4. Mật độ dân cư
4.2.3.1. Kết quả hồi quy tương quan
Bảng 34: Kết quả mô hình hồi quy
Các biến Lượng vốn vay từ ngồn tài chính chính thức của nông hộ
Hệ số góc α Giá trị P Laisuat1
Chiphivay1 Mucdichxinvay1 Loaitstc1
Giatritstc1
Thunhaptruocvay Tongchisxkd Tongchisinhhoat Coquenchuho Hocvanchuho Constant
-94.518,82 -0,6909018 -41.707,17 41.376,27 -0,0391588 0,6448075 0,3532234 -0,5311849 5.586,725 185,4671 117.171,4
0,003 0,603 0,002 0,002 0,182 0,000 0,000 0,044 0,595 0856 0,002
Tổng số quan sát 30
Xác suất lớn hơn giá trị của chi bình phương Hệ số xác định R2
Hệ số xác định đã điều chỉnh
0,0000 0,8220 0,7283 4.2.3.2. Các kiểm tra cần thiết
a) Kiểm định bỏ sót biến
Giả thiết H0 : ρ=0 mô hình không bỏ sót biến: các biến đưa vào mô hình là
phù hợp
H1: ρ ≠0 mô hình không bỏ sót biến
Được sự hỗ trợ của phần mềm Stata ta có kết quả kiểm định RESET của Ramsey như sau:
Giá trị tra bảng (3,15) = 2,21 Giá trị kiểm định F= 0,1288
Ta có giá trị kiểm định nhỏ hơn giá trị tra bảng: chấp nhận giả thiết H0
Mô hình không bỏ sót biến
b) Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Giả thiết H0 : không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi H1: Có hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng sử dụng kiểm định Breusch-Pagan/
Cook-Weisberg trên phần mềm Stata có kết quả như sau Giá trị tra bảng chi2(1) = 3,18
Khả năng > chi2 = 0,0744
Ta có giá trị tra bảng của χ2 là 3,18 > giá trị tính được θ= 0,00744.
Chấp nhận giả thiết H0: không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi c) Kiểm định đa cộng tuyến
Dùng kiểm định tương quan cặp giữa các biến để phát hiện đa cộng tuyến. Tất cả tương quan cặp giữa các biến trong mô hình đều nhỏ hơn 0,8. Tương quan cặp không cao nhưng cũng có thể có hiện tượng ta cộng tuyến. Kết quả kiểm tra được trình bày trong phần phụ lục.
Sử dụng yếu tố phóng đại phương sai (VIF) để phát hiện ra đa cộng tuyến. Tất cả các biến đưa vào mô hình đều không vượt quá 10. Trung bình yếu tố phóng đại phương sai (mean VIF) = 2,47.
Hai bước kiểm tra trên đưa đến kết luận là mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Các biến giải thích đưa vào mô hình không có tương quan với nhau.
Mỗi biến chứa đựng một số thông tin riêng về biến phụ thuộc mà những thông tin đó lại không có trong những biến khác.
d) Kiểm định sự phù hợp của tham số α của các biến đưa vào mô hình
Giả thiết H0: αi= 0 Biến đưa vào mô hình không ảnh hưởng đến lượng vốn từ
các nguồn tài chính chính thức của nông hộ
H1: α i ≠0 Biến đưa vào mô hình ảnh hưởng đến lượng vốn vay của nông hộ
Giả thiết H0 bị bác bỏ nếu xác suất lớn hơn giá trị kiểm định ở mức ý nghĩa 10% đến 5%. Trong tổng số 10 biến được đưa vào mô hình thì tất cả các biến đều có hệ số α ≠0. Nhưng chỉ có 6 biến là có ý nghĩa thống kê từ 5% do xác suất lớn hơn giá trị kiểm định. Đồng thời xác suất lớn hơn giá trị kiểm định của toàn mô hình là 0,0000; nó chứng minh được sự phù hợp của mô hình. Các biến có ý nghĩa thống kê từ đến 5% bao gồm các biến: laisuat1 (lãi suất cho vay), thunhaptruocvay (thu nhập trước khi vay), mucdichxinvay (mục đích xin vay), loaitstc1 (có hay không tài sản thế chấp), tongchisxkd (tổng chi sản xuất kinh doanh trong năm), tongchisinhhoat (tổng chi sinh hoạt trong năm). Các biến còn lại không có ý nghĩa thống kê nên không đưa vào mô hình nghiên cứu.
Trong mô hình hồi quy tương quan các hệ số hồi quy không phản ánh trực tiếp sư thay đổi của lượng vốn vay khi một biến giải thích nào đó thay đổi trong khi giữ nguyên các biến khác không đổi. Trong phần phân tích các biến giải thích trong mô hình hồi quy tương quan chủ yếu tập trung giải thích các biến định tính để làm rõ sự tác động các biến giải thích lên mô hình hồi quy tương quan.
4.2.3.2. Giải thích sự tác động của các biến có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy tương quan xác định các yếu tố tác động lên lượng vốn vay của nông hộ
a) laisuat1: lãi suất cho vay, đây là biến định lượng với hệ số ước lượng là
-94.518,82; dấu của biến trong kết quả hồi quy trùng với dấu kì vọng. Biến có ý
nghĩa thống kê ở mức 5% . Khi cố định các yếu tố khác, lãi suất cho vay của các tổ
chức tài chính chính thức tăng lên 0.01% thì lượng vốn vay giảm -945,189%.
Lãi suất cho vay cao sẽ làm cho các hộ có nhu cầu vay sẽ đi vay ở bên ngoài nhiều hơn, do vay ở nguồn phi chính thức sẽ nhanh chóng và đơn giản hơn vay từ
các tổ chức tài chính chính thức. Thực tế cho thấy NH NNo&PTNT và NH CSXH trên địa bàn huyện Thanh Bình nói riêng và các tổ chức tài chính chính thức nói chung cung cấp một lớn lượng tín dụng cho các cá nhân, tổ chức và doanh nghiệp.
Hằng năm các tổ chức tài chính chính thức cung cấp tới 45% nhu cầu vốn của nông hộ trong cả nước (Vũ Quốc Duy, 2004). Nguyên nhân là do lãi suất cho vay của các tổ chức này phù hợp với nhu cầu sản xuất của nông hộ mà vẫn đảm bảo được lợi nhuận.
b) mucdichxinvay1: mục đích xin vay của nông hộ. Đây là biến giả nhận một trong hai giá trị 0 và 1; là 1 nếu vay cho sản xuất (trồng trọt, chăn nuôi), nhận giá
trị là 0 nếu vay cho mục đích khác. Hệ số góc của biến này là -41.707,17; biến có ý
nghĩa thống kê ở mức. Cơ sở lý thuyết cho thấy nông hộ có nhu cầu vay vốn chủ
yếu là để sản xuất nông nghiệp. Do đó, với mục đích xin vay là để sản xuất kinh doanh đối với nông hộ là một mục đích chính đáng và khả năng nhận được lượng vốn vay nhiều. Tuy nhiên kết quả hồi quy đã không ủng hộ giả thiết trên. Cụ thể là
khi cố định các yếu tố khác, nông hộ vay với mục đích khác thì sẽ nhận được lượng vốn vay nhiều hơn 41.707,17% nếu chỉ vay với mục đích sản xuất nông nghiệp.
Thực tế cho thấy rằng ngày nay nông hộ tiếp cận với nguồn vốn vay từ các nguồn tài chính chính thức không chỉ để vay sản xuất, mà còn vay để phục vụ cho các mục đích khác như vay cho con đi học, vay để kinh doanh buôn bán hay mua sắm các phương tiện, máy móc có khả năng sinh lời.
c) Loaitstc1: loại tài sản thế chấp khi đi vay. Hệ số góc của biến này là
41.376,270. Biến cũng có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Đây cũng là biến định tính nhận một trong hai giá trị là 0 hoặc 1, là 1 nếu có tài sản thế chấp (giấy chứng nhận quyền sử dụng đất, nhà cửa hoặc tài sản khác,…), là 0 nếu không có tài sản thế
chấp. Cơ sở lý thuyết cho rằng người vay có tài sản thế chấp sẽ có xu hướng tiếp cận với nguồn tài chính chính thức nhiều hơn những hộ không có tài sản thế chấp và đối với lượng vốn vay cũng như thế, người có tài sản thế chấp sẽ có xu hướng nhận nhiều tiền vay hơn. Kết quả mô hình hồi quy ủng hộ giả thiết trên.
d) Thunhaptruocvay: Thu nhập trước vay trong năm của những hộ vay vốn.
Hệ số ước lượng của biến này là 0,645 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%, giải tích rằng khi các yếu tố khác là không đổi, thu nhập trước vay của nông hộ tăng lên 1% thì lượng vốn vay của nông hộ sẽ tăng lên 0,645%.
Đề tài chưa tìm được nguồn cơ sở cho biến này trong các nghiên cứu trước dây nhưng xét theo thực tế để đặt giả thiết thì cho rằng thu nhập trước vay của nông hộ càng cao thì nông hộ đó được xét là có khả năng về tài chính. Khả năng tài chính thông qua thu nhập bao gồm các khoản thu cố định hằng năm từ cơ sở sản xuất, đất đai, vườn tược, từ lương,… Về phía cung tín dụng, thu nhập trước vay của người vay cao thì lượng vốn vay được sẽ tăng, NH cho vay sẽ giảm được rủi ro trong trường hợp khách hàng không trả được nợ. Còn đối với tâm lý người đi vay thì cho thấy rằng nếu họ sẽ có nhu cầu vay tương xứng với thu nhập và lợi nhuận từ sản xuất kinh doanh mà họ có được. Kết quả hồi quy đã góp phần làm rõ suy luận trên.
e) Tongchisxkd: tổng chi cho sản xuất kinh doanh trong năm của những hộ
vay vốn. Hệ số ước lượng của biến này là 0,353. Dấu kết quả hồi quy trùng với dấu kì vọng và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Cố định tất cả các yếu tố khác trong mô hình, khi chi sản xuất kinh doanh trong năm của hộ đi vay tăng lên 1% thì lượng vốn vay của hộ sẽ tăng lên 0,353%.
Cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu trước đây đã từng có kết luận rằng khi nông hộ có nhu cầu vay vốn với chi phí sản xuất kinh doanh phù hợp với cơ sở sản xuất kinh doanh thì khả năng nhận được lượng vốn vay của nông hộ sẽ nhiều hơn
(Nguyễn Văn Ngân, 2003) Kết quả hồi quy một lần nữa khẳng định nhận định trên là đúng và phù hợp với căn cứ thực tế.
f) Tongchisinhhoat: tổng chi sinh hoạt trong năm của hộ. Hệ số ước lượng của biến tongsinhhoat là -0,531. Dấu kết quả mô hình phù hợp với dấu kì vọng và
có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Hệ số ước lượng giải thích rằng khi cố định các yếu tố khác trong mô hình, tổng chi sinh hoạt của chủ hộ tăng lên 1% thì lượng vốn vay của nông hộ giảm 0,531%. Cơ sở lý thuyết và thực tế các nghiên cứu trước đây cũng đã lý luận sự làm giảm lượng vốn vay cũng như việc tiếp cận đến nguồn vốn vay từ các tổ chức tài chính chính thức của biên chi tiêu cho sinh hoạt. Kết quả hồi quy tương quan cho mô hình này góp phần khẳng định thêm lần nữa nhận định trên.
4.2.4. Đánh giá về tình hình sử dụng vốn của nông hộ có vay từ các tổ chức tài chính chính thức huyện Thanh Bình
Trong phần đặc tính mẫu điều tra, đã có thống kê về trung bình thu nhập giữa hộ có vay vốn và không vay vốn, thu nhập trung bình trước khi vay và sau khi vay của hộ có vay từ nguồn tài chính chính thức. Kết luận sơ bộ cho thấy việc sử dụng vốn của nông hộ có vay là có hiệu quả và mang lại thu nhập cao hơn những hộ
không vay vốn. Các kiểm định dưới đây góp phần đánh giá lại sự khác biệt này theo một phương pháp khác để kết luận về tình hình sử dụng vốn vay của nông hộ
có vay từ các tổ chức tài chính chính thức trên địa bàn huyện Thanh Bình – Đồng Tháp là thực sự có hiệu quả hay không.
4.2.4.1. Kiểm định về sự khác biệt trong thu nhập trung bình giữa hộ
không và trước khi vay
Gọi àx và ày lõ̀n lược là trung bình thu nhọ̃p của nhóm hụ̣ khụng vay và hụ̣
có vay từ các nguồn tài chính chính thức. Với Sx2, S2y là phương sai thu nhập giữa hai nhóm; nx, ny lần lượt là số quan sát của hai nhóm thu nhập; x,y lần lượt là trung bình thu nhập.
H0: àx - ày ≤ 0 Giả thiết
H0:à x - ày > 0
Giá trị kiểm định Z =
n S S n
y y x x
y x
2 2
+
−
= -0,00148
Gia trị tra bảng Z5% = 1,645 > giá trị kiểm định Z = -0,00148
Chấp nhận giả thiết H0
Vậy thu nhập trung bình của hộ không vay nhỏ hơn thu nhập trung bình trước vay của hộ có vay từ các nguồn tài chính chính thức (1)
4.2.4.2. Kiểm định về sự khác biệt giữa trung bình thu nhập giữa hộ
không vay và sau vay của hộ có vay từ các nguồn tài chính chính thức
Gọi àx và ày lõ̀n lược là trung bình thu nhọ̃p của nhóm hụ̣ khụng vay và thu nhập sau vay của hộ có vay từ các nguồn tài chính chính thức. Với Sx2, S2y là
phương sai thu nhập giữa hai nhóm; nx, ny lần lượt là số quan sát của hai nhóm thu nhập; x,y lần lượt là trung bình thu nhập.
H0: àx - à y ≤ 0 Giả thiết
H0:àx - ày > 0
Giá trị kiểm định Z =
n S S n
y y x x
y x
2 2
+
−
= -2,847
Gia trị tra bảng Z5% = 2,575 > giá trị kiểm định Z = -2,847
Chấp nhận giả thiết H0
Vậy thu nhập trung bình của hộ không vay nhỏ hơn thu nhập trung bình sau vay của hộ có vay từ các nguồn tài chính chính thức (2)
4.2.4.2. Kiểm định về sự khác biệt trong thu nhập trung bình của nông hộ
trước khi vay vốn và sau khi vay vốn
Gọi àx và ày lõ̀n lược là trung bình thu nhọ̃p trước vay và sau vay của nụng hộ từ nguồn tài chính chính thức. d : trung bình độ lệch chuẩn cho sự khác nhau của 30 cặp quan sát là những hộ có vay vốn, n=30. D0 = 0 là giả định rằng không có
sự khác biệt trong thu nhập giữa hai nhóm.
H0: àx - à y ≤ 0: trung bình thu nhọ̃p của hụ̣ trước khi vay Giả thiết nhỏ hơn thu nhập sau vay
H0:àx - ày > 0: trung bình thu nhọ̃p trước vay lớn hơn sau vay đối với hộ có vay
Giá trị kiểm định t =
n d
S D
d
− 0
= - 0,09849
Giá trị tra bảng t29,5%= 1,701
Ta có giá trị t29,5%=1,701 > t =- 0,09849. Chấp nhận giả thiết H0, Trung bình thu nhập trước vay thấp hơn thu nhập sau vay của hộ có vay vốn trên địa bàn huyện Thanh Bình. (3)
Kết hợp 3 kết luận trên ta có:
(1) Vậy thu nhập trung bình của hộ không vay nhỏ hơn thu nhập trung bình trước vay của hộ có vay từ các nguồn tài chính chính thức
(2) Thu nhập trung bình của hộ không vay nhỏ hơn thu nhập trung bình sau vay của hộ có vay từ các nguồn tài chính chính thức.
(3) Trung bình thu nhập trước vay thấp hơn thu nhập sau vay của hộ có vay vốn trên địa bàn huyện Thanh Bình
Qua thực tế quan sát và kết quả kiểm định cho ta thấy được sư gia tăng trong thu nhập của những hộ vay vốn so với những hộ không vay vốn. Nguồn vốn được sử dụng vào mục đích là sinh lợi và đã mang về hiệu quả nhất định trong việc sản xuất kinh doanh của nông hộ. Ta có thể lý giải điều này bằng trách nhiệm pháp lý
đối với khoản tiền vay từ nguồn tài chính chính thức, ý thức nỗ lực trong sản xuất và hoạch định sử dụng đồng vốn vay với thái độ tích cực.
Tuy nhiên, thực tế cũng cho thấy rằng những hộ có vay để phát triển sản xuất tiền thân đã có thu nhập cao hơn những hộ không vay từ nguồn chính thức. Điều này cho ta thấy rằng bản thân người đi vay là những người thực sự có điều kiện vay với đủ điều kiện pháp lí, có cơ sở sản xuất kinh doanh và kế hoạch cụ thể. Nhu cầu vay tiền chỉ để phục vụ phần nào nhu cầu vốn tạm thời. Đối với hộ có khả năng tài chính cao thì vay được nhiều và hiệu quả mang lại cũng sẽ cao hơn những hộ có ít điều kiện tiếp cận đến nguồn tín dụng hoặc là lượng vốn vay không đủ để đáp ứng nhu cầu vốn vì không có nguồn tài chính sẵn có. Thế nhưng nhìn một cách chung nhất thì các hộ vay vốn đã phát huy được hiệu quả của nguồn vốn, góp phần nâng cao thu nhập, cải thiện đời sống.