Tải bản đầy đủ
2 Tác động của tín dụng chính thức lên thu nhập nông hộ

2 Tác động của tín dụng chính thức lên thu nhập nông hộ

Tải bản đầy đủ

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.

48

Bảng 4.2 Tổng hợp kết quả ƣớc lƣợng tác động tín dụng chính thức
đến thu nhập nông hộ
Biến độc lập
Biến thời gian (t)
Biến tham gia (T)
Biến tƣơng tác (DD)

Hệ số ƣớc lƣợng
Mô hình 1.1 Mô hình 1.2 Mô hình 1.3
0,511***
-0,046
0,089*

Biến dân tộc của chủ hộ
Biến giới tính của chủ hộ

0,401***

0,404***

-0,062**

-0,061**

0,095**

0,095**

0,085**

0,086**

-0,007

Trình độ giáo dục của chủ hộ

0,0001

Trình độ giáo dục trung bình hộ

0,033***

-0,0001
0,033***

Tuổi chủ hộ

-0,0003

-0,0003

Quy mô hộ

-0,038***

-0,038***

Tỷ lệ trẻ em dưới 16 tuổi của hộ

-0,245***

-0,243***

Tỷ lệ người già trên 60 tuổi hộ

0,009

Cú sốc do thiên tai

0,006

-0,071***

-0,069***

Cú sốc kinh tế

0,129**

0,126**

Cú sốc cá nhân

0,006

Nông thôn

0,046

Tỷ lệ làm nông nghiệp

-0,190***

-0,192***

Tỷ lệ làm phi nông nghiệp

0,173***

0,185***

Giao thông

0,018

Tiết kiệm

0,170***

Trợ cấp cá nhân

0,167***

-0,018

Diện tích đất sản xuất

0,000004*** 0,000004***

Prob > F

0,0000

0,0000

0,0000

R2

0,3987

0,6501

0,6474

2

0,3960

0,6384

0,6389

R điều chỉnh

Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%,5% và 1%.

49

Biến giả tham gia (T) có hệ số góc (β1) âm có mức ý nghĩa 5% điều này có
thể gây lầm tưởng rằng tham gia tín dụng là giảm thu nhập hộ gia đình. Tuy nhiên,
hệ số tương quan âm trong trường hợp này chỉ phản ảnh sự khác biệt thu nhập giữa
hai nhóm trong nghiên cứu tại một thời điểm (các hộ thuộc nhóm không tham gia
vay vốn chính thức có thu nhập trung bình cao hơn nhóm tham gia vay vốn), mà
không phải là tác động của việc tham gia tín dụng đến nông hộ. Đây cũng là một
hạn chế thường gặp phải trong các nghiên cứu tác động trên dữ liệu thứ cấp, những
nghiên cứu này thường không thể xác định được động cơ tham gia hay không tham
gia tín dụng của đối tượng nghiên cứu.
Yếu tố dân tộc ảnh hưởng mạnh đến mức thu nhập chung của hộ gia đình. Hộ
gia đình có chủ hộ là người dân tộc Kinh có mức thu nhập bình quân cao hơn
khoảng 8,6% so với hộ gia đình dân tộc khác. Điều dễ nhận thấy là các hộ gia đình
dân tộc Kinh thường tập trung ở các khu vực có hạ tầng tương đối ổn định, khả
năng tiếp cận các nguồn lực và thị trường dễ dàng hơn so với cộng đồng dân tộc
thiểu số, vì thế cơ hội kinh tế của hộ người dân tộc Kinh cũng cao hơn. Kết quả này
hợp lý với báo cáo WB (2012) về tình trạng nghèo, phát hiện rằng tỷ lệ hộ nghèo
thuộc về cộng đồng dân tộc ít người Việt Nam đang có xu hướng tăng lên, trong khi
số hộ nghèo người dân tộc Kinh có mức giảm rõ rệt.
Giáo dục cũng là một yếu tố có ảnh hưởng quan trọng đến thu nhập hộ gia
đình. Nông hộ có trình độ giáo dục càng cao thì càng có cơ hội có thu nhập cao hơn,
tăng tính chủ động trong quá trình quyết định sản xuất, sinh kế hộ gia đình có tính
đa dạng cao hơn. Trong lĩnh vực phi nông nghiệp trình độ cao thì khả năng có được
vị trí làm việc và thu nhập sẽ cao hơn. Trong nông nghiệp hiện đại, người nông dân
muốn có năng suất cao thì phải áp dụng và làm chủ các phương thức sản xuất mới,
giáo dục tốt là tiền đề cho nông hộ chuyển đổi sản xuất thành công. Nghiên cứu này
tìm thấy mối quan hệ giữa trình độ giáo dục chung của hộ có tương quan mạnh và
tích cực đối với thu nhập nông hộ, với mỗi năm đi học trung bình tăng lên giúp thu
nhập bình quân của hộ khoảng 3,3 % so với bình quân thu nhập của hộ gia đình
khác. Trình độ chủ hộ không tìm thấy tác động ở mức ý nghĩa 10%, điều này có thể

50

giải thích là do các đối tượng chủ hộ trong phân tích phần lớn có độ tuổi lớn không
còn đóng vài trò lao động chính trong gia đình, nên trình độ chủ hộ ảnh hưởng
nhiều đến thu nhập của hộ.
Các yếu tố liên quan đến đặc điểm chủ hộ không tìm thấy mối quan hệ nhân
quả ở mức thống kê 10%, điều này có thể do đặc điểm của mẫu đưa vào phân tích
có độ tuổi trung bình khá cao. Các nông hộ thường có quy mô lớn, sống chung
nhiều thế hệ, chủ hộ trong gia đình thường là người cao tuổi trong gia đình đóng vai
trò đại diện, vì vậy các chủ hộ này không tham gia và đóng vai trò chính trong quyết
định sản xuất của các hộ gia đình nông nghiệp, dẫn đến các ước lượng này bị chệch
không có tác động với mức ý nghĩa thống kê cần thiết để kết luận mối tương quan.
Quy mô hộ và tỷ lệ trẻ em của hộ tác động đến thu nhập hộ gia đình làm nông
nghiệp. Nông hộ thường sống chung nhiều thế hệ, trong đó người già và trẻ em hầu
như không có đóng góp đáng kể vào cơ cấu thu nhập của hộ gia đình. Trong khi
nguồn thu nhập từ khu vực nông nghiệp và nông thôn còn thấp và ít có sự đột biến
về thu nhập (do sự hạn chế tư liệu và phương thức sản xuất). Do đó, thu nhập tạo ra
phải chia nhỏ cho các thành viên phụ thuộc, dẫn đến khả năng thu nhập bị thấp. Kết
quả ước lượng mô hình cho thấy quy mô nhân khẩu trong hộ và tỷ lệ trẻ em có mối
tương quan nghịch với thu nhập bình quân của hộ gia đình.Với mỗi nhân khẩu tăng
thêm ước tính thu nhập trung bình hộ thấp hơn 3,8% so với các hộ khác và khi tỷ lệ
trẻ em tăng lên 10% thì thu nhập trung bình thấp hơn hộ khác gần 2,4%.
Tình trạng việc làm là một yếu tố quan trọng nhất quyết định thu nhập của
nông hộ. Năng suất lao động trong nông nghiệp tăng chậm, yếu tố cơ giới hóa ngày
càng thay thế sức người trong sản xuất nông nghiệp. Vì vậy, tỷ lệ lao động hoạt
động sản xuất nông nghiệp cao có thể gián tiếp làm tăng tỷ lệ phụ thuộc do thiếu
việc làm giảm thu nhập. Và ở phía ngược lại tham gia hoạt động phi nông nghiệp sẽ
giúp khắc phục tình trạng do thiếu việc làm, bổ sung vào tổng thu nhập nông hộ.
Kết quả ước lượng mô hình cho thấy thu nhập hộ gia đình tăng khi tỷ lệ lao động
phi nông nghiệp tăng và bị sụt giảm khi tỷ lệ lao động nông nghiệp tăng lên. Qua

51

đó, ta thấy được tính đa dạng hóa đóng góp quan trọng trong khả năng gia tăng thu
nhập nông hộ.
Đất đai là yếu tố quan trọng hàng đầu trong sản xuất nông nghiệp. Kết quả từ
mô hình ghi nhận một kết quả tích cực của diện tích đất sản xuất lên thu nhập bình
quân đầu người. Với mỗi 1 hecta đất tăng thêm chỉ làm thu nhập hộ cao hơn khoảng
4% so với hộ khác.
Các hộ gia đình tham gia gửi tiết kiệm giúp cải thiện thu nhập đáng kể. Tiết
kiệm hoạt động như một cơ chế bảo hiểm rủi ro đối với nông hộ, đối phó với sự sụt
giảm tạm thời của thu nhập trong thời gian trồng trọt. Bên cạnh đó, tính sẵn có của
vốn tiết kiệm giúp hộ gia đình cung ứng cho khả năng đầu tư vào các yếu tố sản
xuất như phân bón và máy móc, nhờ đó tăng năng suất và tăng thu nhập. Ước tính
từ nghiên cứu những hộ gia đình tham gia tiết kiệm có thu nhập cao hơn 17% so với
hộ không tham gia.
Cũng như các nghiên cứu trước các cú sốc trong sản xuất nông nghiệp không
lường trước ảnh hưởng xấu đến thu nhập hộ. Kết quả mô hình cho thấy một khả
năng suy giảm bình quân thu nhập đến 7% nếu gặp phải những biến động xấu. Kết
quả khá bất ngờ là thu nhập hộ gia đình gặp phải các cú sốc kinh tế lại giúp cải thiện
thu nhập hộ gia đình, các cú sốc có lẽ tác động tích cực đến hành vi hộ gia đình,
quan tâm những gì xảy ra trên thị trường giúp hộ gia đình phân bổ nguồn lực tốt
hơn nhờ đó cải thiện thu nhập.
Yếu tố giao thông dùng để ước tính tương đối cho sự thuận lợi của thương
mại, những hộ gần đường nhựa sẽ dễ dàng đi lại, giao thương, trao đổi, tạo tính
thương mại hóa các sản phẩm của hộ gia đình nhờ đó cải thiện thu nhập. Nhưng
trong ước lượng của mô hình không tìm thấy một hiệu quả có ý nghĩa lên thu nhập
của nông hộ.
Các hộ gia đình nông hộ ở khu vực thành thị và nông thôn không có sự khác
biệt về thu nhập. Các nông hộ ở vùng đô thị, cơ sở hạ tầng tốt, dân cư tập trung, các
điều kiện thị trường lao động, thương mại thuận lợi hơn khu vực nông hộ ở nông

52

thôn, nhưng lại không tạo ra khác biệt thu nhập, thậm chí ở mức ý nghĩa cao hơn thì
nông hộ ở nông thôn có khả năng thu nhập tốt hơn. Đều này có thể là do các nông
hộ ở đô thị có diện tích đất canh tác hạn chế do đô thị hóa; Lý do khác có thể là
năng lực hộ rất hạn chế nên vẫn còn kẹt lại chưa chuyển sang các ngành sản xuất
công nghiệp và dịch vụ được.
Giống như các nghiên cứu trước ở Việt Nam, nghiên cứu này không tìm thấy
sự khác biệt thu nhập giữa nông hộ có chủ hộ là nam và hộ gia đình có chủ hộ là nữ
có ý nghĩa thống kê.
4.2.2 Tác động của tín dụng chính thức đến thu nhập nông nghiệp
Vốn tín dụng chính thức phần lớn được sử dụng cho mục đích nông nghiệp
(Barslund and Tarp, 2008). Nghiên cứu thu nhập hộ gia đình được tác giả mở rộng
với kết quả tác động của tín dụng chính thức lên thu nhập nông nghiệp bình quân
đầu người của nông hộ. Thực hiện mô hình hồi quy tương tự:
LG_FINC = β0 + β1Ti + β2ti + β3DD + εit

(4.3)

LG_FINC = β0 + β1Ti + β2ti + β3DD + β4Zit + εit

(4.4)

Kết quả mô hình hồi quy đơn giản 2.1 thể hiện mối quan hệ tương quan giữa
tín dụng chính thức và thu nhập, tham gia tín dụng giúp nông hộ tăng thêm thu nhập
khoảng 52,5% mô hình phù hợp và không vi phạm các giả định hồi quy tuyến tính.
Các biến chỉ giải thích được 6,3% mô hình, điều này là do thu nhập phụ thuộc vào
các biến giải thích khác.
Tiếp tục thực hiện mô hình với hồi quy dạng mở rộng 2.2, phát hiện mô hình
hồi quy có hiện tượng phương sai thay đổi (xem thêm phụ lục 5). Hiện tượng
phương sai thay đổi không làm thay đổi khả năng giải thích của mô hình với biến
phụ thuộc, nhưng có thể làm thay đổi hệ số biến của mô hình. Hiện tượng phương
sai thay đổi trong hồi quy OLS có thể khắc phục điều này bằng tùy chọn robust
trong hồi quy OLS. Mô hình hồi quy 2.2R sau khi điều chỉnh có R2 không thay đổi
với khả năng giải thích 35% sự thay đổi của thu nhập nông nghiệp của nông hộ và

53

không có hiện tượng đa cộng tuyến. Loai bỏ 9 biến không có ý nghĩa ở mô hình
2.2R ra khỏi mô hình ta có hồi quy 2.3. Ở mô hình hồi quy 2.3 hiện tượng đa cộng
tuyến tiếp tục xuất hiện, vì vậy ta thực hiện mô hình hồi quy 2.3R điều chỉnh hiện
tượng phương sai thay đổi. Mô hình 2.3R được xem là tốt nhất vì có R2 hiệu chỉnh
cao nhất, độ phù hợp mô hình ở mức ý nghĩa dưới 1% và không bị đa cộng tuyến.
Kết quả tổng hợp mô hình hồi quy được trình bày ở bảng 4.3 dưới đây:
Kết quả hồi quy một lần nữa khẳng định vai trò của việc tham gia tín dụng
chính thức đối với thu nhập hộ gia đình. Theo ước lượng của mô hình, tham gia tín
dụng giúp hộ tăng thêm khoảng 42%. Điều này một lần nữa nhấn mạnh vai trò quan
trọng của tín dụng nông thôn sự phát triển nông nghiệp và nâng cao đời sống cho
người nông dân.
Tỷ lệ người già trong gia đình có tương quan nghịch với thu nhập nông
nghiệp. Lao động trong nông nghiệp cần nền tảng sức khỏe tốt, người lớn tuổi trong
gia đình hầu như không thể tham gia vào sản xuất nông nghiệp. Vì vậy, họ không có
sự đóng góp vào thu nhập chung, do đó thu nhập nông nghiệp của gia đình bị suy
giảm nếu số người già tăng lên. Nghiên cứu ước lượng tác động có thể làm giảm
đến 38% thu nhập nông nghiệp của hộ, nếu hộ gia đình đều là người già.
Các lý thuyết kinh tế học điều khẳng định vai trò của đất đai trong sản xuất
nông nghiệp. Kết quả ước lượng cho thấy một sự khác biệt thu nhập tăng lên do
diện tích đất canh tác mang lại. Với mỗi hecta đất tăng thêm có khả năng thay đổi
thu nhập nông hộ thêm 10% so với các hộ khác. Qua đó, có thể thấy rằng trình độ
sản xuất của nông hộ nói chung còn chậm phát triển, hiệu quả sử dụng đất kém.
Khác với thu nhập tổng thể, thu nhập trong nông nghiệp có tương quan tích
cực với số lượng người làm trong nông nghiệp, mô hình ước lượng cung cấp bằng
chứng khả năng thu nhập nông nghiệp tăng lên 112% nếu tất cả thành viên trong hộ
tham gia vào hoạt động sản xuất nông nghiệp so với mặt bằng chung. Trong khi đó
việc tham gia lĩnh vực phi nông nghiệp làm giảm đáng kể thu nhập phi nông nghiệp.
Qua đó chúng ta thấy được, sản xuất nông nghiệp còn thâm dụng nhiều lao động.

54

Bảng 4.3 Tổng hợp kết quả ƣớc lƣợng tác động tín dụng chính thức đến thu
nhập nông nghiệp
Biến độc lập

Hệ số ƣớc lƣợng
Mô hình 2.1 Mô hình 2.2R Mô hình 2.3R

Biến thời gian (t)

-0,0401

0,096

0,98

Biến tham gia (T)

-0,014

-0,123*

-0,106

Biến tƣơng tác (DD)

0,525***

0,433***

Biến dân tộc của chủ hộ

0,023

Biến giới tính của chủ hộ

0,053

Trình độ giáo dục của chủ hộ

0,006

0,420***

0,001

Trình độ giáo dục trung bình hộ

-0,018

Tuổi chủ hộ

-0,0003

-0,00001

Quy mô hộ

-0,016

-0,012

Tỷ lệ trẻ em dưới 16 tuổi của hộ

-0,200

Tỷ lệ người già trên 60 tuổi hộ

-0,447***

Cú sốc do thiên tai

-0,071

Cú sốc kinh tế

0,025

Cú sốc cá nhân

-0,127

-0,381***

Nông thôn

0,041

Tỷ lệ làm nông nghiệp

1,098***

1,126***

-0,573***

-0,550***

Tỷ lệ làm phi nông nghiệp
Giao thông

0,045

Tiết kiệm

0,178**

0,183***

Trợ cấp cá nhân

-0,105*

Diện tích đất sản xuất

0,000009*** 0,00001***

-0,117**

Prob > F

0,0000

0,0000

0,0000

R2

0,0676

0,3702

0,3646

R2 điều chỉnh

0,0635

0,3502

0,3532

Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%,5% và 1%

55

Cũng giống như mô hình ước tính với tổng thu nhập, tham gia tiết kiệm là một
yếu tố quan trọng quyết định thu nhập của nông hộ. Những hộ gia đình tham gia tiết
kiệm, rõ ràng nhận thức được rủi ro có thể phát sinh, gia tăng động cơ sản xuất của
nông hộ để dự phòng cho tương lai. Bên cạnh đó, tính sẵn có của vốn là yếu tố quan
trọng giúp hộ gia đình truy cập vào các yếu tố sản xuất từ khu vực công nghiệp như:
phân bón, giống, thức ăn gia súc, thuốc bảo vệ thực vật, máy móc nông nghiệp...
giúp gia tăng năng suất và giảm sức lao động. Trung bình tiết kiệm giúp thu nhập
nông nghiệp bình quân hộ gia đình gia tăng 18% so với các hộ không tham gia.
Sự tài trợ từ con cái hay người thân cũng ảnh hưởng đến thu nhập nông nghiệp
của hộ. Theo lý thuyết thì yếu tố tài trợ giúp hộ gia đình giảm bớt hạn chế về vốn,
tăng đầu tư cho nông nghiệp nhờ đó cải thiện thu nhập. Tuy nhiên kết quả mô hình
đưa ra một mối tương quan âm giữa việc tài trợ với thu nhập nông nghiệp. Có thể
giải thích điều này là do mục đích của các khoản trợ cấp này thường dành cho người
già và trẻ em trong gia đình, giúp hỗ trợ chi tiêu trong gia đình, hiệu ứng thay thế
cho thu nhập là giảm động cơ làm việc của hộ gia đình. Ước tính nguồn hỗ trợ từ
con cái làm suy giảm thu nhập nông nghiệp ở nông hộ 12% so với những hộ không
nhận được hỗ trợ.
Kết luận. Chương trình tín dụng nông nghiệp từ khu vực chính thức có tác
động tích cực đến thu nhập nông hộ Việt Nam. Tham gia tín dụng trung bình giúp
cải thiện tổng thu nhập và thu nhập bình quân nông nghiệp bình quân đầu người
hàng tháng của nông hộ lên mức 9,5% và 42,1%. Bên cạnh tín dụng các yếu tố khác
như: dân tộc Kinh (+ 8,3%); Trình độ giáo dục trung bình của hộ (+3,4%); Quy mô
hộ (-3,8%); Tỷ lệ trẻ em (-25%); Tỷ lệ người già (-38%); Cú sốc trong nông nghiệp
(-7%); Tỷ lệ lao động tham gia hoạt động phi nông nghiệp (+18%); Tỷ lệ lao động
tham gia họat động sản xuất nông nghiệp (-19,5%); Diện tích đất canh tác (+);
Tham gia gửi tiết kiệm (+17%), cũng có mối tương quan mạnh mẽ với thu nhập hộ
gia đình. Hiệu quả của chương trình tín dụng chính thức lên tổng thu nhập hộ gia
đình là không mạnh, nhưng tác động tích cực lên thu nhập nông nghiệp của hộ là rõ
ràng. Qua đó có thể thấy vai trò quan trọng của tín dụng đối với các nông hộ Việt

56

Nam, tín dụng giúp họ gia tăng nguồn lực hộ gia đình, truy cập vào các yếu tố sản
xuất, nhờ đó gia tăng năng suất, cải thiện thu nhập hộ gia đình nông thôn. Có thể
nói sự có mặt của chương trình tín dụng chính thức khu vực nông thôn đang góp
phần mạnh mẽ vào sự phát triển nông nghiệp và nông thôn Việt Nam.
4.3 Tác động của tín dụng chính thức đến chi tiêu nông hộ
Một hiệu quả tốt từ chương trình tín dụng lên thu nhập được tìm thấy trong
phần trên của nghiên cứu này. Mối quan tâm của các chương trình phát triển nông
thôn nói chung và chương trình trình tín dụng nói riêng, không chỉ là một sự cải
thiện thu nhập hộ gia đình định lượng, mà còn phải bao hàm cả yếu tố phát triển con
người. Phần tiếp theo của nghiên cứu tìm hiểu về tác động của tín dụng trong gia
tăng phúc lợi hộ gia đình thông qua yếu tố chi tiêu.
Mô hình hồi quy được áp dụng tương tự như ở phần trước được thay thế bằng
biến chi tiêu bình quân đầu người của hộ trong một tháng. Qua sát đồ thị phân phối
biến chi tiêu (phụ lục 2) phát hiện có phân phối lệch. Vì vậy, mô hình sử dụng biến
logarit chi tiêu bình quân để quan sát đánh giá. Mô hình hồi quy có dạng Log-Lin:
LG_EXP = β0 + β1Ti + β2ti + β3DD + εit

(4.5)

LG_EXP = β0 + β1Ti + β2ti + β3DD + β4Zit + εit

(4.6)

Mô hình hồi quy tuyến tính OLS với biến logarit chi tiêu bình quân xuất hiện
phương sai thay đổi, tác giả sử dụng tùy chọn robust cho OLS để khắc phục sai lệch
mô hình này. Thực hiện lần lượt các hồi quy đơn giản 2.1 và hồi quy mở rộng 2.2,
sau đó kiểm định Test loại bỏ các biến không có ý nghĩa thống kê ở hồi quy 2.2:
giới tính, cú số cá nhân, cú sốc kinh tế, cú sốc thiên tai, hộ ở nông thôn và tài trợ cá
nhân, được mô hình hồi quy phù hợp cho phân tích 2.3 (phụ lục 5). Hiện tượng
phương sai thay đổi không làm ảnh hưởng đến khả năng giải thích biến chi tiêu
trong mô hình nhưng có thể làm sai lệch hệ số biến của mô hình. Tổng hợp kết quả
mô hình hồi quy ở bảng 4.3, là kết quả mô hình hồi quy đã điều chỉnh phương sai
thay đổi. Mô hình tốt nhất được lựa chọn dựa trên R2 điều chỉnh là mô hình 2.3R.

57

Bảng 4.4 Tổng hợp kết quả ƣớc lƣợng tác động tín dụng chính thức đến
chi tiêu nông hộ
Biến độc lập
Biến thời gian (t)
Biến tham gia (T)
Biến tƣơng tác (DD)

Hệ số ƣớc lƣợng
Mô hình 3.1R Mô hình 3.2R Mô hình 3.3R
0,499***
-0,035
0,079

Biến dân tộc của chủ hộ
Biến giới tính của chủ hộ

0,412***
-0,045

0,412***
-0,044**

0,081**

0,082**

0,137***

0,136**

-0,014

Trình độ giáo dục của chủ hộ

0,0001

Trình độ giáo dục trung bình hộ

0,025***

-0,0006
0,025***

Tuổi chủ hộ

-0,0008

-0,0007

Quy mô hộ

-0,028***

-0,029***

Tỷ lệ trẻ em dưới 16 tuổi của hộ

-0,195**

-0,188***

Tỷ lệ người già trên 60 tuổi hộ

0,024

Cú sốc do thiên tai

0,012

Cú sốc kinh tế

-0,016

Cú sốc cá nhân

-0,019

Nông thôn

0,019

0,002

Tỷ lệ làm nông nghiệp

-0,199***

-0,198***

Tỷ lệ làm phi nông nghiệp

0,083**

0,084**

Giao thông

0,055*

0,054*

Tiết kiệm

0,162***

0,163***

Trợ cấp cá nhân

-0,007

Diện tích đất sản xuất

0,000002**

0,000002**

Prob > F

0,0000

0,0000

0,0000

R2

0,3987

0,6503

0,6488

2

0,3960

0,6381

0,6392

R điều chỉnh

Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%,5% và 1%