất sản xuất càng lớn thì nhu cầu vốn càng nhiều để trang trải chi phí, đầu tư mở rộng sản xuất với qui mô lớn hơn.
Biến ứng dụng TBKT là biến giả, biến này có tương quan nghịch với
lượng cầu tín dụng chính thức của nông hộ với mức ý nghĩa là 5%. Cụ thể, nơng hộ có ứng dụng TBKT thì lượng cầu tín dụng chính thức của nơng hộ thấp hơn
5.487.442 đồng so với nông hộ không ứng dụng TBKT. Điều này có thể được giải thích dễ dàng bởi vì nơng hộ ứng dụng TBKT thường chỉ phải bỏ ra số vốn
cơ bản trong vài năm đầu để cập nhật thông tin kỹ thuật mới cho sản xuất đồng
ruộng, việc này chỉ tốn kém trong ngắn hạn, xét về dài hạn sẽ có lợi ích rất lớn vì
tiết kiệm được rất nhiều khoản chi phí như chi phí vật tư nơng nghiệp, chi phí
lao động, chi phí thuê mướn cơ giới hóa,… và tăng thu nhập, tăng nguồn vốn cho gia đình nên lượng vốn cần vay giảm.
Vay vốn phi chính thức: biến số này là biến giả, từ kết quả hồi qui cho
chúng ta thấy rằng biến vay vốn phi chính thức có tương quan nghịch với lượng cầu tín dụng chính thức của nơng hộ với mức ý nghĩa 1%. Cụ thể, khi nông hộ có vay vốn phi chính thức thì lượng cầu tín dụng chính thức thấp hơn 7.707.934 đồng so với nơng hộ khơng vay vốn phi chính thức. Điều này là do nơng hộ vay vốn phi chính thức thường vay với lãi suất rất cao so với lãi suất ngân hàng nên chỉ khi khơng cịn cách xoay sở cho các khoản chi tiêu thiết yếu cho sinh hoạt hay ốm đau, bệnh tật thì các nơng hộ mới sử dụng nguồn vốn vay này, lượng vốn
vay phi chính thức thường nhỏ và khi vay được nguồn vốn phi chính thức để đáp
ứng nhu cầu tức thời cho chi tiêu gia đình thì họ sẽ khơng có nhu cầu vay ở các tổ chức tín dụng chính thức.
Kết luận:
Bằng việc sử dụng mơ hình hồi qui tương quan đa biến, nghiên cứu này đã
xác định được một số nhân tố ảnh hưởng đến lượng cầu tín dụng chính thức của
nơng hộ trên địa bàn tỉnh Đồng Tháp. Cụ thể là lượng cầu tín dụng chính thức
nơng hộ có tương quan thuận với trình độ học vấn của chủ hộ, kinh nghiệm sản
xuất của chủ hộ, việc hộ có tham gia tổ chức đồn thể địa phương hay khơng,
tổng diện tích đất của nơng hộ. Ngược lại, lượng cầu tín dụng chính thức của
nơng hộ có tương quan nghịch với việc hộ có vay vốn khơng chính thức hay khơng, việc nơng hộ có ứng dụng TBKT hay khơng.