Tải bản đầy đủ
1 Mô tả dữ liệu

1 Mô tả dữ liệu

Tải bản đầy đủ

41

Để tiến hành đánh giá tác động theo phương pháp DID việc đầu tiên cần làm
là xác định nhóm tham gia và không tham gia tín dụng. Qua sàng lọc bộ dữ liệu
năm 2006, tác giả tiến hành chọn nhóm tham gia bao gồm các hộ tham gia vay vốn
từ các định chế vốn khu vực chính thức là NHNN&PTNN và NHCSXH liên tục
trong ít nhất hai năm 2006 và 2008 và các hộ này không vay từ nguồn tín dụng nào
khác (cả bán chính thức và phi chính thức) trong giai đoạn từ năm 2006-2012, điều
này đảm bảo cho tính nhất quán của tác động. Kết quả có 177 hộ gia đình thỏa mãn
yêu cầu, trong 177 hộ này thì có 8 hộ không hoạt động trong ngành nghề sản suất
nông nghiệp. Cuối cùng tác giả chọn được 169 nông hộ vào nhóm tham gia, thống
kê mô tả cho 169 hộ này được trình bày trong phụ lục 1.
Nhóm đối chứng được chọn từ 229 hộ gia đình trả lời không tham gia bất kì
hình thức vay vốn trong giai đoạn 2006 và 2012. Để đảm bảo tính đồng nhất cao về
các đặc điểm của hai nhóm, tác giả tiếp tục sàng lọc các hộ với tiêu chí là nông hộ
và các yếu tố đặc trưng nằm trong khoảng giá trị tối đa và tối thiểu của nhóm tham
gia được miêu tả trong phụ lục 1. Kết quả chọn được 172 hộ từ 229 hộ không tham
gia nói trên làm nhóm đối chứng.
Kiểm định T-test về khả năng tương đồng của hai nhóm trong năm 2006 với
giả thuyết:
H0 = Giá trị trung bình nhóm tham gia = giá trị trung bình nhóm đối chứng.
H1 = Giá trị trung bình nhóm tham gia # giá trị trung bình nhóm đối chứng.
Kết quả ở bảng 4.1 cho thấy hai nhóm có khá nhiều đặc điểm tương đồng. Giả
thuyết Ho có sự tương đồng ở hai nhóm không bị bác bỏ ở mức ý nghĩa thống kê 5%
ở hầu hết các biến (P-value > 0,05). Tuy nhiên, ở một số đặc điểm giữa hai nhóm có
sự khác biệt như: trình độ giáo dục chủ hộ, tuổi chủ hộ, quy mô nhân khẩu hộ, tỷ lệ
những người già trong gia đình và diện tích đất sản xuất của nông hộ.

42

Bảng 4.1 Kiểm định thống kê T-test hai nhóm biến trong năm 2006
Nhóm tham gia (T=1)
(2006)
Biến

Số
quan
sát

Giá trị
trung
bình

INC

169

478

FINC

169

EXP

Độ
lệch
chuẩn

Nhóm kiểm soát (T=0)
(2006)

Kiểm định
T-test
H0 :
Độ mean1=meano
lệch
H:
chuẩn 1
mean1#meano

Số
quan
sát

Giá trị
trung
bình

482

172

522

490

0,40

221

330

172

178

344

0,24

169

147

277

172

134

109

0,57

LG_INC

169

2.53

0,343

172

2,58

0,339

0,21

LG_EXP

169

1,99

0,343

172

2,02

0,366

0,35

LG_FINC

169

2,0

0,7

172

2,0

0,5

0,83

ENTHNIC

169

0,8

0,4

172

0,8

0,4

0,24

SEX

169

0,8

0,4

172

0,8

0,4

0,11

HHEDU

169

7,4

3,9

172

6,3

3,9

0,01

AV_EDU

169

6,5

2,7

172

6,1

3,2

0,20

HHAGE

169

48,0

12,1

172

55,3

14,4

0,00

HHSIZE

169

4,7

1,7

172

4,2

1,7

0,01

R_DEPEN1

169

0,3

0,2

172

0,2

0,2

0,17

R_DEPEN2

169

0,1

0,1

172

0,2

0,3

0,00

SHOCK1

169

0,3

0,5

172

0,3

0,4

0,56

SHOCK2

169

0,0

0,1

172

0,0

0,1

0,99

SHOCK3

169

0,1

0,3

172

0,1

0,3

0,44

RURAL

169

0,9

0,3

172

0,9

0,3

0,55

R_FARM

169

0,6

0,2

172

0,7

0,3

0,06

R_NFARM

169

0,3

0,2

172

0,3

0,3

0,73

REMIT

169

0,7

0,5

172

0,7

0,5

0,90

ROAD

169

0,2

0,4

172

0,1

0,4

0,06

LAND

169

14.716

27.817

172 6.478,5

11.985

0,00

SAVING

169

0,6

0,5

0,5

0,36

172

0,7

43

Các đặc điểm ở hai nhóm hộ tham gia và không tham gia tín dụng có nhiều
đặc điểm tương đồng, cho thấy quyết định tham gia hay không tham gia tín dụng
của hộ gia đình ít bị hạn chế một cách hệ thống. Vì vậy, hầu hết các hộ gia đình có
thể vay chính thức nếu họ có thể tiếp cận các nguồn chính thức thuận lợi hơn.
Các hộ gia đình có trình độ cao có xu hướng tham gia tín dụng hơn là các hộ
có trình độ thấp. Trình độ giáo dục và kỹ năng tốt hơn đồng nghĩa với khả năng sử
dụng nguồn lực tốt hơn, những hộ này có xu hướng vay thêm vốn để tối ưu khả
năng tạo ra ra thu nhập của gia đình. Không chỉ vậy, hộ gia đình có trình độ tốt sẽ
tạo được niềm tin nơi người cho vay (ngân hàng), vì vậy họ cũng dễ dàng tiếp cận
các khoản vay hơn. Nhìn vào biểu đồ hộp hình 4.1 có thể thấy trình độ chủ hộ của
nhóm tham gia (2006) cao và tập trung xung quanh điểm trung vị hơn nhóm không
tham gia. Khác biệt trung bình trình độ chủ hộ ở nhóm tham gia và nhóm không
tham gia có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, cho thấy trình độ giáo dục chủ hộ là một
yếu tố có ảnh hưởng đến khả năng tham gia tín dụng của gia đình.

Hình 4.1 Biểu đồ hộp của biến trình độ giáo dục chủ hộ và biến giả tham gia

44

Chủ hộ trẻ thì hộ gia đình có xu hướng tham gia vào tín dụng hơn là hộ gia
đình có chủ hộ lớn tuổi. Ở hình 4.2 cho thấy độ tuổi chủ hộ nhóm tham gia có mức
độ tập trung quanh điểm trung bình thấp hơn nhóm không tham gia. Chủ hộ càng
trẻ, họ càng nhiều động cơ kinh tế tích cực và năng lực để đầu tư mở rộng sản xuất
hộ gia đình. Các khoản vay chính thức được sử dụng hầu hết cho mục đích sản xuất
nông nghiệp (Barslund and Tarp, 2008). Có lẽ vì vậy mà họ có xu hướng tham gia
tín dụng nhiều hơn các hộ gia đình có chủ hộ tuổi lớn hơn.

Hình 4.2 Biểu đồ hộp của biến tuổi chủ hộ và biến giả tham gia
Những hộ có diện tích đất canh tác lớn thường có nhu cầu sử dụng vốn cao
hơn các hộ có diện tích nhỏ, và đồng thời khả năng tài sản bảo đảm tốt hơn. Vì vậy
họ có khả năng sẽ tham gia vào tín dụng cao hơn. Số liệu ở bảng 4.1 cho thấy hộ có
nhiều đất canh tác thì khả năng tham gia tín dụng của hộ cao hơn những nông hộ có
diện tích sản xuất nhỏ hơn.

45

Hộ gia đình có ít người già trong hộ có xu hướng tham gia tín dụng nhiều hơn
hộ nhiều người già. Trong phụ lục 2 đồ thị hình hộp giữa tỷ lệ người già và biến
tham gia chương trình, cho thấy các hộ tham gia có tỷ lệ phụ thuộc rất thấp, 50% số
hộ tham gia có tỷ lệ phụ thuộc trong khoảng 10%, trong khi nhóm không tham gia
có tỷ lệ phụ thuộc phân tán cao và nằm trong khoảng 20%. Điều này có thể là do
người già trong hộ đông ngân hàng ngại cho vay hơn.
Những hộ gia đình có quy mô hộ trung bình lớn có xu hướng tham gia tín
dụng nhiều hơn hộ gia đình có quy mô nhỏ hơn. Các số liệu thể hiện mối tương
quan này. Hộ gia đình đông khả năng thiếu hụt chi tiêu, thiếu hụt vốn sản xuất cao,
do đó họ có động cơ tìm đến các nguồn tín dụng để hỗ trợ sản xuất và chi tiêu.
Trong phụ lục 2, tác giả có trình bày kết quả của kiểm định T-test của hai
nhóm hộ vào năm 2012 nhằm dự đoán kết quả của chương trình tín dụng đối với
nhóm tham gia. Ở mức ý nghĩa 5% trong năm 2006 không tìm thấy sự khác biệt thu
nhập nông nghiệp trung bình hai nhóm hộ trong nghiên cứu, nhưng trong năm 2012
có sự khác biệt trung bình thu nhập nông nghiệp của nhóm hộ gia đình tham gia
đáng kể so với nhóm không tham gia. Trung bình thu nhập nông nghiệp bình quân
nhóm tham gia cao hơn 75% so với nhóm không tham gia. Kết quả này có thể do
các yếu tố khác tác động vào hộ, nhưng cũng có khả năng cao rằng việc tham gia tín
dụng chính thức trong gia đoạn này có tác động tốt đến thu nhập nông hộ. Ở phần
sau của bài nghiên cứu sẽ đi tìm câu trả lời rõ ràng hơn về kết quả tác động tín dụng
chính thức đến thu nhập và chi tiêu hộ gia đình.
Như vậy, qua thống kê mô tả dữ liệu và kiểm định liên quan, có thể sơ bộ đưa
ra nhận định sau: Không có sự hạn chế tín dụng có tính hệ thống giữa hai nhóm
tham gia và nhóm không tham gia; Các yếu tố trình độ gia đình, tuổi chủ hộ, tỷ lệ
người già, quy mô hộ và diện tích canh tác có thể ảnh hưởng đến khả năng tham gia
tín dụng của nông hộ. Các yếu tố này sẽ được đưa vào làm biến kiểm soát trong mô
hình hồi quy.

46

4.2 Tác động của tín dụng chính thức lên thu nhập nông hộ
4.2.1 Tác động của tín dụng chính thức lên tổng thu nhập
Để xem xét tác động tín dụng chính thức lên tổng thu nhập hộ gia đình, tác giả
sử dụng kết quả thu nhập bình quân đầu người trên tháng (INC) để tiến hành so
sánh giữa các hộ gia đình trong nghiên cứu. Tuy nhiên, khi phân tích đồ thị phân
phối biến thu nhập (xem thêm phụ lục 3) của hộ gia đình phát hiện phân phối bị
chệch điều này dẫn đến khả năng mô hình sẽ bị hiện tượng phương sai thay đổi.
Trong quá trình chạy mô hình với biến thu nhập INC hiện tượng phương sai thay
đổi có xuất hiện. Mô hình khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi bằng cách sử
dụng lấy logarit biến thu nhập bình quân (LG_INC) làm biến phụ thuộc. Mô hình
giải thích sẽ dựa vào kết quả tác động chính dựa trên kết quả biến LG_INC.
Mô hình hồi quy đơn giản được sử dụng có dạng Log-Lin (Hồi qui 1.1):
LG_INC = β0 + β1Ti + β2ti + β3DD10 + εit

(4.1)

Kết quả chạy mô hình hồi quy 1.1 mang lại một kết quả tích cực của tác động
tín dụng lên thu nhập hộ gia đình. Ở mức ý nghĩa 10%, việc tham gia vào tín dụng
giúp hộ gia đình tăng thu nhập bình quân đầu người lên khoảng 8,9%. Mô hình
không xuất hiện đa cộng tuyến và phương sai thay đổi, R2 điều chỉnh = 0,396 điều
này có nghĩa các biến độc lập có giải thích được 39,87% biến phụ thuộc và mô hình
có mức phù hợp ở mức ý nghĩa 1%.
Như đã nêu trong phần lý thuyết hàm thu nhập là một hàm đa biến phụ thuộc
vào nhiều yếu tố. Ta tiến hành chạy mô hình hồi quy mở rộng (Hồi quy 1.2) với các
biến ảnh hưởng khác có khả năng ảnh hưởng đến thu nhập nông hộ:
LG_INC = β0 + β1Ti + β2ti + β3DD + β4Zit + εit

(4.2)

Trong đó Zit là các biến độc lập đại diện cho các đặc trưng hộ gia đình, các yếu
tố thị trường và năng lực sản xuất. Sự tham gia của các biến bổ sung vào mô hình ở

10

DD = Ti x ti là biến tương tác

47

hồi quy 1.2 giúp tăng khả năng giải thích mô hình của các biến độc lập lên khoảng
64% với độ phù hợp ở mức ý nghĩa thống kê 1% và không có các vi phạm hồi quy
tuyến tính xảy ra. Kết quả yếu tố tín dụng chính thức giúp cải thiện thu nhập hộ
bình quân đầu người lên gần 9% ở mức nghĩa 5%. Ngoài ra, còn có một số biến độc
lập khác tác động mạnh đến thu nhập của hộ gia đình có thể kể đến như: yếu tố dân
tộc, tỷ lệ trẻ em, tỷ lệ việc làm phi nông, tỷ lệ việc làm nông nghiệp, đáng quan tâm
là việc tham gia tiết kiệm có thể giúp hộ có thu nhập cao hơn 16,9% so với hộ tham
gia. Bên cạnh đó, cũng một số biến không tác động đến thu nhập của nông hộ như:
giới tính chủ hộ, giao thông, tài trợ cá nhân, nông thôn và cú sốc cá nhân. Kiểm
định giả thuyết H0: tất cả hệ số biến bằng 0 và H1: tồn tại ít nhất một biến có hệ số
khác 0, kết quả P-value > 0,05 nên không thể bác bỏ giả thuyết H0, điều này có
nghĩa có thể loại bỏ năm biến này ra khỏi mô hình.
Mô hình hồi qui 1.3 được rút ra từ hồi quy 1.2 sau khi đã loại bỏ năm biến
không có ý nghĩa ra khỏi mô hình. Hồi quy 1.3 là phù hợp nhất để giải thích tác
động của tín dụng chính thức đối với tổng thu nhập bình quần đầu người của nông
hộ với hệ số R2 điều chỉnh cao nhất trong ba mô hình, độ phù hợp ở mức ý nghĩa
dưới 1% và không có vi phạm hồi quy tuyến tính. Kết quả mô hình cho thấy có sự
tăng lên thu nhập bình quân đầu người của nông hộ trong giai đoạn 2006-2012, thu
nhập bình quân của nông hộ trong nghiên cứu có mức tăng trung bình khoảng 40 %
so với thời điểm 6 năm trước đó.
Mối quan hệ tương quan tích cực của yếu tố tín dụng chính thức lên thu nhập
nông hộ được tìm thấy trong nghiên cứu này. Theo quan sát việc tham gia tín dụng
giúp làm cải thiện thu nhập bình quân hộ lên khoảng 9,5% ở mức ý nghĩa 5%. Kết
quả phản ánh phù hợp với cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu trước. Như vậy, tham
gia tín dụng chính thức góp phần giải quyết sự thất bại thị trường vốn nông thôn,
mang lại cho nông hộ cơ hội có mức thu nhập cao hơn. Cải thiện thu nhập nông hộ,
thông qua đó thay đổi phúc lợi hộ gia đình một cách tích cực và bền vững là mục
tiêu của các chương trình phát triển nông thôn.