Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ nuôi tôm thẻ chân trắng tại huyện Duyên hải, tỉnh Trà Vinh

Trình độ học vấn(X1): biến độc lập này có tương quan thuận với khả năng tiếp cận TDCT của nông hộ ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Kết quả ước lượng bằng mô hình Probit cho thấy, trình độ học vấn của chủ hộ liên quan trực tiếp đến việc tiếp thu kiến thức kinh tế - xã hội và khoa học kỹ thuật, từ đó có thể đưa ra các quyết định lựa chọn các phương án sản xuất kinh doanh hiệu quả. Kết quả nghiên cứu phù hợp với kỳ vọng và cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Phượng Lê và Nguyễn Mậu Dũng (2011). Tuy nhiên, các hộ có trình độ học vấn thấp thường gặp khó khăn khi vay vốn với các thủ tục hiện tại do họ không có khả năng tự làm đơn, tự xây dựng kế hoạch sản xuất kin

pdf9 trang | Chia sẻ: huyhoang44 | Ngày: 30/03/2020 | Lượt xem: 164 | Lượt tải: 0download
Bạn đang xem nội dung tài liệu Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ nuôi tôm thẻ chân trắng tại huyện Duyên hải, tỉnh Trà Vinh, để tải tài liệu về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
10 10 Kinh tế - Văn hóa – Giáo dục Số 22, tháng 7/2016 PHÂN TÍCH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN KHẢ NĂNG TIẾP CẬN TÍN DỤNG CHÍNH THỨC CỦA NÔNG HỘ NUÔI TÔM THẺ CHÂN TRẮNG TẠI HUYỆN DUYÊN HẢI, TỈNH TRÀ VINH FACTORS AFFECTINGACCESS TO FARMERS’ FORMAL CREDIT IN RAISING “THE CHAN TRANG” SHRIMP (LITOPENAEUS VANNAMEI) IN DUYEN HAI DISTRICT, TRA VINH PROVINCE Tóm tắt Mục tiêu nghiên cứu của bài viết là phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ nuôi tôm thẻ chân trắng tại huyện Duyên Hải, tỉnh Trà Vinh. Bài viết ứng dụng mô hình Probit để xác định các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ và mô hình hồi quy đa biến xác định các yếu tố ảnh hưởng đến số tiền tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ. Kết quả ước lượng hai mô hình cho thấy, các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ là trình độ học vấn, số năm sinh sống tại địa phương, thu nhập bình quân, kinh nghiệm nuôi tôm, lãi suất, thủ tục cho vay, có phương án sản xuất phù hợp, có tài sản thế chấp. Trong khi đó, giá trị tài sản thế chấp, biến diện tích đất nuôi tôm, kinh nghiệm nuôi tôm của hộ có ảnh hưởng đến số tiền tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ. Từ khóa: Tín dụng chính thức, mô hình Probit, mô hình hồi quy đa biến, nông hộ, tôm thẻ chân trắng. Abstract The research objective of this paper is to analyze the factors affecting access to formal credit by farmers raising white shrimp in Duyen Hai District, Tra Vinh Province. Posts applications probit model is used to to identify factors affecting access to formal credit by the farmers and Multivariate Regression model to identify factors affecting their acecess to the amount of formal credit. The estimating results from the two models showed that the factors affecting the farmers’ access to formal credit were educational level, number of years living in the locality, average income, experience shrimp, interest rates, loan procedures, appropriate production plans and collateral. Meanwhile, the value of collateral, variable area of shrimp raising, shrimp experiences affected thier access to credit the amount of formal credit. Keywords: formal credit, Probit models, Multivatiate Regression model, farmers, litopenaeus vannamei. 1. Đặt vấn đề12 Kinh tế nước ta hiện nay đang trên đà phát triển mạnh mẽ theo hướng công nghiệp hóa, hiện đại hóa. Trong bối cảnh đó, vấn đề tiếp cận tín dụng chính thức đang là mối quan tâm thường xuyên của chính phủ lẫn các nhà nghiên cứu hiện nay. Tại hội nghị sơ kết 5 năm về “Tam nông”, thu nhập bình quân của người dân nông thôn ước đạt khoảng gần 20 triệu đồng/năm (theo Bộ Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn, năm 2013). Với mức thu nhập nêu trên cho thấy, thu nhập của nông hộ ở nước ta còn rất thấp. Từ khi thực hiện công cuộc đổi mới kinh tế, chính phủ đã ban hành nhiều chính sách tăng cường khả năng tiếp cận tín dụng của nông hộ. 1 Sinh viên, Khoa Kinh tế - Luật, Trường Đại học Trà Vinh 2 Khoa Kinh tế - Luật, Trường Đại học Trà Vinh Mới đây nhất là Nghị định số 55/2015/NĐ – CP về chính sách tín dụng phục vụ phát triển nông nghiệp, nông thôn góp phần xây dựng nông thôn mới và nâng cao đời sống của nông dân ở nông thôn. Điều này cho thấy sự quan tâm đặc biệt của Nhà nước đối với khả năng tiếp cận nguồn tín dụng chính thức của nông hộ. Thị trường tín dụng nông thôn ở nước ta nói chung và ở huyện Duyên Hải nói riêng được hình thành từ rất lâu. Cho đến nay, nguồn tín dụng chính thức (TDCT) chưa đáp ứng đủ nhu cầu của các nông hộ do vẫn còn tồn tại rất nhiều khó khăn trong việc tiếp cận TDCT, các tổ chức tín dụng ngần ngại cho vay vì rủi ro cao (Nguyễn Hồng Hà, 2012), thủ tục rườm rà, thế chấp tài sản,... Với mục tiêu đánh giá hiện trạng và phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận nguồn TDCT, đề Phạm Bảo Quốc1 Nguyễn Thị Búp2 11 11 Kinh tế - Văn hóa – Giáo dục Số 22, tháng 7/2016 xuất một số giải pháp nâng cao khả năng tiếp cận TDCT để phát huy hiệu quả sản xuất kinh doanh ở khu vực nông nghiệp, nông thôn, đề tài “Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ nuôi tôm thẻ chân trắng tại huyện Duyên Hải - tỉnh Trà Vinh” thực sự cấp thiết để tiến hành nghiên cứu. 2. Lược khảo tài liệu và phương pháp nghiên cứu 2.1. Lược khảo tài liệu Theo tác giả Nguyễn Phượng Lê và Nguyễn Mậu Dũng (2011), nghiên cứu về “Khả năng tiếp cận nguồn vốn tín dụng chính thức của hộ nông dân ngoại thành Hà Nội” qua phương pháp thống kê mô tả và phương pháp đánh giá nông thôn có người tham gia (PRA) cho thấy các yếu tố ảnh hưởng được phân tích từ hai phía người đi vay vốn và tổ chức cung cấp tín dụng. Về phía người đi vay là biến điều kiện kinh tế của hộ, trình độ học vấn và giới tính của chủ hộ. Về phía các tổ chức tín dụng, các yếu tố được phân tích bao gồm: thủ tục cho vay, lãi suất, lượng vốn cho vay, trình độ chuyên môn và thái độ của cán bộ tín dụng. Một nghiên cứu khác của tác giả Nguyễn Quốc Nghi (2011) là “Các nhân tố ảnh hưởng đến lượng cầu TDCT của nông hộ sản xuất lúa ở Đồng bằng sông Cửu Long” với số liệu thu thập từ 306 nông hộ sản xuất lúa và sử dụng phương pháp hồi qui tương quan đa biến. Kết quả nghiên cứu cho thấy, lượng cầu TDCT có tương quan thuận với trình độ học vấn, kinh nghiệm sản xuất của chủ hộ, việc tham gia vào tổ chức đoàn thể địa phương, tổng diện tích đất của nông hộ và tương quan nghịch với việc hộ có vay vốn phi chính thức và ứng dụng tiến bộ kỹ thuật. Đề tài nghiên cứu của Lê Khương Ninh và Phạm Văn Dương (2011), “Phân tích các yếu tố quyết định lượng vốn vay tín dụng chính thức của hộ nông dân ở An Giang”, được thực hiện bằng việc sử dụng mô hình Tobit. Kết quả cho thấy các yếu tố như giới tính của chủ hộ, trình độ học vấn, địa vị xã hội của chủ hộ hay thành viên trong hộ, thu nhập, giá trị tài sản thế chấp, mục đích sử dụng vốn và số lần vay có ý nghĩa quyết định đối với lượng vốn vay tín dụng chính thức. Tương tự, đề tài nghiên cứu của tác giả Bùi Thị Minh Thơ (2010), “Phân tích khả năng tiếp cận nguồn vốn tín dụng của nông hộ trong sản xuất nông nghiệp ở huyện Trà Ôn, tỉnh Vĩnh Long”, thông qua mô hình Probit và Tobit kết luận rằng những hộ có diện tích đất càng lớn thì khả năng vay được vốn càng cao. Ngoài ra, tác giả chỉ ra rằng các yếu tố như trình độ học vấn, giới tính, thu nhập có ảnh hưởng mạnh đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức. Nghiên cứu của tác giả Nguyễn Quốc Oánh, Phạm Thị Mỹ Dung (2010), “Các yếu tố ảnh hưởng tới tiếp cận TDCT của hộ nông dân ở ngoại thành Hà Nội”, bằng phân tích mô hình Heckman hai bước, đã có những kết luận quan trọng. Tuổi, địa vị xã hội của chủ hộ, tín dụng không chính thức của hộ và thủ tục vay vốn chính thức là những yếu tố cùng có tác động thuận tới khả năng tiếp cận TDCT của hộ. Trình độ học vấn của chủ hộ, diện tích đất, thu nhập bình quân, tài sản thế chấp và mục đích vay là những yếu tố có tác động thuận đến lượng vốn TDCT. Một nghiên cứu khác của tác giả Trần Ái Kết và Huỳnh Trung Thời (2013), nghiên cứu về “Các nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận TDCT của nông hộ trên địa bàn tỉnh An Giang”, kết quả phân tích hồi qui mô hình logit tác giả cho biết khả năng giới hạn tín dụng bị ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố: trình độ học vấn, nghề nghiệp của chủ hộ, diện tích đất, giá trị tài sản và sử dụng vốn tín dụng. Hơn nữa, phân tích hồi quy đa biến (OLS) cho biết lượng vốn TDCT bị ảnh hưởng bởi các nhân tố: quan hệ xã hội, mục đích vay vốn, tài sản thế chấp và thu nhập của chủ hộ. Guangwen và Lili (2005) trong công trình “Tiếp cận tín dụng của các nông hộ ở huyện Tongren, Trung Quốc”, qua phân tích hồi qui Probit nhị phân, đã kết luận các yếu tố tác động đến khả năng tiếp cận TDCT là trình độ học vấn của chủ hộ và mức giàu có của hộ; nguồn thu nhập và chính sách của địa phương; tuổi của chủ hộ, giá trị tiết kiệm và số con dưới tuổi lao động trong hộ cũng ảnh hưởng tới khả năng tiếp cận TDCT của nông hộ. Các biến sử dụng trong đề tài này được chọn lọc dựa trên cơ sở của các nghiên cứu trên sao cho phù hợp với địa bàn nghiên cứu. Tuy nhiên, do đặc thù của địa phương, tác giả bổ sung thêm hai biến: có phương án sản xuất phù hợp và số năm sinh sống tại địa phương. 2.2. Phương pháp nghiên cứu 2.2.1. Phương pháp thu thập số liệu Số liệu sử dụng nghiên cứu là số liệu sơ cấp được thu thập từ cuộc điều tra bằng bảng câu hỏia 12 12 Kinh tế - Văn hóa – Giáo dục Số 22, tháng 7/2016 được tiến hành vào tháng 8/2015, đối tượng phỏng vấn là 385 nông hộ có tham gia và không có tham gia vay vốn TDCT. Trong đó, số nông hộ có tham gia vay vốn TDCT là 144 hộ (chiếm 37,4%), số nông hộ không tham gia vay vốn là 241 hộ (chiếm 62,6%). Các nông hộ được chọn theo phương pháp lấy mẫu ngẫu nhiên phân tầng. 2.2.2. Phương pháp phân tích số liệu Nghiên cứu ứng dụng phương pháp thống kê mô tả để mô tả thực trạng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ. Thống kê mô tả là việc mô tả dữ liệu bằng các phép tính và chỉ số thống kê thông thường như số trung bình, lớn nhất, nhỏ nhất, độ lệch chuẩn, bảng tần số. Để xác định các yếu tố ảnh hưởng đến việc các nông hộ có nhu cầu vay vốn tín dụng nghiên cứu sử dụng mô hình Probit. Một cách cụ thể, mô hình Probit có dạng như sau: Y i = β 0 + β 1 X 1 + β 2 X 2 + β 3 X 3 + β 4 X 4 + β 5 X 5 + β 6 X 6 + β 7 X 7 +β 8 X 8 +β 9 X 9 + β 10 X 10 + β 11 X 11 +ε i Trong đó: Y là khả năng tiếp cận tín dụng chính thức (nhận giá trị 1 nếu hộ nuôi tôm thẻ chân trắng tiếp cận được tín dụng chính thức và nhận giá trị 0 nếu ngược lại). X 1 , X 2 , X 3 , X 4 , X 5 , X 6 , X 7 , X 8 ,X 9 ,X 10 ,X 11 là các biến độc lập (biến giải thích). Các biến này được định nghĩa và diễn giải chi tiết ở bảng sau: Bảng 2.1. Ý nghĩa của các biến và kỳ vọng về dấu các hệ số βi mô hình Probit TÊN BIẾN DIỄN GIẢI Ý NGHĨA CỦA BIẾN KỲ VỌNG VỀ DẤU THAM KHẢO X 1 Trình độ học vấn (bậc) + Nguyễn Phượng Lê và Nguyễn Mậu Dũng (2011) X 2 Số năm sinh sống tại địa phương (năm) + Tác giả nghiên cứu tiền trạm (2015) X 3 Diện tích đất nuôi tôm (ha) + Bùi Thị Minh Thơ (2010) X 4 Thu nhập bình quân của hộ (triệu đồng/năm) + Trần Ái Kết và Huỳnh Trung Thời (2013) X 5 Kinh nghiệm nuôi tôm của hộ (năm) + Nguyễn Quốc Nghi (2011) X 6 Tuổi của chủ hộ (tuổi) +/- Nguyễn Quốc Oánh, Phạm Thị Mỹ Dung (2010) X 7 Lãi suất (%/năm) + Nguyễn Phượng Lê và Nguyễn Mậu Dũng (2011) X 8 Thủ tục cho vay, nhận giá trị 1 nếu thủ tục đơn giản, nhận giá trị 0 nếu ngược lại - Nguyễn Phượng Lê và Nguyễn Mậu Dũng (2011) X 9 Quan hệ xã hội,nhận giá trị 1 nếu hộ có người thân hay bạn bè làm việc ở các cơ quan nhà nước các cấp (xã, huyện, tỉnh hay trung ương) hay ở các tổ chức tín dụng tại địa phương, nhận giá trị 0 nếu ngược lại. + Trần Văn Kết và Huỳnh Trung Thời (2013) X 10 Có phương án sản xuất phù hợp, nhận giá trị 1 nếu có, nhận giá trị 0 nếu ngược lại. + Tác giả nghiên cứu tiền trạm (2015) X 11 Có tài sản thế chấp, nhận giá trị 1 nếu có, nhận giá trị 0 nếu ngược lại. + Nguyễn Quốc Oánh và Phạm Thị Mỹ Dung (2010) Tiếp theo, nghiên cứu ứng dụng mô hình hồi quy đa biến để xác định các yếu tố ảnh hưởng đến số tiền vay tín dụng chính thức của nông hộ. Mô hình hồi quy đa biến là mô hình sử dụng để ước lượng ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc nếu giá trị của biến phụ thuộc bị kiểm duyệt hay không được phép nhỏ hơn một giá trị nhất định nào đó. Trong nghiên cứu này, giá trị của biến phụ thuộc (đó là số tiền hộ nông dân vay được từ nguồn tín dụng chính thức) chỉ có thể lớn hơn hoặc bằng không bởi nông hộ có thể vay tiền hay bị khước từ hoàn toàn. Mô hình hồi quy đa biến có dạng như sau: Z i = β 0 + β 1 X 1 + β 2 X 2 + β 3 X 3 + β 4 X 4 + β 5 X 5 + β 6 X 6 + β 7 X 7 + β 8 X 8 + β 9 X 9 +β 10 X 10 + β 11 X 11 +ε i Trong đó: Z là số tiền nông hộ vay được từ nguồn tín dụng chính thức (triệu đồng). Các biến X 1 , X 2 , X 3 , X 4 , X 5 , X 6 , X 7 , X 8 ,X 9 , X 10, X 11 là các biến độc lập (biến giải thích). Các biến này được định nghĩa và diễn giải chi tiết ở bảng sau: 13 13 Kinh tế - Văn hóa – Giáo dục Số 22, tháng 7/2016 Bảng 2.2. Ý nghĩa của các biến và kỳ vọng về dấu các hệ số βi của mô hình hồi qui đa biến. TÊN BIẾN DIỄN GIẢI Ý NGHĨA CỦA BIẾN KỲ VỌNG VỀ DẤU THAM KHẢO X 1 Trình độ học vấn của chủ hộ (bậc) + Nguyễn Phượng Lê và Nguyễn Mậu Dũng (2011) X 2 Thu nhập bình quân của hộ (triệu đồng/năm) + Trần Ái Kết và Huỳnh Trung Thời (2013) X 3 Diện tích đất nuôi tôm (ha) + Bùi Thị Minh Thơ (2010) X 4 Giá trị tài sản thế chấp (triệu đồng) + Nguyễn Quốc Oánh và Phạm Thị Mỹ Dung (2010) X 5 Lãi suất (%/năm) + Nguyễn Phượng Lê và Nguyễn Mậu Dũng (2011) X 6 Kinh nghiệm nuôi tôm (năm) + Nguyễn Quốc Nghi (2011) X 7 Có phương án sản xuất phù hợp, nhận giá trị 1 nếu có, nhận giá trị 0 nếu ngược lại. + Tác giả nghiên cứu tiền trạm (2015) X 8 Quan hệ xã hội,nhận giá trị 1 nếu hộ có người thân hay bạn bè làm việc ở các cơ quan nhà nước các cấp (xã, huyện, tỉnh hay trung ương) hay ở các tổ chức tín dụng tại địa phương, nhận giá trị 0 nếu ngược lại. + Trần Văn Kết và Huỳnh Trung Thời (2013) X 9 Số năm sinh sống tại địa phương (năm) + Tác giả nghiên cứu tiền trạm (2015) X 10 Số thành viên trong hộ (người) +/- Lê Khương Ninh và Phạm Văn Dương (2011) X 11 Thủ tục cho vay, nhận giá trị 1 nếu thủ tục vay đơn giản, nhận giá trị 0 nếu ngược lại - Nguyễn Phượng Lê và Nguyễn Mậu Dũng (2011) 3. KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN 3.1. Thực trạng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ Trong 385 nông hộ được khảo sát, số nông hộ không tiếp cận TDCT là 241 hộ (chiếm 62,6%), số nông hộ tiếp cận TDCTlà 144 hộ (chiếm 37,4%). Cuộc khảo sát được tiến hành tại địa bàn ba xã: Hiệp Thạnh, Long Toàn, Long Hữu thuộc huyện Duyên Hải, tỉnh Trà Vinh cho thấy, các nông hộ khó tiếp cận được nguồn vốn TDCTvì số nông hộ không tiếp cận TDCT chiếm tới (62,6%) còn nông hộ tiếp cận TDCT chỉ chiếm (37,4%). Điều này do tác động của các yếu tố sau đây: Qua nghiên cứu thực tế, hầu hết chủ hộ đều biết chữ, trình độ học vấn thấp nhất của chủ hộ là chưa biết chữ, gồm 12 chủ hộ (chiếm 3,1%) và cao nhất là Trung học Phổ thông, gồm 3 chủ hộ (chiếm 0,8%). Về trình độ chuyên môn, có 1 chủ hộ có trình độ Cao đẳng và 3 chủ hộ (chiếm 0,8%) có trình độ Đại học. Nhìn chung, trình độ của nông hộ tương đối thấp nên gây khó khăn trong việc tiếp thu và ứng dụng tiến bộ khoa học, kỹ thuật vào sản xuất. Bảng 3. 1 Trình độ học vấn của chủ hộ. Trình dộ học vấn của chủ hộ Số quan sát Tỷ trọng (%) Chưa biết chữ 12 3,1 Tiểu học 177 46 Trung học Cơ sở 160 41,6 Trung học Phổ thông 32 8,3 Sơ cấp Nghề 0 0 Trung cấp Nghề 0 0 Cao đẳng 1 0,2 Đại học 3 0,8 Tổng cộng 385 100 Nguồn: Số liệu khảo sát, 2015. 14 14 Kinh tế - Văn hóa – Giáo dục Số 22, tháng 7/2016 Bảng 3.2 Các yếu tố khác ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức Chỉ tiêu Số quan sát Nhỏ nhất Trung bình Lớn nhất Độ lệch chuẩn Số năm sinh sống tại địa phương (năm) 385 5 44,820 71 10,730 Kinh nghiệm nuôi tôm (năm) 385 1 6,770 20 2,679 Diện tích đất nuôi tôm (ha) 385 0,1 0,793 8,1 0,851 Thu nhập (triệu đồng) 385 15 56,400 1000 63,200 Tuổi của chủ hộ (tuổi) 385 24 45,920 70 8,708 Lãi suất (%/năm) 144 0,6 8,555 15,12 2,985 Nguồn: Số liệu khảo sát, 2015. Những nông hộ được khảo sát đa số sống từ nhỏ tại địa phương, trung bình khoảng 45 năm, nhỏ nhất là 5 năm, lớn nhất là 71 năm nên có mối quan hệ hàng xóm khắng khít tạo cơ hội chia sẻ kinh nghiệm lẫn nhau về phương pháp nuôi tôm. Nông hộ có kinh nghiệm nuôi tôm trung bình được khoảng 7 năm, nhiều trường hợp lên đến 20 năm. Thời gian nuôi tôm của nông hộ khá lâu đã đem lại hiệu quả cao cho các nông hộ. Chính vì lý do trên mà mục đích vay vốn tín dụng chính thức của nông hộ là trang trải các khoản chi phí trong quá trình sản xuất nuôi tôm. Diện tích đất nuôi tôm trung bình khoảng 0,8 ha, thấp nhất là 0,1 ha và cao nhất là 8,1 ha. Qua đó, ta thấy diện tích nuôi tôm của nông hộ khá lớn và đây cũng là một thuận lợi trong việc vay vốn TDCT của hộ. Theo kết quả khảo sát, tuổi chủ hộ cao nhất 70 tuổi, trung bình là 46 tuổi và thấp nhất là 24 tuổi. Kết quả này có thể giải thích với lý do là khi chủ hộ còn trẻ thì có khả năng tham gia vào nhiều hoạt động tín dụng hơn vì tuổi trẻ năng động hơn, trình độ được chú trọng hơn, còn khi chủ hộ tuổi đã cao thì nhu cầu tham gia hoạt động tín dụng sẽ thấp hơn. Trong 385 hộ, có 144 hộ vay vốn TDCT với các mức lãi suất khác nhau giữa các nông hộ, thấp nhất là 0,6%, trung bình là 8,56%, cao nhất là 15,12%, để vay được vốn TDCT các nông hộ phải có tài sản thế chấp, thu nhập cũng là một trong những điều kiện giúp cho nông hộ có thể tiếp cận được với nguồn vốn tín dụng chính thức, qua khảo sát các nông hộ có thu nhập thấp nhất là 15 triệu, trung bình là 56,4 triệu, cao nhất là 1.000 triệu đồng. Bên cạnh đó, các thủ tục cho vay quá rườm rà làm cho nông hộ khó tiếp cận được với nguồn vốn TDCT. 3.2. Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức Như đã trình bày ở phương pháp nghiên cứu, đề tài sử dụng mô hình Probit để xác định các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ nuôi tôm thẻ chân trắng. Kết quả phân tích mô hình Probit ở Bảng 4 cho thấy kiểm định giả thuyết về độ phù hợp tổng quát có mức ý nghĩa quan sát Sig. = 0,000 < 0,05 với độ tin cậy 95%. Điều này chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể, hệ số tương quan Spearman giữa các biến đều <0,6, sẽ không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nên mô hình có ý nghĩa thống kê và phù hợp. Bảng 3.3 Kết quả phân tích mô hình Probit. Biến Số Hệ số Ước lượng Sai số chuẩn Giá trị thống kê Z Sig. Trình độ học vấn của chủ hộ (X 1 ) Số năm sinh sống tại địa phương (X 2 ) Diện tích đất nuôi tôm (X 3 ) Thu nhập bình quân của hộ (X 4 ) Kinh nghiệm nuôi tôm của hộ (X 5 ) Tuổi của chủ hộ (X 6 ) Lãi suất (X 7 ) Thủ tục cho vay (X 8 ) Quan hệ xã hội (X 9 ) Có phương án sản xuất phù hợp (X 10 ) Có tài sản thế chấp (X 11 ) 0,217 0,098 -0,030 0,010 0,037 -0,003 0,227 0,836 -0,096 -0,412 -1,975 0,042 0,011 0,044 0,002 0,017 0,014 0,017 0,148 0,101 0,119 0,360 5,178*** 9,002*** -0,673 6,181*** 2,151** -0,254 13,685*** 5,641*** -0,956 -3,479*** -5,484*** 0,000 0,000 0,501 0,000 0,031 0,800 0,000 0,000 0,339 0,001 0,000 Mức ý nghĩa(sig.) của mô hình: 0,000 LR Chi2: 1,714* Hệ số tương quan giữa các biến đều <0,6 Số quan sát: 385 Ghi chú: **, ***, lần lượt có ý nghĩa thống kê ở mức α là 5%, 1% Nguồn: Số liệu khảo sát, 2015 15 15 Kinh tế - Văn hóa – Giáo dục Số 22, tháng 7/2016 Kết quả ước lượng được trình bày ở Bảng 3.2 cho thấy trong số 11 biến đưa vào mô hình thì 8 biến có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và 5%. Với giả thuyết các yếu tố khác không đổi, ảnh hưởng của từng yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận TDCT của nông hộ được diễn giải như sau: - Trình độ học vấn(X 1 ): biến độc lập này có tương quan thuận với khả năng tiếp cận TDCT của nông hộ ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Kết quả ước lượng bằng mô hình Probit cho thấy, trình độ học vấn của chủ hộ liên quan trực tiếp đến việc tiếp thu kiến thức kinh tế - xã hội và khoa học kỹ thuật, từ đó có thể đưa ra các quyết định lựa chọn các phương án sản xuất kinh doanh hiệu quả. Kết quả nghiên cứu phù hợp với kỳ vọng và cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Phượng Lê và Nguyễn Mậu Dũng (2011). Tuy nhiên, các hộ có trình độ học vấn thấp thường gặp khó khăn khi vay vốn với các thủ tục hiện tại do họ không có khả năng tự làm đơn, tự xây dựng kế hoạch sản xuất kinh doanh cũng như đáp ứng các thủ tục phức tạp khác. - Số năm sinh sống tại địa phương(X 2 ): Biến này có tương quan thuận với khả năng tiếp cận TDCT với mức ý nghĩa thống kê 1%. Cụ thể, số năm sinh sống của các hộ tại địa phương càng lâu thì khả năng tiếp cận TDCT càng cao. Giống kỳ vọng ban đầu, số năm sinh sống tại địa phương của chủ hộ làm tăng khả năng tiếp cận đến tín dụng vì chỗ ở lâu năm được gắn chặt với trách nhiệm và cam kết trả nợ. Bên cạnh đó, thời gian sống tại địa phương của chủ hộ được gắn liền với việc tích lũy của cải và quyền kiểm soát các nguồn tài nguyên của nông hộ. - Thu nhập bình quân năm của hộ (X4): Có mối quan hệ thuận với biến khả năng tiếp cận vốn tín dụng chính thức của hộ nuôi tôm. Thu nhập góp phần làm cho nông hộ vay dễ dàng tiếp cận tín dụng hơn từ khu vực chính thức. Những hộ có thu nhập bình quân hằng năm cao thì dễ tiếp cận vốn tín dụng chính thức hơn những hộ có thu nhập thấp. Kết quả nghiên cứu phù hợp với kỳ vọng và cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Trần Ái Kết và Huỳnh Trung Thời (2013). Đây là một trong những điều kiện để vay được vốn từ các tổ chức tín dụng chính thức. - Kinh nghiệm nuôi tôm của hộ(X 5 ): Biến kinh nghiệm sản xuất có ý nghĩa ở mức 5%. Điều này cho thấy, kinh nghiệm có tác động đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức. Biến có mối quan hệ thuận với biến khả năng tiếp cận vốn tín dụng chính thức của hộ nuôi tôm do họ có nhiều năm trực tiếp sản xuất trong lĩnh vực này. Những kinh nghiệm của hộ nuôi tôm có thể tăng năng suất và hạn chế được rủi ro trong quá trình nuôi. - Lãi suất (X 7 ): Có mối quan hệ thuận với biến khả năng tiếp cận vốn TDCT của hộ nuôi tôm. Vì lãi suất thể hiện số tiền lãi mà hộ vay trả cho tổ chức tín dụng khi sử dụng tiền vay. Lãi suất tín dụng tác động tới hoạt động sản xuất và đời sống của hộ. Do đó, lãi suất cũng là điều kiện để hộ vay vốn xem xét vay hay không vay vốn để phát triển sản xuất. Kết quả nghiên cứu phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Phượng Lê và Nguyễn Mậu Dũng (2011). Điều này cho thấy lãi suất của các tổ chức tín dụng có tác động đến khả năng tiếp cận vốn tín dụng của hộ nuôi. - Thủ tục cho vay (X8): Thủ tục cho vay của các tổ chức TDCT ảnh hưởng lớn đến khả tiếp cận nguồn vốn tín dụng chính thức của hộ ở mức ý nghĩa 1%. Do thủ tục cho vay còn khá phức tạp nên nhiều hộ nông dân khó tiếp cận được, đặc biệt là các hộ nghèo và các hộ mà chủ hộ có trình độ văn hoá thấp. Thủ tục cho vay phức tạp hơn nhiều vì các hộ được vay phải có đủ các điều kiện về giấy tờ, điều kiện đảm bảo, thời gian chờ đợi xét để cho vay tương đối dài. Vì vậy, biến này làm ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức. - Có phương án sản xuất phù hợp (X 10 ): Kết quả mô hình cho thấy có phương án sản xuất phù hợp ở mức ý nghĩa 1%. Những hộ có phương án sản xuất phù hợp sẽ có ảnh hưởng tích cực đến khả năng tiếp cận TDCT. Khi làm hồ sơ vay vốn, ngân hàng luôn đòi người vay phải có phương án vay vốn, phương án sản xuất, Vì vậy, những hộ có phương án sản xuất phù hợp có khả năng tiếp cận được nguồn vốn TDCT hơn những hộ không có phương án sản xuất. - Có tài sản thế chấp (X 11 ): Những nông hộ có tài sản thế chấp chắc chắn có ảnh hưởng thuận tới khả năng tiếp cận TDCT. Kết quả nghiên cứu phù hợp với kỳ vọng và cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Quốc Oánh, Phạm Thị Mỹ Dung (2010). - Diện tích đất nuôi tôm (X3), Tuổi của chủ hộ (X 6 ), Quan hệ xã hội (X 9 ) không có ý nghĩa thống kê hay nói cách khác là không đủ bằng chứng cho rằng các biến này ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận TDCT của nông hộ nuôi tôm thẻ chân trắng trên địa bàn nghiên cứu. 16 16 Kinh tế - Văn hóa – Giáo dục Số 22, tháng 7/2016 Sau khi nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận TDCT của nông hộ, nghiên cứu tiếp tục xác định các yếu tố ảnh hưởng đến số tiền tiếp cận TDCT. Bảng 3.3. Kết quả phân tích mô hình hồi qui đa biến Biến Số Hệ số beta Hệ số t Sig. VIF Thu nhập bình quân của hộ (X 1 ) Diện tích đất nuôi tôm (X 2 ) Giá trị tài sản thế chấp (X 3 ) Lãi suất (X 4 ) Kinh nghiệm nuôi tôm của hộ (X 5 ) Có phương án sản xuất phù hợp (X 6 ) Số năm sinh sống tại địa phương (X 7 ) Số thành viên trong gia đình (X 8 ) Thủ tục cho vay (X 9 ) 0,069 0,342 0,580 0,047 - 0,092 0,057 -0,066 0,055 0,036 1,214 5,802*** 9,923*** 0,934 -1,819* 1,148 -1,201 1,010 0,733 0,227 0,000 0,000 0,352 0,071 0,253 0,232 0,314 0,465 1,348 1,444 1,422 1,069 1,068 1,026 1,240 1,253 1,028 Mức ý nghĩa (sig.) của mô hình: 0,000 Hệ số R2 hiệu chỉnh: 0,682 Hệ số Durbin – Watson: 1,651 Số quan sát: 385 Ghi chú: *,*** lần lượt có ý nghĩa thống kê ở mức α là 10%,1% Nguồn: Số liệu khảo sát, 2015 Kết quả phân tích hồi qui đa biến cho thấy mô hình có mức ý nghĩa cao (1%), các biến đưa vào mô hình đều có độ phóng đại phương sai (VIF) nhỏ hơn nhiều so với 10, cho thấy các biến đưa vào mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Hệ số Durbin-Waston của mô hình là 1,651 nên mô hình không có hiện tượng tự tương quan (Mai Văn Nam, 2008). Hệ số R2 hiệu chỉnh của mô hình là 68,2% nên các biến độc lập trong mô hình giải thích được sự thay đổi của số tiền tiếp cận TDCT của nông hộ là 68,2%. So với mô hình được trình bày ở phương pháp nghiên cứu thì các biến giải thích: trình độ học vấn, quan hệ xã hội bị loại khỏi mô hình do xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến với các biến còn lại. Kết quả ước lượng ở Bảng 3.3 cho thấy rằng trong số 9 biến đưa vào mô hình thì 3 biến có ý nghĩa thống kê ở mức dưới 10%. Trong đó, biến giá trị tài sản thế chấp có ảnh hưởng mạnh nhất đến số tiền tiếp cận TDCT của nông hộ, kế đến là trình độ học vấn của chủ hộ và cuối cùng là kinh nghiệm nuôi tôm của chủ hộ. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi: - Giá trị tài sản thế chấp(X3): Giá trị tài sản thế chấp ở mức ý nghĩa 1%, là nhân tố ảnh hưởng rất quan trọng đến lượng vốn vay của nông dân từ các tổ chức TDCT. Quan điểm của người cho vay bao giờ cũng là “đồng tiền đi liền với khúc ruột” điều kiện đảm bảo trong cho vay nên các tổ chức tín dụng đã đưa ra những quyết dịnh về thế chấp và buộc người vay phải chấp hành. Kết quả nghiên cứu phù hợp với kỳ vọng và cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Quốc Oánh và Phạm Thị Mỹ Dung (2010). Đây cũng là điều kiện dễ hiểu. Vì vậy, những hộ có tài sản thế chấp vay được nhiều vốn hơn các hộ không có tài sản thế chấp. - Diện tích đất nuôi tôm (X 2 ): Diện tích đất cũng là nhân tố ảnh hưởng khá nhiều đến lượng vốn tín dụng mà hộ vay được từ các tổ chức TDCT. Đối với các nông hộ, quy mô đất canh tác là một trong những điều kiện tiên quyết đảm bảo cho mở rộng sản xuất. Đây đồng thời là tiền đề tạo ra nhu cầu vốn tín dụng và cũng là căn cứ để các tổ chức tín dụng cho nông hộ vay vốn. Đúng như kỳ vọng, những hộ có diện tích đất lớn hơn thì lượng vốn tín dụng vay được từ các tổ chức TDCT cũng nhiều hơn. 17 17 Kinh tế - Văn hóa – Giáo dục Số 22, tháng 7/2016 - Kinh nghiệm nuôi tôm của chủ hộ (X 5 ): Với mức ý nghĩa 10%, điều đó cho thấy những nông hộ có nhiều năm nuôi tôm đã tích lũy được nhiều kinh nghiệm, hạn chế rủi ro, giúp tăng năng suất. Giống như ở mô hình probit, nông hộ có kinh nghiệm nuôi tôm sẽ dễ tiếp cận TDCT với số tiền cao hơn những hộ khác. - Thu nhập bình quân của hộ (X 1 ), Lãi suất (X4), Có phương án sản xuất phù hợp (X 6 ), Số năm sinh sống tại địa phương (X 7 ), Số thành viên trong gia đình (X8), Thủ tục cho vay (X9) không có ý nghĩa thống kê hay nói cách khác là không đủ bằng chứng cho rằng các biến này ảnh hưởng đến số tiền tiếp cận TDCT của nông hộ nuôi tôm thẻ chân trắng trên địa bàn nghiên cứu. 4. Kết luận và kiến nghị 4.1. Kết luận Nghiên cứu xác định các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận TDCT của nông hộ nuôi tôm thẻ chân trắng tại huyện Duyên Hải, tỉnh Trà Vinh. Nghiên cứu ứng dụng mô hình Probit để xác định các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận TDCT của nông hộ và mô hình hồi qui đa biến xác định các yếu tố ảnh hưởng đến số tiền tiếp cận TDCT của nông hộ. Kết quả ước lượng hai mô hình cho thấy, các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận TDCT của nông hộ là trình độ học vấn, số năm sinh sống tại địa phương, thu nhập bình quân, kinh nghiệm nuôi tôm, lãi suất, thủ tục cho vay, có phương án sản xuất phù hợp, có tài sản thế chấp. Trong khi đó, giá trị tài sản thế chấp, diện tích đất nuôi tôm, kinh nghiệm nuôi tôm của hộ có ảnh hưởng đến số tiền tiếp cận TDCT của nông hộ. 4.2. Kiến nghị một số giải pháp Thứ nhất, hộ nuôi nên tự giác học tập, bồi dưỡng kiến thức bằng nhiều hình thức như: Thường xuyên theo dõi các tin tức liên quan đến các chương trình khuyến nông, khuyến ngư để học tập kinh nghiệm, bổ sung kiến thức nghề tôm. Mặt khác, các hộ nuôi phải thường xuyên quan tâm đến các chính sách tín dụng của nhà nước áp dụng cho vay ngành nuôi trồng thủy sản, cũng cần tìm hiểu thêm thông tin về quy trình và thủ tục cho vay, lãi suất, các khoản phải trả, quyền lợi và nghĩa vụ của mình khi vay vốn. Thứ hai, hộ nuôi tôm phải quản lý tài chính và sử dụng vốn hiệu quả, biết tính toán chi phí sản xuất, phân bổ chí phí và sử dụng vốn hợp lý, xác định nhu cầu vốn cho phù hợp nhằm bảo đảm an toàn vốn và có lãi, tăng thu nhập, bảo đảm được khả năng trả nợ của hộ. Thứ ba, hộ nuôi tôm phải tự trang bị cho mình những kiến thức và kỹ thuật nuôi trồng thủy sản để nắm vững quy trình nuôi và tích lũy kinh nghiệm; tích cực tham gia các lớp tập huấn kỹ thuật. Thứ tư, các tổ chức tín dụng nên hoàn thiện chính sách tín dụng và lãi suất mềm dẻo, cải tiến thủ tục theo hướng đơn giản, gọn nhẹ, phù hợp với trình độ người dân. Thứ năm, khi làm hồ sơ vay, ngân hàng luôn đòi hỏi khách hàng phải có phương án sản xuất. Vì thế, nông hộ phải có phương án sản xuất rõ ràng để thuyết phục ngân hàng cho vay. Điều này có thể thực hiện qua hai cách: (1) tự nâng cao trình độ chuyên môn để xây dựng phương án sản xuất, (2) thuê hoặc nhờ người khác viết phương án sản xuất hiệu quả. Thứ sáu, hộ nuôi tôm có tài sản thế chấp càng lớn thì khả năng và số tiền tiếp cận TDCT càng cao. Những nông hộ này nên vay vốn ở Ngân hàng Nông nghiệp hoặc Ngân hàng Chính sách Xã hội vì những ngân hàng này có những chính sách ưu đãi theo Nghị định số 55/2015/NĐ – CP về chính sách tín dụng phục vụ phát triển nông nghiệp, nông thôn giúp cho nông hộ nuôi tôm tiếp cận TDCT một cách hiệu quả nhất. 18 18 Kinh tế - Văn hóa – Giáo dục Số 22, tháng 7/2016 Tài liệu tham khảo Bùi, Thị Minh Thơ. 2010. “Phân tích khả năng tiếp cận nguồn vốn tín dụng của nông hộ trong sản xuất nông nghiệp ở huyện Trà Ôn, tỉnh Vĩnh Long”. Luận văn tốt nghiệp Đại học năm 2010, Trường Đại học Cần Thơ. Guangwen & Li, Lili. 2005. “Nghiên cứu về nhu cầu tài chính của các hộ nông dân ở Quý Châu, Trung Quốc”. Hỗ trợ kỹ thuật của ADB. Tham khảo ý kiến của Báo cáo. Số dự án: 35.412, tháng 9 năm 2005. Hoàng Trọng và Chu, Nguyễn Mộng Ngọc. 2007. Thống kê ứng dụng, NXB Thống kê, TP. Hồ Chí Minh. Lê, Khương Ninh và Phạm, Văn Dương. 2011.“Phân tích các yếu tố quyết định lượng vốn vay chính thức của hộ nông dân ở tỉnh An Giang”, Tạp chí Công nghệ Ngân hàng, số 60, trang 8-15. Nghị định số 55/2015/NĐ-CP Ngày 9 tháng 6 năm 2015. Về chính sách tín dụng phục vụ phát triển nông nghiệp, nông thôn. Nguyễn, Hồng Hà. 2012. “Đánh giá khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ trên địa bàn tỉnh Trà Vinh”. Tạp chí Khoa học, Trường Đại học Trà Vinh, số 09, trang 17-22. Nguyễn, Phượng Lê và Nguyễn, Mậu Dũng. 2011.“Khả năng tiếp cận nguồn vốn tín dụng chính thức của hộ nông dân ngoại thành Hà Nội: Nghiên cứu điển hình tại xã Hoàng Văn Thụ, huyện Chương Mỹ”, Tạp chí Khoa học và Phát triển, tập 9, số 5, trang 844 – 852. Nguyễn, Quốc Nghi. 2011. “Các nhân tố ảnh hưởng đến nhu cầu tín dụng chính thức trong triển khai ứng dụng tiến bộ kỹ thuật: trường hợp nông hộ sản xuất lúa ở Đồng Tháp”. Tạp chí Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn, số 4, 2011. Nguyễn, Quốc Oánh và Phạm, Thị Mỹ Dung. 2010. “Các yếu tố ảnh hưởng tới tiếp cận tín dụng chính thức của hộ nông dân ở ngoại thành Hà Nội”. Tạp chí Khoa học và Phát triển 2011: tập 9, số 5: trang 844 − 852. Thành Tâm. 2015. Thu nhập của nông dân thấp không thể tin nổi. Xem 01/11/2015 < daikynguyenvn.com/kinh-te/thu-nhap-cua-nong-dan-thap-khong-tin-noi.html>. Trần, Ái Kết và Huỳnh ,Trung Thời. 2013. “Các nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ trên địa bàn tỉnh An Giang”. Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, tập 27, trang 17 − 24.

Các file đính kèm theo tài liệu này:

  • pdf22_pdf_13_4189_113822 (22).pdf
Tài liệu liên quan