Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TIẾP CẬN TÍN DỤNG CHÍNH THỨC VÀ PHI CHÍNH THỨC CỦA NÔNG HỘ Ở ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG Phan Đình Khôi1 Khoa Kinh tế & Quản trị Kinh doanh, Trường Đại học Cần Thơ Thông tin chung: Ngày nhận: 07/06/2013 Ngày chấp nhận: 31/10/2013 Title: Determinants of accessibility to formal and informal credit in the Mekong River Delta Từ khóa: Tín dụng thức phi thức, nông hộ, đồng sông Cửu Long Keywords: Formal and informal credit, rural households, Mekong River Delta ABSTRACT This study analyzed the factors influencing rural households’ access to formal and informal credit in the rural credit market in the Mekong River Delta, Vietnam The results showed that land holding status, informal interest and informal loan duration are important factors influencing access to informal credit Factors influencing formal credit accessibility include local government employee status, credit group membership, a poor certificate, educational attainment, working skills and village road access Despite the fact that microcredit programs are designed to target households at the bottom of the population pyramid, the lowest income group faces more credit rationing than other groups To reduce reliance on informal loans and improve formal credit access, rural households should actively participate in a credit group The findings also confirmed the interaction effect between the two credit sectors, in which an informal loan positively influences the probability of borrowing from the formal sector TÓM TẮT Bài viết phân tích yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng thức phi thức nông hộ đồng sông Cửu Long Kết cho thấy sở hữu đất đai, lãi suất thức, thời hạn cho vay phi thức yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến khoản vay phi thức Các yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng vi mô bao gồm làm việc cho quyền địa phương, thành viên tổ vay vốn, sổ hộ nghèo, trình độ học vấn, lao động có tay nghề đường giao thông liên xã Mặc dù chương trình tín dụng vi mô thiết kế với mục tiêu cung cấp tín dụng cho hộ nghèo hộ có thu nhập thấp, nhóm lại phải đối mặt với việc sàng lọc tín dụng khắt khe nhóm khác Để giảm bớt phụ thuộc vào tín dụng phi thức nâng cao khả tiếp cận tín dụng thức thông qua chương trình tín dụng vi mô, nông hộ cần tích cực tham gia vào tổ vay vốn địa phương Kết nghiên cứu cho thấy có tương tác thị trường tín dụng, số tiền vay tín dụng phi thức làm tăng khả tiếp cận chương trình tín dụng vi mô 38 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 (2008) cho thấy tín dụng thức phi thức tồn tại; tương tác chúng tảng cho hoạt động thị trường tín dụng nông thôn Peru Ở khu vực nông thôn Việt Nam, hai loại hình tín dụng tồn song song chúng vừa có vai trò bổ sung thay nguồn cung tín dụng cho nông hộ, nhiên tồn tương tác hai nguồn tín dụng chưa đề cập nghiên cứu rộng rãi GIỚI THIỆU Tín dụng vi mô “microcredit” đóng vai trò quan trọng việc cấp khoản vay nhỏ cho hộ nghèo thị trường tín dụng nông thôn Việt Nam Tuy nhiên, cung tín dụng vi mô đến hộ gia đình nông thôn nhiệm vụ khó khăn chất không hoàn hảo thị trường tín dụng nông thôn Bên cạnh đó, thủ tục cho vay góp phần giới hạn nông hộ, đặc biệt hộ nghèo hộ có thu nhập thấp tiếp cận tín dụng Nhìn chung, hộ nghèo hộ có thu nhập thấp phải đối mặt với hai vấn đề việc vay vốn từ tổ chức tín dụng Trước tiên, hầu hết hộ nghèo tài sản chấp vay dựa mức thu nhập họ Thứ hai, tổ chức tín dụng cho chi phí giao dịch cho khoản vay lớn hay nhỏ gần tương đương Trong lợi ích hợp đồng cho vay lớn thường lớn gấp nhiều lần lợi ích mang lại từ khoản vay nhỏ Ví dụ, cho vay cá nhân cho vay thông qua chương trình tín dụng vi mô mang lại lợi tức vốn vay thấp cho vay doanh nghiệp Nếu hỗ trợ bên ngoài, hộ nghèo nông thôn thường gặp khó khăn việc tiếp cận tín dụng thức Vì vậy, họ tìm đến nguồn tín dụng thay thế, tín dụng phi thức Cải thiện khả tiếp cận tín dụng thức thông qua chương trình tín dụng vi mô xem công cụ chiến lược nhằm để hỗ trợ vốn cho đại đa số hộ nghèo nông thôn Mặc dù can thiệp nhà nước vào thị trường tín dụng nông thôn thông qua chương trình tín dụng vi mô gây tranh cãi, hoạt động can thiệp chấp nhận rộng rãi điều chỉnh thất bại thị trường tín dụng nông thôn Vì vậy, viết cung cấp góc nhìn thị trường tín dụng nông thôn đồng sông Cửu Long (ĐBSCL), khả tiếp cận tín dụng đặt điều kiện thị trường tín dụng thức phi thức có khả tương tác với Kết nghiên cứu góp phần tổng quát hóa khả tiếp cận vốn nông hộ Đồng thời, kết nghiên cứu bổ sung vào hiểu biết khả tiếp cận đến nguồn tín dụng thức phi thức nông hộ Mục tiêu tổng quát viết phân tích yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng thức phi thức thị trường tín dụng nông thôn ĐBSCL, tương tác hai khu vực tín dụng thức phi thức cho ảnh hưởng đến khả tiếp cận nông hộ đến chương trình tín dụng vi mô Phần lại viết gồm có năm mục Mục trình bày tổng quan thị trường tín dụng nông thôn Việt Nam Mục trình bày phương pháp luận Mục trình bày phương pháp thu thập số liệu Mục thảo luận kết Mục kết luận viết đề xuất số giải pháp tăng khả tiếp cận vốn nông hộ TỔNG QUAN THỊ TRƯỜNG TÍN DỤNG NÔNG THÔN VIỆT NAM Các nghiên cứu thực nghiệm khả tiếp cận tín dụng nông hộ thường chấp nhận tồn hai loại hình tín dụng thức phi thức, xem xét chúng cách độc lập Điển hình nghiên cứu Gan et al (2007); Phạm Thị Thu Trà Lensink, (2007); Li et al (2011) Một số nghiên cứu khác xem xét tương tác tín dụng thức phi thức, kết luận tác động tương tác hai loại hình tín dụng không quán Ví dụ, Kochar (1997) tín dụng phi thức đóng vai trò quan trọng định vay mượn hộ thị trường tín dụng thức nông thôn Ấn Độ Tuy nhiên, Diagne (1999) cho thấy mối quan hệ đáng kể tín dụng thức phi thức thị trường tín dụng nông thôn Malawi Gần đây, Guirkinger Theo McCarty (2001), thị trường tín dụng nông thôn Việt Nam bị manh mún có can thiệp sâu nhà nước Ngoài ra, thị trường bao gồm tín dụng thức phi thức tồn Tín dụng thức chủ yếu cung cấp ngân hàng quốc doanh Ngân hàng Nông nghiệp Phát triển nông thôn Việt Nam (VBRAD), Ngân hàng Việt Nam cho người nghèo (VBP) Quỹ tín dụng nhân dân (QTDND) Ba tổ chức với kiểm soát khoảng 70% tổng mức tín dụng thị trường (Ngân hàng Thế giới, 2000) VBRAD có chi nhánh đến cấp huyện số lượng chi nhánh cấp xã, vậy, việc mở rộng tín dụng đến hộ gia đình nghèo xã nông thôn vùng xa thực hạn 39 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 thành phát triển thông qua chương trình tín dụng vi mô, cấp vốn chương trình hỗ trợ từ quỹ quốc tế tổ chức phi phủ (NGO) Loại hình tín dụng cung cấp dịch vụ tài vi mô cho hộ bị loại khỏi khu vực tín dụng thức Tuy nhiên, khu vực tín dụng bán thức đóng vai trò không đáng kể việc cung cấp tín dụng vi mô Việt Nam hệ thống tài thiếu khuôn khổ pháp lý cho hoạt động tài (trước Luật Các Tổ Chức Tín Dụng sửa đổi, ban hành tháng năm 2012) Vì vậy, hầu hết hoạt động tài vi mô thuộc khu vực bán thức phát triển theo dự án cấp tỉnh Do thông tin không đầy đủ số liệu thu thập bị hạn chế, tín dụng bán thức không đề cập nghiên cứu chế Ngoài ra, lệch lạc đánh giá rủi ro với thủ tục hành phức tạp góp phần vào phát triển hoạt động VBRAD (Putzeys, 2002) Ngân hàng phục vụ người nghèo Việt Nam bắt đầu hoạt động từ năm 1996, cung cấp tín dụng với lãi suất thấp thông qua chương trình tín dụng vi mô cho người nghèo nông thôn không đủ điều kiện cho khoản cho vay cá nhân tài sản chấp hạn chế Đến năm 2003, ngân hàng đổi tên thành Ngân hàng Chính sách xã hội Việt Nam (VBSP) Hoạt động VBSP tập trung vào cho vay hộ nghèo, thông qua hợp tác chặt chẽ với tổ chức địa phương thủ tục cho vay Cụ thể, Ủy ban nhân dân xã giúp Ngân hàng Chính sách xã hội để xác minh nhóm hộ nghèo nhóm hộ có hoàn cảnh khó khăn Các tổ chức đoàn thể xã hội khác làng Hội Liên hiệp Phụ nữ Hội Nông dân giúp Ngân hàng Chính sách xã hội thành lập giám sát khoản vay Không cần tài sản chấp cho khoản vay, tổ chức đoàn thể xã hội đóng vay trò Quỹ bảo lãnh cho hộ nghèo vay vốn Để đảm bảo khả thu hồi vốn, tổ chức đoàn thể xã hội tổ chức người vay thành tổ tín dụng Trách nhiệm trả nợ gốc lãi vay quy cho tổ Sau đó, phương thức cho vay thay phương thức linh hoạt hơn, cá nhân chịu trách nhiệm khoản vay mà khoản vay thành viên khác nhóm (Bhole Ogden, 2010) Cung tín dụng thức nông thôn thực thông qua hình thức cho vay cá nhân thông qua chương trình tín dụng vi mô Kênh tín dụng cho cải thiện đáng kể khả tiếp cận tín dụng hộ Tuy nhiên, thông tin bất cân xứng, vấn đề sàng lọc thị thường tín dụng thức tiếp tục loại trừ số người nghèo không đủ điều kiện vay vốn khỏi thị trường Ở Việt Nam, Phạm Bảo Dương Izumida (2002) 30% hộ nông dân vay từ người cho vay thức Khả tiếp cận nguồn tín dụng thức bị hạn chế dẫn đến hộ gia đình phụ thuộc nhiều vào nguồn tín dụng phi thức Tuy tồn song song thị trường tín dụng nông thôn, hai phương thức cho vay thức phi thức sử dụng chiến lược sàng lọc khác để tránh lựa chọn bất lợi rủi ro đạo đức trình cho vay họ Ví dụ, Phạm Thị Thu Trà Lensink (2007) cho thấy tổ chức tín dụng thức đánh giá rủi ro tín dụng dựa yếu tố lãi suất lịch sử người vay Trong đó, người cho vay phi thức đánh giá rủi ro tín dụng dựa đặc điểm hộ vay, đặc biệt mối quan hệ người cho vay người vay Thông tin tín dụng phi thức Việt Nam chủ yếu nghiên cứu cách rời rạc tầm quan trọng nguồn cung tín dụng thị trường tín dụng nông thôn ghi nhận nghiên cứu Phạm Bảo Dương Izumida (2002), Putzeys (2002), Phạm Thị Thu Trà Lensink (2007) Khu vực tín dụng phi thức truyền thống bao gồm khoản vay mượn từ người thân, bạn bè hàng xóm, khoản tín dụng xoay vòng “hụi”, khoản vay từ người cho vay Một hình thức tín dụng phi thức hình thành gần tín dụng cấp thương nhân địa phương nhà cung cấp đầu vào cho sản xuất nông nghiệp Hình thức tín dụng dần trở thành phận quan trọng tín dụng phi thức Theo Putzeys (2002), 51% khoản tín dụng nông hộ cung cấp thông qua kênh tín dụng phi thức PHƯƠNG PHÁP LUẬN 3.1 Lý thuyết tiếp cận tín dụng Vốn tín dụng nguồn tài nguyên khan khả tiếm cận vốn tín dụng người vay phụ thuộc vào cách đánh giá rủi ro người cho vay Việc tiếp cận tín dụng bắt đầu với lý thuyết cầu tín dụng cá nhân hộ gia đình với mong muốn tối đa hữu dụng kỳ vọng họ từ việc vay tiền từ nhà cung cấp tín dụng Mỗi đơn vị tiền có chi phí hội Bên cạnh tín dụng thức phi thức, tín dụng bán thức gần hình 40 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 hoạt, chi phí giao dịch hoạt động cho vay giảm 3.2 Các nghiên cứu thực nhiệm riêng mình, lãi suất, vậy, định cung tín dụng phụ thuộc vào lãi suất Tuy nhiên, Stiglitz Weiss (1981) cho thấy lý thuyết cung cầu tín dụng dựa vào lãi suất giải thích khả tiếp cận vốn người vay định cung tín dụng không điều chỉnh lãi suất thị trường định cho vay phụ thuộc vào cách mà người cho vay lựa chọn người vay dựa thông tin người vay Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan đến khả tiếp cận tín dụng nông hộ phân làm ba nhóm chủ yếu Nhóm thứ sử dụng mô hình nhị phân để phân tích nhân tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng thức nông hộ Cụ thể, Mohamed (2003) Gan et al (2007) sử dụng mô hình logit để xác định yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng vi mô hộ hai quốc gia Zanzibar Phillipines Các yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng bao gồm tuổi, trình độ học vấn, giới tính, thu nhập mức độ nhận thức sẵn có tín dụng vi mô Mohamed (2003) kết luận thông tin nguồn tín dụng có ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng vi mô nông hộ Zanzibar Gan et al (2007) kết luận nông dân ngư dân trẻ có khả tiếp cận tín dụng Philippines Do đó, tác giả cho để tăng khả tiếp cận tín dụng cho nông hộ, chương trình tín dụng vi mô cần tập trung vào nhóm đối tượng trẻ nông thôn tăng cường nhận thức nông hộ sẵn có chương trình tín dụng vi mô, đặc biệt người cư trú vùng sâu vùng xa vùng có điều kiện khó khăn Nghiên cứu gần vấn đề tiếp cận tín dụng nông hộ nghèo bao gồm Okurut (2006) Nam Phi Phạm Thị Thu Trà Lensink (2007) Việt Nam Bên cạnh nhân tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng thức nông hộ, kết nghiên cứu lĩnh vực tín dụng phi thức tồn yếu tố ảnh hưởng đến số tiền vay phi thức xác định Tuy nhiên, nhân tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng thức phi thức xác định cách độc lập, tương tác thị trường tín dụng thức phi thức bị bỏ qua Theo Stiglitz Weiss (1981), thông tin bất cân xứng hợp đồng cho vay làm cho người cho vay phân biệt mức độ rủi ro người vay rủi ro người vay nhiều rủi ro, mức độ cố gắng hoàn trả nợ vay người vay Thông tin bất cân xứng tạo vấn đề lựa chọn bất lợi rủi ro đạo đức Vấn đề lựa chọn bất lợi phát sinh trình lựa chọn người vay, việc phân biệt người vay rủi ro nhiều rủi ro phản ánh lãi suất Tuy nhiên, tăng lãi suất để bù đắp cho chi phí giao dịch cao khoản vay loại người vay rủi ro vay tốt, dẫn đến kết người cho vay cho vay dự án có rủi ro cao Rủi ro đạo đức liên quan đến việc giám sát thực thi chế cho vay Cụ thể khả người vay không nỗ lực hoàn trả nợ sau nhận khoản vay họ biết người cho vay phải gánh chịu phần rủi ro Nói chung, người cho vay định cấp tín dụng cấp dựa tập hợp thông tin mà họ có từ người vay Điều có nghĩa tất người vay nhận tín dụng với hồ sơ vay Aghion Morduch (2005) hạn chế tín dụng vấn đề phổ biến mà doanh nghiệp quy mô nhỏ nông hộ phải đối mặt khả trả nợ họ Nói cách khác, dòng chảy tín dụng không đơn giản tuân theo lý thuyết cung cầu, trình cân nhắc cá nhân nộp đơn xin vay sau người cho vay xác định số tiền cho vay dựa cách đánh giá người cho vay người vay (Aleem, 1990) Lamberte Llanto (1995) quan sát hoạt động cho vay thị trường tài nông thôn Philippines cho hoạt động cho vay phân thành ba giai đoạn: sàng lọc, định (chấp nhận từ chối), xác định số tiền cho vay Tóm lại, dòng vốn tín dụng phụ thuộc vào cấu trúc thị trường tính chất thông tin bất cân xứng Adams Vogel (1986) lập luận thị trường tín dụng quản lý theo chế tập trung, thông tin phân tán, định cho vay có xu hướng cứng nhắc chi phí giao dịch cao Trái lại, với mức độ thông tin phân tán thị trường tài linh Nhóm nghiên cứu thứ hai xem xét khả tiếp cận tín dụng có diện sai lệch chọn mẫu dựa định cho vay số tiền vay Cụ thể, Phạm Izumida (2002), Okurut et al (2005) Swain (2002) ước lượng định cho vay số tiền vay đồng thời, sử dụng mô hình Heckman hai bước Các kết nghiên cứu góp phần giải thích khả tiếp cận tín dụng hộ giới hạn tín dụng số tiền cho vay Cụ thể, khả tiếp cận chương trình tín dụng vi mô hộ gia đình không phụ thuộc vào đặc điểm quan sát hộ mà phụ thuộc vào yếu tố không quan sát Bỏ qua đặc 41 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 nghiên cứu đánh dấu mốc quan trọng nghiên cứu thực nghiệm thị trường tín dụng nông thôn (Petrick, 2005) điểm không quan sát uy tín hay tin thần kinh doanh trình lựa chọn cho vay dẫn đến kết ước lượng bị chệch mô hình xác định số tiền cho vay Ngoài ra, nghiên cứu Phạm Bảo Dương Izumida (2002) đề cập đến tính tương tác tín dụng thức phi thức việc xem xét yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng nông hộ Việt Nam Để kiểm soát tính tương tác hai thị trường với lập luận hộ gia đình nông thôn vay từ khu vực thức phi thức, họ vay từ hai nguồn lúc, tác giả sử mô hình Tobit để ước lượng nhân tố ảnh hưởng đến số tiền vay tín dụng thức phi thức Tuy nhiên, tác giả ước lượng hai phương trình cách độc lập tính tương tác tín dụng thức phi thức không xác định Một điểm quan trọng lên từ việc xem xét tài liệu tín dụng thức không thức tồn thị trường nông thôn nhiên nghiên cứu khả tiếp cận tín dụng thường xem xét thị trường cách độc lập Điều hạn chế việc giải thích vấn đề tiếp cận tín dụng nông hộ Cụ thể, cần vốn nông hộ chọn tín dụng thức hay phi thức? nông hộ vay từ nguồn vốn nông hộ có khả tiếp cận nguồn vốn lại không? Nói cách khác, nông hộ chọn vay tín dụng thức hay phi thức cần vốn? Có hai sở lý thuyết để trả lời cho câu hỏi Đầu tiên, điều kiện hạn chế tín dụng, nông hộ tiếp cận tín dụng thức thông tin bất cân xứng số người số họ bị loại khỏi trình sàng lọc không đủ tài sản chấp thiếu trách nhiệm để trả nợ vay Các hộ gia đình sau buộc phải chọn vay phi thức Những người ủng hộ quan điểm tin tưởng khoản vay phi thức phương sách cuối hộ gia đình tìm kiếm thị trường tín dụng nông thôn (xem Bell et al., 1997, Kochar, 1997b; Guirkinger, 2008) Nhóm nghiên cứu thứ ba, Zeller (1994) số người tiên phong cung cấp khung phân tích yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng thức phi thức thị trường tín dụng nông thôn Mặc dù tác giả chứng thực nghiệm để kết luận tính tương tác tín dụng thức không thức khả tiếp cận vốn nông hộ, Zeller nhấn mạnh ý nghĩa tương tác khu vực thức phi thức thị trường tín dụng nông thôn Quan điểm tiếp tục nghiên cứu Kochar (1997b), Diagne (1999) Swain (2002) tác giả cố gắng làm rõ tương tác khu vực cung cấp tín dụng, sử dụng giả định khác để phân tích yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng lượng vốn vay nông hộ Kochar (1997b) sử dụng mức phí đặt cọc dự phòng rủi ro để đo lường chi phí giao dịch hoạt động cho vay Sử dụng mô hình tiếp cận tín dụng cho thị trường tín dụng thức phi thức, Kochar (1997b) cung cấp chứng thực nghiệm tiếp cận tín dụng phi thức đóng vai trò quan trọng việc tiếp cận tín dụng thức Tương tự, Swain (2002) tái khẳng định kết trước Kochar (1997b) Ngoài ra, Diagne (1999) sử dụng mô hình ước lượng đồng thời khả tiếp cận tín dụng thức phi thức, dựa vào giả định tín dụng thức có khả thay hoàn hảo cho có mối tương quan tự do, kết luận tín dụng thức phi thức tương tác thị trường tín dụng nông thôn Mặc dù gặp phải số hạn chế giả định phương pháp ước lượng, phát Một quan điểm khác cho người cho vay không thức có lợi so sánh người cho vay thức việc cung cấp khoản vay cho hộ gia đình người cho vay không thức có thông tin tốt để giám sát quản lý khách hàng họ (Jain, 1999) Điều có nghĩa người cho vay phi thức có quyền kiểm soát nhiều rủi ro đạo đức cam kết trả nợ Theo quan điểm này, người cho vay phi thức ưa thích người cho vay thức khoản vay phi thức rẻ so với khoản vay thức (Chung, 1995) Quan điểm nhấn mạnh chi phí giao dịch cao liên quan đến tham gia cho vay từ khu vực thức khuyến khích người nông dân vay vốn phi thức Nếu chi phí giao dịch liên quan đến tín dụng không thức so với tín dụng thức, hộ gia đình chọn tín dụng phi thức Trong ngắn hạn, chế sàng lọc đơn giản mà người cho vay không thức sử dụng định cho vay hợp đồng thức mà không yêu cầu tài sản chấp cầm cố từ người vay ủng hộ quan điểm 42 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 định đến lượng vốn vay hai thị trường Tuy nhiên, mô hình nghiên cứu xem xét hai thị trường cách riêng biệt Do kết nghiên cứu chưa kết luận tương tác kinh tế hai khu vực tín dụng tác động đến khả tiếp cận tín dụng nông hộ Nghiên cứu tiếp cận tín dụng nông hộ điều kiện có tương tác thị trường tín dụng thức không thức cần thiết để cung cấp hiểu biết tốt thị trường tín dụng nông thôn nước phát triển 3.3 Mô hình nghiên cứu Tóm lại, nghiên cứu cho thấy khả tiếp cận tín dụng phụ thuộc vào yếu tố kinh tế xã hội người vay yếu tố đồng thời ảnh hưởng đến số tiền vay Bỏ qua mối tương quan việc định số tiền vay, số nghiên cứu tập trung vào việc xác định yếu tố giải thích khả tiếp cận tín dụng thức và/hoặc không thức Do vậy, kết chưa đủ để trả lời câu hỏi mức độ định hộ gia đình tiếp cận tín dụng ảnh hưởng đến số tiền vay Mặt khác, tài liệu nhấn mạnh phức tạp thị trường tín dụng nông thôn, nơi nguồn tín dụng thức không thức tồn tương tác để cung cấp tín dụng cho nông hộ theo cách khác Nhiều nghiên cứu tập trung vào yếu tố định khả tiếp cận yếu tố Từ kết lược khảo nghiên cứu thực nghiệm, thị trường tín dụng nông thôn bao gồm tín dụng phi thức tín dụng thức khái quát hệ phương trình sau: ST_PCT = 1 +1X1 +1H1 +1M1 + 1G1  u1 (1) B =  + 2X + 2H + 2M + 2G  ST_PCT  u2 B = B* > B = trường hợp khác ST_CT =  +3X3 + 3H +3M + 3G + B  u3 (2) * (3) thích mô hình nghiên cứu dựa theo nghiên cứu thực nghiệm Phạm Bảo Dương Izumida (2002), Hồ (2004), Li ctv (2011) Thêm vào đó, yếu tố địa lý - kinh tế (G) đưa vào mô hình dùng để kiểm soát khác biệt địa lý - kinh tế cấp huyện xã nông hộ (Pitt Khandker, 1998) Các yếu tố địa lý – kinh tế bao gồm xã có đường ô tô, huyện đô thị hóa mức độ tập trung người dân tộc huyện Tên gọi biến trình bày Bảng Trước tiên, phương trình tín dụng phi thức (phương trình 1) xây dựng dựa tính linh hoạt tín dụng phi thức chế sàng lọc đơn giản hóa khả tiếp cận tín dụng phi thức ngẫu nhiên Sự sai lệch chọn mẫu không đề cập phân tích số tiền vay phi thức Kế đến, tín dụng phi thức tương tác với tín dụng thức thông qua phương trình khả tiếp cận tín dụng thức (phương trình 2) Thứ ba, phương trình tín dụng thức (phương trình 3) xây dựng dựa vào khả tiếp cận tín dụng vi mô (phương trình 2), sàng lọc tín dụng sai lệch chọn mẫu thể phương trình tín dụng thức Do tín dụng phi thức tồn song song với tín dụng thức, phương trình phải ước lượng đồng thời mô hình Để có kết ước lượng vững không chệch, vấn đề biến nội sinh (endogeneous variable) biến phụ thuộc bị chặn (truncated dependent variable) cần xem xét trình ước lượng Để khắc phục vấn đề thứ nhất, tín dụng phi thức (phương trình 1) khả tiếp tín dụng vi mô (phương trình 2) ước lượng dựa theo Rivers Vương H Quang (1988) định vay ước lượng mô hình probit với biến nội sinh số tiền vay phi thức Tuy nhiên, River Vương H Quang (1988) đề cập đến biến nội sinh phải liên tục Biến nội sinh khoản vay phi thức (ST_PCT) biến liên tục không hoàn toàn quan sát cho tất hộ Khác với vay thức thông qua hợp đồng quản lý theo dõi theo quy trình cho vay Trong mô hình trên, biến phụ thuộc số tiền vay phi thức (ST_PCT), khả tiếp cận tín dụng thức (B) số tiền vay thức từ chương trình tín dụng vi mô (ST_CT) Các biến giải thích bao gồm đặc điểm cá nhân (X), đặc điểm hộ gia đình (H), yếu tố tín dụng vi mô (M) yếu tố địa lý (G) B biến phụ thuộc phản ánh kết khả tiếp cận tín dụng thức B quan sát B* nhận giá trị dương Các đặc điểm cá nhân (X), đặc điểm hộ (H) đặc điểm tín dụng vi mô (M) giải thích cho tín dụng thức tiếp cận tín dụng thức Các yếu tố giải 43 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 sách ưu tiên cho vay hộ dân tộc số địa phương, ba số 13 xã lựa chọn từ xã tập trung hộ người dân tộc tổ chức tín dụng, vay phi thức thường thoả thuận lời nói Vì vậy, hỏi, giá trị khoản vay phi thức (ST_PCT) bị che đậy chí phóng đại Đây vấn biến bị chặn mô hình Nếu số tiền cho vay phi thức bị ẩn không đưa vào phương trình (1), kết khả tiếp cận tín dụng vi mô (phương trình 2) bị lệch Điều dẫn đến ước lượng bị lệch phương trình tín dụng thức (phương trình 3) phương trình (3) xác định đồng thời với phương trình phương trình (2) lý có diện tượng sai lệch chọn mẫu (Heckman, 1979) Vì vậy, hệ ba phương trình ước tính phương pháp kết hợp có điều kiện (cmp) dựa theo Roodman (2009) Để giải giá trị ẩn số tiền vay phi thức hệ phương trình (1 2), mô hình Tobit sử dụng để ước lượng phương trình (1) mô hình probit sử dụng để ước lượng phương trình (2) Để ước lượng phương trình (3) song song với phương trình (2), mô hình Heckman hai bước áp dụng cho hệ phương trình (2 3) KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN 5.1 Mô tả mẫu điều tra Bảng mô tả mẫu điều tra nguồn tín dụng Trong tổng số 919 hộ hỏi, 775 hộ có vay 144 hộ không vay Trong số 775 hộ có vay, 156 vay từ nguồn phi thức, 261 vay từ nguồn thức, 358 vay từ hai nguồn Sự phân bố hộ có vay theo loại hình vay cho thấy tồn thị trường tín dụng phi thức thức thị trường tín dụng nông thôn Bảng 1: Tham gia vào thị trường tín dụng phi thức thức Nguồn vốn vay Loại hình hộ Phi Chính vay vốn thức thức Hộ có vay 156 261 Hộ không vay Tổng số hộ 156 261 Cả Tổng hai 358 775 144 144 502 919 Nguồn: Số liệu tự điều tra năm 2010 PHƯƠNG PHÁP THU THẬP SỐ LIỆU Số liệu thu thập từ hộ gia đình mẫu chọn từ 15 ấp 13 xã 13 tỉnh ĐBSCL Trước tiên, hộ gia đình phân loại thành hai nhóm dựa tình trạng vay họ từ chương trình tín dụng vi mô Nhóm hộ có vay từ chương trình tín dụng vi mô gọi nhóm vay Các nhóm bao gồm hộ có nhu cầu vay chưa vay từ chương trình tín dụng vi mô gọi nhóm không vay Tổng cộng có 619 người vay lựa chọn ngẫu nhiên yêu cầu vấn Sau đó, 300 hộ gia đình không vay vòng 12 tháng qua lựa chọn ngẫu nhiên yêu cầu tham gia vấn Tổng cộng có 919 hộ gia đình mẫu điều tra Do chủ hộ người định vay chương trình tín dụng vi mô cho vay dựa đề nghị chủ hộ nên người đứng đầu hộ gia đình lựa chọn để vấn Ngoài ra, để có tương đồng thị trường tín dụng cấp xã, xã lựa chọn phải có chương trình tín dụng vi mô hoạt động năm Để loại yếu tố Đặc điểm hộ mẫu điều tra trình bày Bảng Trong đó, chủ hộ có tuổi trung bình 47 có trình độ tiểu học Hộ tham gia vào hoạt động nông nghiệp trồng lúa, canh tác vườn ăn quả, nuôi trồng thuỷ sản, hoạt động phi nông nghiệp khác ghi nhận Kết cho thấy hộ gia đình điển hình có năm thành viên, có ba trẻ em Hộ điển hình sở hữu khoảng 0,63 đất có thu nhập trung bình 38,28 triệu đồng năm Tiếp cận nguồn tín dụng thức phi thức phổ biến Tính trung bình, số tiền vay từ tín dụng vi mô lớn số tiền vay phi thức Ngoài ra, mức lãi suất tín dụng vi mô thường cố định thấp lãi suất bình quân thị trường, lãi suất tín dụng phi thức cao Khoản tín dụng phi thức thường gắn với thời hạn vay ngắn, năm Trong đó, tín dụng vi mô phần lớn cho vay dài hạn Các khoản vay từ chương trình tín dụng vi mô sử dụng chủ yếu cho mục đích sản xuất, khoản vay phi thức phần lớn phục vụ cho tiêu dùng 44 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 45 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 (MUCHU), có sở hữu đất đai (CODAT), tiết kiệm (TIETKIEM), mức thu nhập (MUCTN_1 MUCTN_2), mục đích vay phi thức (KCT_BB, KCT_TD), lãi phi thức (LAI_KCT), thời hạn vay phi thức (ln KCT_TH), có đường ô tô liên xã (XA_DGT), huyện đô thị hóa (HUYEN_DTH) 5.2 Kết ước lượng Các kiểm định đa cộng tuyến phương sai sai số thay đổi sử dụng để kiểm tra tính quán tính vững hệ số phương trình Các kiểm định VIF không xác nhận tượng đa cộng tuyến ba phương trình Tuy nhiên, kiểm định Breusch-Pagan/CookWeisberg xác nhận diện phương sai sai số thay đổi mức ý nghĩa 1% Vì vậy, kết mô hình ước lượng sau loại bỏ tác động phương sai sai số thay đổi Kiểm định LR cho hệ phương trình Các hệ số (ln) TUOI MUCHU có mối tương quan nghịch với số tiền vay phi thức mức ý nghĩa 10% Điều ngụ ý chủ hộ lớn tuổi có vay từ nguồn tín dụng phi thức Phát phù hợp với kết Phạm Bảo Dương Inzumida (2002) tuổi có mối quan hệ nghịch với nhu cầu tín dụng phi thức Việt Nam Mối tương quan nghịch giáo dục tín dụng phi thức cho thấy chủ hộ với mức học vấn thấp có xu hướng vay tín dụng phi thức so với chủ hộ có trình độ học vấn cao Đây yếu tố bất lợi cho chủ hộ mù chữ tiếp cận tín dụng phi thức (  ( 23) =126,54) cho phép xác định hệ số biến giải thích mô hình sử dụng để giải thích cho số tiền vay phi thức mức ý nghĩa 1% (kết trình bày Bảng 3) Hệ số ˆ  0, có ý nghĩa mức 5%, cho thấy mối tương quan thuận yếu tố không quan sát tín dụng phi thức khả tiếp cận đến chương trình tín dụng vi mô Điều có nghĩa mong muốn vay từ tín dụng vi mô không quan sát hộ chịu ảnh hưởng tín dụng phi thức Nếu tín dụng phi thức không đề cập định cho vay tín dụng vi mô, kết yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận đến tín dụng vi mô bị chệch (xem Bảng 3) Kiểm định LR cho hệ phương Hệ số dương CODAT có ý nghĩa mức 1% ngụ ý hộ gia đình có đất mượn nhiều 31,5% số tiền vay từ nguồn tín dụng phi thức so với hộ gia đình đất, đất đai coi tài sản chấp Điều phù hợp với chứng cho thấy hầu hết nhà cho vay phi thức cho vay dựa giàu có người vay Có đất đai xem số khả trả nợ (Zeller, 1994) Hệ số TIETKIEM âm có ý nghĩa mức 5% cho thấy diện tiết kiệm hộ gia đình giảm đáng kể nhu cầu tín dụng phi thức, tiết kiệm xem nguồn thay cho vốn tín dụng khu vực nông thôn (Fenwick Lyne, 1998) Cụ thể, nhu cầu tín dụng phi thức giảm 31,2% hộ có tiền tiết kiệm Hệ số mức thu nhập (MUCTN_1 MUCTN_2) âm có ý nghĩa mức 5% cho thấy tín dụng phi thức tương quan chặt chẽ với mức thu nhập người vay Các hộ gia đình có thu nhập cao nhu cầu tín dụng thức Trong đó, hệ số (KCT_BB) (KCT_TD) dương có ý nghĩa mức 5% mức 1%, tương ứng Điều cho thấy nhu cầu tín dụng phi thức để tài trợ cho tiêu dùng cao so với khoản vay cho mục đích khác (xem Bảng 3) Hệ số thời hạn cho vay phi thức (TH_PCT) dương có ý nghĩa mức 1% mối tương quan thuận số tiền vay phi thời hạn vay Hệ số (LAI_PCT) có dấu dương có ý nghĩa mức 1%, mối tương quan thuận trình (  ( 23) =207,6) bác bỏ giả thuyết sai lệch chọn mẫu phương trình tín dụng thức Như vậy, diện sai lệch chọn mẫu nghiên cứu tương tự nghiên cứu Phạm Bảo Dương Izumida (2002) Mô hình dự đoán 70,98% số hộ có khả tiếp cận tín dụng vi mô (xem Bảng 4) Các kiểm định cho phương trình (3) (  = 207,6) cho thấy kết mô hình theo cmp cho kết luận tương tự kết mô hình Heckman hai bước (xem Bảng 5) Hơn nữa, kết ước lượng sử dụng phương pháp cmp cho kết tin cậy kết ước lượng dựa theo Heckman hai bước cmp sử dụng nhiều quan sát mẫu ước lượng hệ số Điều làm tăng độ tin cậy giá trị kiểm định mô hình Vì vậy, kết ước lượng phương pháp cmp sử dụng để thảo luận a Các nhân tố ảnh hưởng đến tín dụng phi thức Bảng cho thấy tín dụng phi thức giải thích biến sau: tuổi (ln TUOI), mù chữ 46 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 số tiền vay phi thức lãi vay Kết có khoản vay thức, có số tiền có mâu thuẫn với lý thuyết truyền vay phi thức lớn với lãi suất tương đối cao thống tín dụng phi thức phần lựa chọn người vay Bên cạnh ủng hộ quan điểm phổ biến tín dụng nông đó, kết cho thấy nông hộ coi tầm thôn Mối tương quan thuận lãi suất số tiền quan trọng linh hoạt thời hạn vay tín vay phi thức phần ủng hộ quan điểm độc dụng thức lãi suất Bởi khoản quyền cung tín dụng phi thức nông thôn vay phi thức hợp đồng linh hoạt, Việt Nam Trong điều kiện thị trường tín dụng người vay chấm dứt gia hạn thời nông thôn bị chia cắt tốn nhiều chi phí hội để gian vay theo khả trả nợ họ Bảng 3: Các nhân tố ảnh hưởng đến tín dụng phi thức Hệ số ln ST PCT Hệ số chặn 0,882 Đặc điểm chủ hộ ln TUOI -0,362* GIOI -0,104 MUCHU -0,232* Đặc điểm hộ CODAT 0,315*** TIETKIEM -0,312** ln COTREEM -0,039 ln CHITIEU -0,036 -0,321** MUCTN_1 -0,308** MUCTN_2 MUCTN_3 -0,133 Tín dụng phi thức PCT BB 0,416** PCT_CT 0,663*** 0,505*** LAI_PCT 0,438*** ln TH_PCT Yếu tố địa lý – kinh tế XA DGT 0,342** HUYEN_TDT 0,068 HUYEN DTH -0,397*** Khả tiếp cận tín dụng vi mô (kết trình bày Bảng 4)  12 0,220* ˆ  12 0,216 Số quan sát3 896 126,54 Chi2(23) R.S.E Giá trị P 0,768 0,251 0,207 0,090 0,132 0,080 0,252 0,078 0,100 0,127 0,095 0,036 0,145 0,137 0,146 0,002 0,014 0,679 0,328 0,027 0,025 0,362 0,182 0,091 0,042 0,031 0,022 0,000 0,000 0,000 0,145 0,139 0,111 0,018 0,624 0,000 0,112 0,107 0,051 Ghi chú: R.S.E Sai số chuẩn điều chỉnh * ,**, *** mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%, tương ứng Số quan sát nhỏ cỡ mẫu thông tin không đầy đủ có nghĩa việc tiếp cận dễ dàng đến nhà cung cấp tín dụng phi thức (như nhà cung cấp yếu tố đầu vào đại lý cung cấp tiếp thị nông dược) phụ thuộc nhiều vào điều kiện đường giao thông nông thôn (xem Bảng 3) b Các yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận chương trình tín dụng vi mô Bảng trình bày yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng vi mô, bao gồm tác động biên Tiếp cận tín dụng vi mô hộ gia đình giải thích yếu tố sau: TUOI, HONNHAN, Yếu tố địa lý – kinh tế góp phần giải thích tín dụng phi thức, với hai hệ số XA_DGT HUYEN_TDT có ý nghĩa mức 1% Hệ số âm HUYEN_DTH hộ gia đình cư trú xã tiếp giáp với khu công nghiệp có xu hướng vay khoảng 40% số tiền vay từ tín dụng phi thức so với hộ gia đình cư trú xã khác Hệ số dương XA_DGT cho thấy hộ gia đình xã có đường ô tô liên xã có nhu cầu vay nhiều 34,4% số tiền vay từ tín dụng phi thức so với hộ gia đình làng có đường giao thông Điều 47 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 tín dụng vi mô Điều hộ gia đình có người thân làm nhân viên nhà nước địa phương có nhiều thông tin chương trình tín dụng vi mô so với hộ gia đình khác Ở Việt Nam, làm việc cho quyền địa phương coi đóng góp cho làng, xã địa phương công nhận lãnh đạo xã Yếu tố cho phép hộ tiếp cận chương trình tín dụng vi mô cách dễ dàng Kết phù hợp với Li et al (2011) hộ gia đình có thành viên làm địa phương Trung Quốc dễ tiếp cận với chương trình tín dụng vi mô DANTOC, LAMVIEC_HC, THANHVIEN, SOHONGHEO, MUCTN_1, THU_TT, THU_CN, THUNHAP_6, XA_DGT, HUYEN_TDT, HUYEN_DTH, ST_PCT Đối với đặc điểm cá nhân, tuổi tác (ln TUOI), tình trạng hôn nhân (HONNHAN), dân tộc (DANTOC), làm việc hành địa phương (LAMVIEC_HC), thành viên tổ vay vốn (THANHVIEN) có ý nghĩa tương quan thuận với khả tiếp cận tín dụng vi mô Ví dụ, thay đổi tương ứng nhóm tuổi làm tăng 20,3% khả vay vốn từ chương trình tín dụng vi mô Kết phù hợp với Zeller (1994) tuổi làm tăng khả tiếp cận tín dụng vi mô nông thôn Madagascar, nơi mà tuổi chủ hộ gắn liền với việc tích lũy cải tuổi thể quyền kiểm soát nguồn tài nguyên hộ Ở Việt Nam, tuổi chủ hộ làm tăng khả tiếp cận đến tín dụng vi mô tuổi thường gắn chặt với trách nhiệm cam kết trả nợ Tương tự vậy, tình trạng hôn nhân dân tộc có tương quan thuận có ý nghĩa mức 5%, ngụ ý chủ hộ có gia đình hộ dân tộc có nhiều khả tiếp cận tín dụng vi mô Thực tế cho thấy nhiều chương trình tín dụng vi mô Việt Nam thiết kế để cung cấp khoản vay cho nhóm dân tộc thiểu số Hệ số dương có ý nghĩa tín dụng phi thức (ST_PCT) nhu cầu vay phi thức tăng 1% làm tăng 5% khả tiếp cận tín dụng vi mô Mối tương quan thuận kỳ vọng lãi suất cho vay phi thức cao gấp năm lần mức lãi suất thức, hộ gia đình vay nợ từ nguồn vay tín dụng phi thức có nhiều động vay từ nguồn tín dụng vi mô, Sau đó, số tiền vay dùng để trả nợ vay phi thức Đây tượng phổ biến Việt Nam, nơi mà hộ gia đình nghèo thu nhập thấp cố gắng tham gia chương trình tín dụng vi mô để vay vốn mức lãi suất thấp, sau họ sử dụng khoản vay để trả nợ vay phi thức Tuy nhiên, việc chuyển đổi khoản vay vấn đề mà phần vấn đề rủi ro đạo đức thị trường tín dụng nông thôn (xem Bảng 4) Làm việc hành địa phương (LAMVIEC_HC) tương quan thuận có ý nghĩa mức 1%, cho thấy làm việc hành địa phương đóng góp quan trọng cho hộ gia đình nông thôn tiếp cận với tín dụng vi mô Nông hộ có thành viên làm viên chức làng thị trấn có 13,2% khả vay vốn từ chương trình Hệ số dương có ý nghĩa THANHVIEN cho thấy hộ gia đình thành viên tổ vay vốn xã, hộ có 11,9% khả vay từ chương trình tín dụng vi mô Kết cho thấy chiến lược cho vay thông qua tổ vay vốn dường phát huy mạnh Việt Nam Tuy cho vay theo tổ nhóm Việt Nam không tuân thủ nghiêm ngặt nguyên tắc cho vay theo nhóm ràng buộc trách nhiệm, cho vay theo hình thức làm giảm đáng kể chi phí sàng lọc giám sát chương trình tín dụng vi mô thông qua chế tự khuyến khích tự giám sát, sử dụng chế ràng buộc xã hội trình cho vay Sổ hộ nghèo tương quan thuận có mức ý nghĩa 1%, tác động biên hộ gia đình nghèo chứng nhận có 20,1% khả tiếp cận tín dụng vi mô Kết cho thấy Chính phủ can thiệp có hiệu việc điều chỉnh khiếm khuyết thị trường tín dụng nông thôn Kết cho thấy phù hợp Chương trình giảm nghèo Quốc gia nhắm mục tiêu đảm bảo tiếp cận cộng đồng rộng lớn chương trình tín dụng vi mô cho hộ gia đình nông thôn nói chung ĐBSCL nói riêng Bốn yếu tố liên quan đến thu nhập bao gồm MUCTN_1, THU_TT, THU_CN, THUNHAP_6, có ý nghĩa phương trình (2) Kết phân tích cho thấy hộ gia đình có thu nhập thấp (MUCTN_1) tương quan nghịch có mức ý nghĩa 10% Đây tiêu chuẩn thức cho việc phân bổ tín dụng; biến mức thu nhập cho thấy khác biệt hộ có thu nhập thấp so với nhóm thu nhập lại Điều có nghĩa nhóm hộ nghèo nhận 12,3% khả tiếp cận tín dụng vi mô so với hộ khác Các chương trình tín dụng vi mô chọn hộ có nguồn thu nhập từ nông nghiệp (THU_TT) thức ăn chăn nuôi (THU_CN) Về hiệu ứng biên, Bảng cho thấy 48 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 hộ làm lúa có 19,7% khả tiếp cận tín dụng vi mô hộ chăn nuôi có 18,8% khả tiếp cận vốn Ngoài ra, hộ gia đình có dòng thu nhập từ đến tháng năm (THUNHAP_6) có 10% khả tiếp cận tín dụng vi mô cao hộ khác (xem Bảng 4) Bảng 4: Các nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng vi mô hiệu ứng biên Hệ số ln ST CT (kết trình bày Bảng 3) Khả tiếp cận tín dụng vi mô Hệ số chặn -3,144*** Đặc điểm chủ hộ ln TUOI 0,585*** HNHAN 0,336** DANTOC 0,327** MUCHU -0,127 TIEUHOC -0,032 PHOTHONG -0,117 LAMVIEC_HC 0,413*** THANHVIEN 0,370** Đặc điểm hộ SOHONGHEO 0,643*** MUCTN_1 -0,342* MUCTN_2 -0,026 MUCTN_3 -0,025 THU_TT 0,577*** THU_CN 0,598*** THU_PNN 0,149 THUNHAP_9 -0,168 THUNHAP_6 0,300* THUNHAP_3 -0,209 THUNHAP_1 0,009 Yếu tố địa lý – kinh tế XA DGT 0,659*** HUYEN_TDT 0,643*** HUYEN_DTH -0,255** Biến nội sinh 0,143*** ln Sˆ T _ P C T  23 -0,380* Số quan sát3 Chi2 Bảng phân loại Có vay Số dự báo % dự báo Số dự báo sai % dự báo sai Xác suất dự báo (%) Ghi chú: R.S.E Giá trị P 0,773 0,000 0,186 0,154 0,159 0,200 0,153 0,170 0,133 0,153 0,002 0,030 0,039 0,524 0,835 0,493 0,002 0,016 0,203 0,124 0,107 -0,045 -0,011 -0,041 0,132 0,119 0,123 0,177 0,163 0,156 0,127 0,136 0,132 0,117 0,180 0,233 0,262 0,000 0,054 0,874 0,872 0,000 0,000 0,260 0,151 0,096 0,369 0,972 0,201 -0,123 -0,009 -0,009 0,197 0,188 0,051 -0,060 0,097 -0,076 0,003 0,155 0,184 0,120 0,000 0,001 0,033 0,235 0,195 -0,089 0,052 0,006 0,050 0,222 0,087 896 207,6 Không vay 535 88,58 69 65,41 Hiệu ứng biên Tổng 191 34,59 101 11,42 70,98 726 81,03 170 18,97 R.S.E Sai số chuẩn điều chỉnh *, **, *** mức ý nghĩa tương ứng 10%, 5%, and 1% Số quan sát nhỏ cỡ mẫu thông tin không đầy đủ Tất yếu tố địa lý – kinh tế điều có ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng vi mô Hệ số dương XA_DGT ngụ ý hộ gia đình cư trú xã có đường ô tô liên xã có 23,5% khả tham gia chương trình tín dụng vi mô cao hộ khác Hệ số âm HUYEN_DTH có nghĩa hộ gia đình sống xã đô thị hóa có 10% khả tham gia vào chương trình tín dụng vi mô so với hộ khác (xem Bảng 4) Bên cạnh đó, hộ gia đình nông thôn xã tập trung người dân tộc có 20% khả tiếp cận tín dụng vi mô Những phát ủng hộ mạnh mẽ 49 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 quan điểm tài phát triển phát triển sở hạ tầng vật chất góp phần đáng kể đến hạn chế khả tiếp cận vốn hộ c Các nhân tố ảnh hưởng đến lượng vốn vay tín dụng vi mô Các yếu tố ảnh hưởng đến số tiền vay từ tín dụng vi mô giải thích yếu tố sau: MUCHU, TRONGLUA, K_TAYNGHE, ln DTDATNN, ln CHIYTE, MUC_HTLS, CT_GT, HUYEN_DTH (xem Bảng 5) Bảng 5: Các nhân tố ảnh hưởng đến số tiền vay từ tín dụng vi mô ln Tín dụng vi mô (1) Hệ số R.S.E Giá trị P ln Số tiền vay từ tín dụng vi mô Hệ số chặn 3,308*** 0,699 0,000 Đặc điểm chủ hộ ln TUOI -0,127 0,171 0,459 GIOI 0,080 0,063 0,206 MUCHU -0,170** 0,083 0,042 LAMVIEC_HC 0,117 0,082 0,150 TRONGLUA -0,276*** 0,087 0,002 K_TAYNGHE -0,235*** 0,091 0,010 LAMVUON -0,131 0,109 0,228 Đặc điểm hộ ln SOTHANHVIEN -0,154 0,105 0,141 ln SOTREEM 0,014 0,068 0,837 ln SOTVCOTN 0,076 0,074 0,302 ln DTDATNN 0,088*** 0,014 0,000 ln CHIYTE 0,084** 0,043 0,049 Yếu tố vay thức MUC_HTLS -0,362*** 0,090 0,000 CT_NH 0,013 0,111 0,907 CT_TH 0,149 0,128 0,244 CT_NN 0,128 0,093 0,168 CT_BB -0,020 0,123 0,874 0,115 0,084 CT_GD 0,199* CT_TD 0,002 0,075 0,978 Yếu tố địa lý – kinh tế XA_DGT -0,099 0,135 0,465 HUYEN_TDT -0,072 0,137 0,598 HUYEN_DTH -0,184** 0,077 0,017 Khả tiếp cận tín dụng vi mô (Kết trình bày Bảng 4)  23 0,222 0,087 -0,380*  Số quan sát Chi2 Note: ln Tín dụng vi mô (2) Hệ số S.E Giá trị P 3,351*** 0,659 0,000 -0,134 0,078 -0,169* 0,115 -0,282*** -0,237** -0,139 0,159 0,063 0,100 0,081 0,079 0,101 0,108 0,401 0,212 0,092 0,161 0,000 0,019 0,201 -0,154 0,015 0,077 0,089*** 0,084** 0,108 0,071 0,078 0,014 0,040 0,155 0,833 0,322 0,000 0,037 -0,364*** 0,012 0,143 0,124 -0,019 0,201* -0,003 0,082 0,103 0,121 0,081 0,109 0,120 0,081 0,000 0,905 0,238 0,124 0,866 0,093 0,976 -0,097 -0,078 -0,186** 0,119 0,122 0,078 0,415 0,522 0,017 -0,276* 879 173,9 0,159 0,083 896 207,6 S.E and R.S.E Sai số chuẩn Sai số chuẩn điều chỉnh, tương ứng * ,**, *** mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%, tương ứng (1) and (2) phương pháp ước lượng cmp Heckman, tương ứng Số quan sát nhỏ cỡ mẫu thông tin không đầy đủ Nông dân trồng lúa công nhân tay nghề tương quan nghịch với lượng vốn vay thức có ý nghĩa mức 1% Điều hộ gia đình nông thôn nhận 27,6% số tiền vay từ tín dụng vi mô họ trồng lúa 23,5% họ nhóm công nhân tay nghề Nếu nguồn thu nhập khác giải thích mục đích tín dụng vi mô sử dụng khâu xem xét hồ sơ vay, nông dân trồng lúa người lao động tay nghề 50 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 cao 20% so với mục đích cho vay khác Điều ngụ ý chương trình tín dụng vi mô có khả để mở rộng việc cung cấp tín dụng thức cho khu vực nông thôn không hoạt động sản xuất nông nghiệp, mà cho mục đích giáo dục y tế Trong nhóm yếu tố địa lý - kinh tế có huyện đô thị hóa (HUYEN_DTH) có ý nghĩa mức 1% Như vậy, hộ sống huyện đô thị hóa nhận 18,4% số tiền vay từ tín dụng vi mô, tương đương với 4,92 triệu đồng sử dụng việc xác định số tiền cho vay hai yếu tố giải thích khả trả nợ hộ Những ngành nghề thể khả trả nợ thấp so với ngành nghề khác hoạt động có tay nghề hoạt động phi nông nghiệp Có khác biệt đáng kể số tiền vay từ nguồn tín dụng vi mô ngành nghề chủ hộ đưa vào để xác định số tiền vay Trong yếu tố đặc điểm hộ, diện tích đất nông nghiệp chi cho y tế tương quan thuận với số tiền vay thức có ý nghĩa Trong đó, hệ số diện tích đất nông nghiệp cho thấy 1% tăng lên diện tích đất nông nghiệp làm tăng số tiền vay từ tín dụng vi mô lên 8,8% Kết thể vai trò quan trọng đất đai thị trường tín dụng nông thôn, nơi mà hộ gia đình có đất có lợi hộ gia đình đất họ tham gia nhóm tín dụng Hệ số chi cho y tế số tiền vay tín dụng vi mô tương quan thuận với nhu cầu cho chi phí y tế gia đình Ví dụ, chi phí y tế tăng 1%, số tiền vay từ nguồn tín dụng vi mô có khả tăng 8,4% Điều chi tiêu y tế đại diện cho chi phí sinh hoạt vay từ nguồn tín dụng vi mô với lãi suất thấp cho chi phí chăm sóc y tế hợp lý Nếu có thay tín dụng khu vực tín dụng thức phi thức, nông hộ vay từ nguồn phi thức cho trường hợp khẩn cấp Sau đó, họ vay từ chương trình tín dụng vi mô để trả nợ vay phi thức Vì vậy, diện nguồn tín dụng thức phi thức giúp giảm bớt hạn chế tín dụng hộ Hệ số mức hỗ trợ lãi suất âm có ý nghĩa mức 1% mô hình Lãi suất hỗ trợ định nghĩa khác biệt lãi suất bình quân khoản vay thương mại năm 2009 so với lãi suất khoản vay thức cho hộ gia đình nông thôn Mối tương quan nghịch lãi suất tín dụng thức nhỏ mức trung bình (khoảng 36,2%) tín dụng thức có lãi suất 1% trợ cấp tháng Điều có nghĩa thay đổi 1% hỗ trợ lãi suất tháng tăng 9,83 triệu đồng nhu cầu vay tín dụng vi mô Do vậy, hầu hết chương trình tín dụng vi mô cho vay ưu đãi có mức vay nhỏ so với tín dụng vi mô trung bình Hệ số vay cho giáo dục dương có ý nghĩa mức 10%, cho thấy cho vay với mục đích đóng học phí bao gồm chương trình tín dụng vi mô Cùng khoản vay ưu đãi lãi suất từ chương trình tín dụng vi mô, khoản vay giáo dục KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT 6.1 Kết luận Nghiên cứu xác định yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận tín dụng thức phi thức hộ gia đình nông thôn vùng ĐBSCL Kết cho thấy có tương tác khu vực tín dụng, tín dụng phi thức tích cực ảnh hưởng đến khả vay vốn từ chương trình tín dụng vi mô Bỏ qua hiệu ứng tương tác dẫn đến việc bỏ sót yếu tố quan trọng giúp giải thích khả tiếp cận chương trình tín dụng vi mô hộ thị trường tín dụng nông thôn Kết nghiên cứu số tiền vay phi thức ảnh hưởng yếu tố bao gồm: sở hữu đất đai, mục đích cho vay phi thức, lãi suất thức, thời hạn cho vay phi thức, đường giao thông liên xã Điểm bật tính linh hoạt thời hạn vay phi thức bù đắp cho mức lãi suất cao thị trường tín dụng phi thức Các yếu tố làm tăng khả tiếp cận tín dụng vi mô bao gồm: làm việc hành địa phương, thành viên tổ vay vốn, sổ hộ nghèo Trong đó, khả tiếp cận tín dụng vi mô cải thiện đáng kể thông qua sổ hộ nghèo Điều phản ánh sách can thiệp sách xã hội có hiệu Cho vay thông qua nhóm, chể cải thiện đáng kể khả tiếp cận chương trình tín dụng vi mô chế hiệu chi phí cho việc khắc phục vấn đề thông tin bất đối xứng cho vay cá nhân Đặc biệt, số tiền vay phi thức có ảnh hưởng đáng kể đến khả tiếp cận chương trình tín dụng vi mô Số tiền vay từ chương trình tín dụng vi mô giải thích yếu tố tuổi tác nghề nghiệp chủ hộ, diện tích đất nông nghiệp, mức thu nhập, chi phí y tế, huyện đô thị hóa, mục đích vay, lãi suất ưu đãi 51 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 Malawi Food consumption and nutrition division discussion paper, 67 Fenwick, L and Lyne, M C (1998) Factors influencing internal and external credit rationing among small-scale farm households in KwaZulu-Natal Agrekon, 37(4), 495-505 Gan, C., Nartea, G V and Garay, A (2007) Credit accesibility of small-scale farmers and fisherfolk in the Philippines Review of Development and Cooperation Ghatak, M and Guinnane, T W (1999) The economics of lending with joint liability: theory and practice Journal of development economics, 60(1), 195-228 Guirkinger, C (2008) Understanding the coexistence of formal and informal credit markets in Piura, Peru World Development, 36(8), 1436-1452 10 Heckman, J J (1979) Sample selection bias as a specification error Econometrica: Journal of the econometric society, 153161 11 Ho, G (2004) Rural credit markets in Vietnam: Theory and practice Grand prize thesis, Macalester College 12 Jain, S (1999) Symbiosis vs crowding-out: the interaction of formal and informal credit markets in developing countries Journal of Development Economics, 59(2), 419-444 13 Kochar, A (1997a) An empirical investigation of rationing constraints in rural credit markets in India Journal of development economics, 53(2), 339-371 14 Kochar, A (1997b) An empirical investigation of rationing constraints in rural credit markets in India Journal of Development Economics, 53(2), 339-371 15 Li, X., Gan, C and Hu, B (2011) Accessibility to microcredit by Chinese rural households Journal of Asian Economics, 22(3), 235-246 16 McCarty, A (2001) Microfinance in Vietnam: A survey of schemes and issues Hanoi, Vietnam: Department for International Development (DFID) and the State Bank of Vietnam (SBVN) 17 Petrick, M (2005) Empirical measurement of credit rationing in agriculture: A methodological survey Agricultural Economics, 33(2), 191-203 6.2 Đề xuất Kết nghiên cứu cung cấp khuyến nghị quan trọng cho sách hướng tới nâng cao khả tiếp cận tín dụng thức cho hộ nghèo hộ có thu nhập thấp nông thôn Trước tiên, việc tham gia tổ vay vốn đặc biệt cải thiện khả tiếp cận tín dụng vi mô chế hữu hiệu giúp giảm chi phí thông tin bất cân xứng thị trường tín dụng nông thôn Vì vậy, khuyến khích hộ nghèo tham gia vào tổ vay vốn cần phải xem trọng từ phía cấp quyền địa phương Thứ hai, sách nên hướng vào điều tiết thị trường tín dụng nông thôn cho thị trường khắc phục điểm yếu cách dựa vào mạnh thị trường lại Việc tích hợp loại hình tín dụng vào thị trường tín dụng nông thôn giúp cải thiện khả tiếp cận tín dụng cho nông hộ, đặc biệt hộ nghèo nông thôn Bên cạnh kết đạt được, viết có hạn chế cỡ mẫu nhỏ Vì vậy, khuyến nghị cho sách từ kết nghiên cứu chủ yếu liên quan đến vùng ĐBSCL Tuy hạn chế, khuyến nghị mở rộng cho khu vực khác Việt Nam, thị trường tín dụng nông thôn thoả mãn điều kiện tín dụng phi thức phổ biến, đơn giản dễ tiếp cận, tín dụng thức bị hạn chế khó tiếp cận thủ tục cho vay phức tạp TÀI LIỆU THAM KHẢO Besley, T and Coate, S (1995) Group lending, repayment incentives and social collateral Journal of development economics, 46(1), 1-18 Bhole, B and Ogden, S (2010) Group lending and individual lending with strategic default Journal of development economics, 91(2), 348-363 Cameron, A C and Trivedi, P K (2009) Microeconometrics using stata (Vol 5): Stata Press College Station, TX Chung, I (1995) Market choice and effective demand for credit: The roles of borrower transaction costs and rationing constraints Journal of Economic Development, 20(2), 23-44 Diagne, A (1999) Determinants of household access to and participation in formal and informal credit markets in 52 Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế Pháp luật: 28 (2013): 38-53 23 Roodman, D (2009) Estimating fully observed recursive mixed-process models with cmp Center for Global Development Working Paper, 168 24 Stiglitz, J E and Weiss, A (1981) Credit rationing in markets with imperfect information The American economic review, 393-410 25 Swain, R B (2002) Credit rationing in rural India Journal of Economic Development, 27(2), 1-20 26 World Bank (2002) Vietnam Delivering Its Promise Report No 25050-VN 27 Zeller, M (1994) Determinants of credit rationing: A study of informal lenders and formal credit groups in Madagascar World Development, 22(12), 1895-1907 18 Pham, B D and Izumida, Y (2002) Rural development finance in Vietnam: a microeconometric analysis of household surveys World Development, 30(2), 319-335 19 Pham, T T T and Lensink, R (2007) Lending policies of informal, formal and semiformal lenders Economics of transition, 15(2), 181-209 20 Putzeys, R (2002) Micro Finance in Vietnam: Three Case Studies Rural Project Development, Hanoi 21 Quach, M H (2005) Access to finance and poverty reduction: an application to rural Vietnam University of Birmingham 22 Rivers, D and Vuong, Q H (1988) Limited information estimators and exogeneity tests for simultaneous probit models Journal of Econometrics, 39(3), 347-366 53