Đánh giá tác động tín dụng đến giảm nghèo ở nông thôn Việt Nam: Luận văn Thạc sĩ Kinh tế

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

------------------------

CHƯƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT

PHAN THỊ NỮ

ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA TÍN DỤNG ĐỐI VỚI

GIẢM NGHÈO Ở NÔNG THÔN VIỆT NAM

Chuyên ngành: Chính sách Công

Mã ngành: 603114

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS. TS. NGUYỄN TRỌNG HOÀI

TP. HỒ CHÍ MINH – NĂM 2010

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

------------------------

CHƯƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT

PHAN THỊ NỮ

ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA TÍN DỤNG ĐỐI VỚI

GIẢM NGHÈO Ở NÔNG THÔN VIỆT NAM

Chuyên ngành: Chính sách Công

Mã ngành: 603114

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS. TS. NGUYỄN TRỌNG HOÀI

TP. HỒ CHÍ MINH – NĂM 2010

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn này hoàn toàn do tôi thực hiện. Các đoạn trích dẫn và số

liệu sử dụng trong luận văn đều được dẫn nguồn và có độ chính xác cao nhất trong phạm vi

hiểu biết của tôi. Luận văn này không nhất thiết phản ánh quan điểm của Trường Đại học

Kinh tế TP. Hồ Chí Minh hay Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright.

Tác giả

Phan Thị Nữ

MỤC LỤC

LỜI CAM ĐOAN ................................................................................................................. i

MỤC LỤC ........................................................................................................................... ii

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT ............................................................................... iv

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU VÀ SƠ ĐỒ ................................................................... v

TÓM TẮT ........................................................................................................................... vi

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ............................................................................................... 1

CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN CỦA VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU .................................. 3

2.1. Khái niệm về đói nghèo ........................................................................................ 3

2.2. Các phương pháp xác định nghèo .......................................................................... 3

2.2.1. Phương pháp chi tiêu ...................................................................................... 3

2.2.2. Phương pháp thu nhập .................................................................................... 4

2.2.3. Phương pháp xếp loại của địa phương ........................................................... 4

2.2.4. Phương pháp vẽ bản đồ nghèo đói ................................................................. 4

2.3. Lý thuyết về thu nhập và các nhân tố ảnh hưởng đến thu nhập ............................. 5

2.4. Lý thuyết về vòng xoáy nghèo đói ......................................................................... 6

2.5. Các nhân tố ảnh hưởng đến mức sống của hộ nghèo ............................................. 9

2.5.1. Vai trò của tín dụng đối với giảm nghèo ...................................................... 10

2.5.2. Các yếu tố về nhân khẩu học………………………………………………..11

2.5.3. Tình trạng việc làm và giáo dục của hộ ........................................................ 12

2.5.4. Năng lực sản xuất của hộ ............................................................................. 12

2.5.5. Các điều kiện bên ngoài ................................................................................ 13

2.5.6. Đặc điểm dân tộc .......................................................................................... 13

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ TỔNG QUAN VỀ .................... 15

THỊ TRƯỜNG TÍN DỤNG NÔNG THÔN VIỆT NAM .............................................. 15

3.1. Tiêu chí xác định nghèo ........................................................................................... 15

3.2. Phương pháp nghiên cứu ......................................................................................... 15

3.2.1. Các phương pháp được sử dụng trong các nghiên cứu trước ...................... 15

3.2.2.Phương pháp khác biệt trong khác biệt (DID) .............................................. 16

3.2.3. Kết hợp phương pháp Khác biệt trong khác biệt với hồi qui OLS ............... 17

3.3. Mô tả dữ liệu ............................................................................................................ 21

iii

3.4. Đặc điểm về thị trường tín dụng nông thôn Việt Nam ............................................ 22

3.4.1. Khái niệm về tín dụng và tín dụng cho người nghèo ........................................ 22

3.4.2. Đặc điểm của thị trường tín dụng nông thôn Việt Nam .................................... 23

3.4.3. Mục tiêu của tín dụng cho người nghèo ........................................................... 26

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ....................................................................... 27

4.1. Tác động của tín dụng đối với thu nhập của hộ nghèo ............................................ 27

4.2. Tác động của tín dụng đến chi tiêu đời sống hộ nghèo............................................ 30

4.3. So sánh tác động của tín dụng chính thức và tín dụng phi chính thức lên mức sống

của người nghèo .............................................................................................................. 33

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH .................................................. 36

5.1. Kết luận .................................................................................................................... 36

5.2. Gợi ý chính sách ...................................................................................................... 37

5.3. Hạn chế của nghiên cứu ........................................................................................... 40

TÀI LIỆU THAM KHẢO ................................................................................................ 42

PHỤ LỤC ........................................................................................................................ 445

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

Australian Agency of : Cơ quan Phát triển Quốc tế Australia AAID

International

Development

: Bộ Lao động và Thương binh xã hội Bộ LĐTBXH

Difference In Difference : Khác biệt trong khác biệt (khác biệt kép) DID

International Food Policy : Viện Nghiên cứu Chính sách Lương thực IFPRI

Research Institute Quốc tế

Institute of Development : Viện Nghiên cứu Phát triển IDS

Studies

: Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển Ngân hàng NNPTNT

nông thôn

: Ngân hàng Chính sách xã hội Ngân hàng CSXH

Viet Nam Household : Khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam VHLSS 2004

Living Standard Survey năm 2004

Viet Nam Household : Khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam VHLSS 2006

Living Standard Survey năm 2006

United Nations : Chương trình phát triển Liên hiệp quốc UNDP

Development Programme

: Đồng đô la Mỹ USD

World Bank : Ngân hàng thế giới WB

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU VÀ SƠ ĐỒ

Danh mục các bảng biểu

Bảng 1. Nguồn tín dụng nông thôn ……………………………………………… 23

Bảng 2. Thông tin về đặc điểm của hai nhóm hộ vào năm 2004 ……. …..............33

Bảng 3. Tác động của tín dụng đối với thu nhập thực của hộ nghèo…….………. 35

Bảng 4. Tác động của tín dụng đối với chi tiêu cho đời sống của hộ nghèo ..…... .39

Bảng 5. Tác động của tín dụng chính thức và tín dụng phi chính thức lên

thu nhập và chi tiêu thực bình quân đầu người của hộ nghèo……………..43

Danh mục các sơ đồ

Sơ đồ 1: Vòng xoáy nghèo đói……………………………………………………..9

Sơ đồ 2: Phá vỡ vòng xoáy nghèo đói bằng trợ cấp tín dụng……………………..10

Sơ đồ 3: Phá vỡ vòng xoáy nghèo đói bằng trợ cấp y tế ………………………….11

Sơ đồ 4: Vòng xoáy nghèo đói của quốc gia………………………………………11

Sơ đồ 5: Các nhân tố ảnh hưởng đến mức sống của hộ nghèo…………………….19

TÓM TẮT

Nghiên cứu này đánh giá tác động của tín dụng đối với giảm nghèo ở nông thôn Việt

Nam dựa trên số liệu điều tra mức sống hộ gia đình năm 2004 và 2006. Điểm đặc biệt so

với những nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa tín dụng và giảm nghèo là nghiên

cứu này sử dụng phương khác biệt trong khác biệt (DID) kết hợp với hồi qui OLS, nhờ vậy

phản ánh chính xác hơn tác động của tín dụng đối với mức sống của người nghèo. Kết quả

nghiên cứu chỉ ra rằng tín dụng có tác động tích cực lên mức sống của người nghèo thông

qua làm tăng chi tiêu cho đời sống của họ. Tuy nhiên, tín dụng không có tác động cải thiện

thu nhập cho người nghèo vì vậy có thể sẽ không giúp người nghèo thoát nghèo một cách

bền vững. Hơn nữa, khả năng tiếp cận tín dụng của người nghèo ở nông thôn Việt Nam

cũng rất thấp. Tín dụng chính thức mặc dù có giá rẻ nhưng rất khó đến được với người

nghèo do những thủ tục rườm rà và khoảng cách xa so với người nghèo. Ngoài ra, nghiên

cứu cũng tìm thấy tác động tích cực của giáo dục và đa dạng hóa việc làm đến mức sống

của hộ nghèo. Dựa trên những kết luận đó, đề tài đã đề xuất một số gợi ý chính sách để cải

thiện mức sống cho người nghèo ở nông thôn Việt Nam, bao gồm: Đơn giản hóa thủ tục

vay vốn và mở rộng mạng lưới chi nhánh, phòng giao dịch của ngân hàng; điều chỉnh

chính sách lãi suất ở nông thôn; kết hợp cho vay vốn và hướng dẫn đầu tư sản xuất và một

số chính sách khác.

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU

Việt Nam được xem là một trong số ít nước có thành tựu đáng khích lệ về xóa đói

giảm nghèo. Theo đánh giá của Ngân hàng thế giới (dựa trên chuẩn nghèo quốc tế 1

USD/người/ngày), trong vòng 12 năm từ 1993 đến 2004, Việt Nam đã đưa hơn 40% dân số

thoát khỏi nghèo đói. Con số này có thể khác đi nếu như sử dụng các thước đo về nghèo

đói khác nhau, ngay cả như vậy, đây cũng là một kết quả mà rất ít nước có thể đạt được. Để

đạt được thành quả này, nhiều chương trình hỗ trợ xóa đói giảm nghèo đã được thực hiện

tại Việt Nam, trong đó có các chương trình tín dụng. Tuy nhiên, có nhiều quan điểm khác

nhau về chính sách tín dụng cho người nghèo. Một quan điểm phổ biến cho rằng hỗ trợ tín

dụng cho người nghèo là cách tốt để giúp họ thoát khỏi nghèo đói. Nhưng cũng có quan

điểm ngược lại cho rằng, tín dụng ưu đãi cho người nghèo không phải là cách tốt để giảm

nghèo mà thậm chí sẽ làm cho người nghèo lún sâu vào nợ nần nếu họ không biết cách sử

dụng hiệu quả. Vậy, thực tế chính sách tín dụng có tác động như thế nào đến việc nâng cao

mức sống cho người nghèo ở nông thôn Việt Nam? Để trả lời câu hỏi này, tôi thực hiện đề

tài: “Đánh giá tác động của tín dụng đối với giảm nghèo ở nông thôn Việt Nam” dựa

trên dữ liệu điều tra mức sống hộ gia đình 2004 và 2006.

Có một sự thừa nhận rộng rãi rằng cung cấp tín dụng cho người nghèo là một cách

để giúp người nghèo tăng cường thế lực và nâng cao mức sống. Mối quan hệ tích cực giữa

tín dụng và giảm nghèo đã được đề cập trong nhiều nghiên cứu: World Bank (2004),

Khandker (2006), Mordutch (2006), Nguyễn Trọng Hoài (2006), Ryu Fukui và Gilberto M.

Llanto (2003): Tín dụng làm tăng tín tự chủ cho hộ nghèo và giảm tác động của những bất

ổn kinh tế. Những nghiên cứu của Margaret Madajewicz (1999) ở BangLades và James

Copestake, Sonia Blalotra (2000) ở Zambia nhận thấy việc cho người nghèo vay vốn sẽ

giúp họ tự làm việc cho chính mình, và có vốn để thực hiện những hoạt động kinh doanh

nhỏ mà đây là cơ hội để họ thoát nghèo.

Mặc dù đã có nhiều nghiên cứu về vai trò của tín dụng đối với giảm nghèo ở nhiều

nước khác nhau nhưng cho đến nay chưa có một đánh giá đầy đủ nào về tác động của tín

dụng đối với giảm nghèo ở Việt Nam. Hơn nữa, các nghiên cứu trước đây chủ yếu dựa vào

nghiên cứu tình huống hoặc phương pháp hồi qui đa biến thông thường và dữ liệu chéo.

Theo đó, kết quả được rút ra dựa vào sự so sánh những hộ có vay với hộ không vay vốn tại

cùng một thời điểm nhất định nào đó sẽ có những hạn chế nhất định, do có thể có sự khác

nhau trong nội tại năng lực sản xuất giữa các hộ.

Nghiên cứu này được thực hiện nhằm đánh giá tác động của tín dụng đối với giảm

nghèo dựa trên dữ liệu bảng và phương pháp Khác biệt trong khác biệt kết hợp với hồi quy

OLS. Phương pháp này có ưu điểm là tách bạch được tác động của tín dụng với tác động

của các yếu tố khác lên mức sống của hộ nghèo, vừa phản ánh được những khác biệt về

mặt thời gian (trước và sau khi vay vốn) vừa phản ánh được sự khác biệt chéo (giữa hộ có

vay và hộ không vay).

Mục tiêu của nghiên cứu này là nhằm tìm ra mối quan hệ giữa tín dụng và mức sống

của người nghèo ở nông thôn Việt Nam dựa trên những cơ sở và bằng chứng thuyết phục.

Trên cơ sở đó, đề xuất những gợi ý chính sách giúp cải thiện đời sống cho người nghèo ở

nông thôn Việt Nam.

Vì nghèo ở Việt Nam chủ yếu tập trung ở nông thôn do đó đề tài chỉ nghiên cứu tác

động của tín dụng đến mức sống của hộ nghèo ở nông thôn. Dữ liệu mà chúng tôi sử dụng

để phân tích là hai bộ dữ liệu Điều tra mức sống hộ gia đình 2004 và Điều tra mức sống hộ

gia đình 2006.

Kết quả nghiên cứu cho thấy tín dụng có vai trò rất quan trọng trong việc nâng cao

mức sống cho người nghèo. Tuy nhiên, tác động của tín dụng chỉ mới dừng lại ở việc cải

thiện chi tiêu đời sống cho người nghèo mà chưa tạo ra được những nguồn thu nhập bền

vững. Hơn nữa, người nghèo ở nông thôn Việt Nam rất khó tiếp cận với các nguồn tín

dụng, đặc biệt là tín dụng chính thức. Chính vì vậy, cần thiết phải có những chính sách để

phát triển thị trường tín dụng nông thôn theo hướng hỗ trợ cho người nghèo.

Báo cáo được chia làm bốn chương. Chương I giới thiệu vấn đề chính sách, câu hỏi,

phương pháp, mục tiêu nghiên cứu. Chương II trình bày cơ sở lý luận và phương pháp

nghiên cứu được sử dụng trong luận văn, đặc biệt chú trọng đến phương pháp Khác biệt

trong khác biệt. Chương III phản ánh kết quả nghiên cứu về tác động của tín dụng đến mức

sống của người nghèo trên hai khía cạnh thu nhập và chi tiêu đời sống. Chương IV tóm tắt

những phát hiện của luận văn và đề xuất một số gợi ý chính sách để cải thiện đời sống cho

người nghèo.

CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN CỦA VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU

2.1. Khái niệm về đói nghèo

Nghèo thường được định nghĩa như một mức thu nhập hay chi tiêu không mang lại

cuộc sống vừa đủ cho một người hay một gia đình để họ có thể tham gia đầy đủ vào cuộc

sống cộng đồng. Nhưng cho đến nay, không có một định nghĩa duy nhất về nghèo. Theo

quan điểm của nhà kinh tế học người Mỹ, Galbraith thì “Người được cho là nghèo khi mà

thu nhập của họ rơi xuống dưới mức thu nhập bình quân của cộng đồng, ngay cả khi mức

thu nhập đó được cho là thích đáng để tồn tại. Khi đó, họ không thể có những gì mà đa số

cộng đồng xem là cái tối thiểu để có một cuộc sống đúng mức”.

Trong khi đó, khái niệm nghèo được đưa ra tại hội nghị Thượng đỉnh thế giới và phát

triển xã hội được tổ chức tại Đan Mạch vào năm 1995 cho rằng: “Nghèo là những người có

thu nhập bình quân dưới một đô la một ngày cho một người.” Khái niệm này cụ thể hơn và

dễ xác định tuy nhiên, có thể phù hợp với một số quốc gia nhưng một số khác thì không.

Nghèo đói theo quan điểm của Liên Hiệp Quốc là “Không có khả năng tham gia vào

cuộc sống quốc gia, đặc biệt là về mặt kinh tế” (Liên Hiệp quốc, 1995).

Theo Ngân hàng thế giới, “Nghèo là tình trạng thiếu thốn nhiều phương diện, thu

nhập hạn chế hoặc thiếu cơ hội tạo thu nhập, thiếu tài sản để đảm bảo tiêu dùng trong

những lúc khó khăn, dễ bị tổn thương trước những hoàn cảnh bất lợi, ít có khả năng truyền

đạt nhu cầu đến những người có khả năng giải quyết, ít được tham gia vào quá trình ra

quyết định, cảm giác bị xỉ nhục…” (Báo cáo Phát triển Việt Nam 2004).

Mặc dù nghèo được thể hiện ở nhiều khía cạnh như vậy và không có một khái niệm

duy nhất về nghèo nhưng chung quy, nghèo thường thể hiện trên ba khía cạnh chính: có thu

nhập thấp hơn mức thu nhập bình quân của dân cư, có mức sống không đảm bảo những

nhu cầu tối thiểu để tồn tại và không có cơ hội tham gia vào quá trình phát triển của xã hội.

2.2. Các phương pháp xác định nghèo

2.2.1. Phương pháp chi tiêu

Phương pháp này xác định các hộ nghèo dựa trên chi phí cho một giỏ tiêu dùng bao

gồm lương thực và phi lương thực, trong đó chi tiêu cho lương thực phải đảm bảo 2100

calo mỗi người/ngày. Các hộ được cho là nghèo nếu như mức tiêu dùng không đạt được

mức này. Đây là phương pháp được Tổng cục thống kê sử dụng để xác định hộ nghèo trong

các cuộc điều tra mức sống dân cư và điều tra mức sống hộ gia đình.

2.2.2. Phương pháp thu nhập

Đây là phương pháp xác định hộ nghèo dựa trên tiêu chuẩn về một mức thu nhập tối

thiểu đảm bảo cho họ có một cuộc sống tối thiểu. Theo chuẩn nghèo thế giới, một người có

mức thu nhập thấp hơn 1 USD/ngày được xem là nghèo (chuẩn nghèo 1 đô la). Chuẩn

nghèo theo thu nhập ở mỗi quốc gia lại khác nhau, tùy theo mức thu nhập trung bình của

quốc gia đó. Ở Việt Nam, chuẩn nghèo theo thu nhập mới nhất do Bộ lao động và thương

binh xã hội (LĐTBXH) ban hành áp dụng cho giai đoạn 2011-2015 là 350 nghìn

đồng/người/tháng ở nông thôn và 450 nghìn đồng/người/tháng ở thành thị.

Tuy nhiên, phương pháp này ít được áp dụng đồng nhất ở các địa phương. Bởi vì rất

khó để lấy được thông tin chính xác về thu nhập của các hộ gia đình. Thông thường người

dân có tâm lý khai thấp thu nhập của mình khi được hỏi. Hơn nữa, việc tính toán đầy đủ

các nguồn thu nhập của người dân là rất khó khăn.

2.2.3. Phương pháp xếp loại của địa phương

Đây là phương pháp được Bộ LĐTBXH sử dụng để lập danh sách các hộ nghèo đói

theo địa phương dựa trên thông tin được cung cấp từ chính quyền địa phương, nhất là chính

quyền cấp thôn, bản. Dựa trên một số tiêu chí để xác định hộ nghèo do Bộ LĐTBXH cung

cấp, chính quyền các thôn sẽ tổ chức bình bầu xem những hộ nào trong thôn là nghèo, sau

đó lên danh sách và gửi cho cấp xã, cấp xã sẽ xem xét và trình lên Phòng LĐTBXH cấp

huyện để cấp sổ hộ nghèo cho hộ đó. Thông tin này được sử dụng để xác định những hộ

nghèo nhất được hưởng các chương trình trợ cấp đặc biệt như: tín dụng ưu đãi, thẻ khám

chữa bệnh miễn phí, nước sạch, trợ cấp nhà ở… Vì số tiền trợ cấp thường ít nên mỗi lần

như vậy các thôn phải bình bầu xem ai sẽ là người đáng được hưởng trợ cấp, do vậy danh

sách các hộ nghèo có thể được thay đổi mỗi khi có các chương trình trợ cấp mới.

2.2.4. Phương pháp vẽ bản đồ nghèo đói

Phương pháp này do Nicholas Minot, Bob Baulch, Micheal Epprecht (IFPRI) phối

hợp với Nhóm tác chiến lập bản đồ nghèo đói liên bộ (2003) sử dụng để ước lượng các chỉ

số nghèo đói ở cấp xã, cấp huyện và cấp tỉnh. Phương pháp này kết hợp giữa phỏng vấn

sâu của điều tra hộ với phạm vi rộng để tính mức chi tiêu dự báo của hộ. Mức chi tiêu dự

báo được dùng để phản ánh mức sống của hộ và so sánh mức độ nghèo đói giữa các vùng

khác nhau.

2.3. Lý thuyết về thu nhập và các nhân tố ảnh hưởng đến thu nhập

Có nhiều lý thuyết kinh tế giải thích thu nhập được tạo ra từ đâu và yếu tố nào có

ảnh hưởng quyết định đến thu nhập của người lao động, hộ gia đình hay các doanh nghiệp.

Lý thuyết sản xuất của trường phái Kinh tế học cổ điển cho rằng có ba yếu tố quan trọng

ảnh hưởng đến thu nhập là đất đai, lao động và vốn vật chất. Tuy nhiên, các nhà kinh tế học

Tân cổ điển cho rằng những yếu tố này chỉ là điểm đầu của câu chuyện, họ đã đưa ra Lý

thuyết vốn nhân lực, Lý thuyết Thu nhập và sự phân biệt đối xử, Lý thuyết phát tín hiệu…

để giải thích cho nguồn gốc sâu xa của sự khác biệt về thu nhập giữa các cá nhân. Đó là do

những yếu tố như: Đặc thù của nghề nghiệp, vốn nhân lực, năng lực tự nhiên, trình độ giáo

dục, sự phân biệt đối xử…

- Đặc thù của nghề nghiệp: Trong chừng mực nào đó, sự khác nhau về thu nhập

giữa các cá nhân là để đền bù cho những đặc trưng của nghề nghiệp. Với những yếu tố

khác không đổi, người lao động thực hiện những công việc nặng nhọc, nguy hiểm sẽ được

trả lương cao hơn những người có công việc dễ dàng, nhẹ nhàng.

- Vốn nhân lực: Là sự tích lũy các khoản đầu tư vào con người. Vốn nhân lực quan

trọng nhất là giáo dục. Đầu tư vào vốn nhân lực làm tăng năng suất lao động vì vậy những

người có mức trang bị vốn nhân lực cao hơn sẽ nhận được mức thu nhập cao hơn những

người có mức trang bị vốn nhân lực thấp.

- Năng lực tự nhiên: Mỗi người sinh ra có thể có những năng lực bẩm sinh khác

nhau và nỗ lực, cơ hội của mỗi cá nhân để phát triển năng lực đó cũng khác nhau. Điều này

có thể giải thích cho phần lớn sự khác biệt thu nhập giữa mỗi cá nhân mà những nhân tố

khác không giải thích được.

- Lý thuyết về phân biệt đối xử cho rằng một sự khác biệt về tiền lương cũng có thể

do phân biệt chủng tộc, giới tính hoặc một số nhân tố khác. Tuy nhiên, xác định mức độ

phân biệt là việc làm khó khăn vì người ta loại trừ những khác biệt về vốn nhân lực và

những đặc trưng của công việc.

- Lý thuyết phát tín hiệu giáo dục cho rằng những người có trình độ cao thường có

thu nhập cao hơn không phải do giáo dục làm tăng năng suất lao động mà do người lao

động sử dụng bằng cấp như một tín hiệu để phân biệt người có năng lực cao với những

người có năng lực thấp hơn. Người có trình độ cao là những người có năng lực bẩm sinh

cao hơn vì vậy các doanh nghiệp sẽ thuê họ.

- Vốn xã hội (social capital): Vốn xã hội được xem là sự tin cẩn giữa các thành viên

khác nhau trong cùng một cộng đồng, sự tuân theo lề thói hay phong tục tập quán của cộng

đồng ấy (Bourdieu, 1983). Vốn xã hội có thể tạo thành một yếu tố sản xuất độc lập. Trên

cấp độ vĩ mô, các nghiên cứu thường xem xét vai trò của vốn xã hội đối với tăng trưởng.

Trên cấp độ vi mô, vốn xã hội được xem như là lợi ích của sự hợp tác và có vai trò quan

trọng trong thu nhập của từng cá nhân, hộ gia đình. Những người có mối quan hệ xã hội tốt,

được người khác tin cậy có thể có việc làm tốt hơn, dễ dàng tiếp cận với các nguồn lực vì

vậy có cơ hội nhận thu nhập cao hơn những người khác.

Như vậy, thu nhập là một hàm đa biến phụ thuộc vào nhiều yếu tố khác nhau,

Y=f(x1, x2, x3… xn). Dạng hàm sản xuất được sử dụng phổ biến để phân tích các nhân tố

(cid:14)

D x D (cid:14) 1

(cid:79) i

D 2

...

ảnh hưởng đến thu nhập là hàm sản xuất Cobb – Douglas:

(cid:68) 1 1

(cid:68) 2 2

(cid:68) 3 3

(cid:68) (cid:69) X e .n i n

Y= A.

Trong đó, Y là thu nhập, A là hằng số; Xi (i=1, n ) là các nhân tố ảnh hưởng đến thu

nhập của hộ như: vốn, lao động, đất đai, trình độ giáo dục…, e là các yếu tố khác ngoài Xi.

X X X (cid:14) ... (cid:14) (cid:14) Ngoài ra, dạng hàm bán logarit: LN(Y)= 0 (cid:14) (cid:69) (cid:69) 1 (cid:69) 2 (cid:69) n + i(cid:72) (Mincer,1974)

i(cid:72) cũng được sử

X X X + (cid:14) ... (cid:14) (cid:14) hoặc dạng hàm tuyến tính đa biến: Y= 0 (cid:14) (cid:69) (cid:69) 1 (cid:69) 2 (cid:69) n

dụng khá rộng rãi để ước lượng thu nhập và chi tiêu của cá nhân và hộ gia đình.

2.4. Lý thuyết về vòng xoáy nghèo đói

Vòng xoáy nghèo đói được định nghĩa là sự tiếp diễn dường như không kết thúc của

nghèo đói. Là tập hợp những nhân tố, những sự kiện mà nghèo mỗi khi đã xuất hiện thì sẽ

tiếp tục từ thế hệ này sang thế hệ khác trừ khi có một sự can thiệp từ bên ngoài (Bussiness

Dictionary).

Sơ đồ 1. Vòng xoáy nghèo đói1

Sơ đồ 1 mô tả vòng xoáy nghèo đói. Trong đó, người nghèo bị mắc kẹt trong một

loạt các tình huống xã hội bất lợi: thu nhập thấp, giáo dục thấp, thiếu thốn nhà ở, sức khỏe

yếu kém… Thu nhập thấp làm giảm khả năng tiếp cận nguồn lực như giáo dục, tín dụng,

không có đủ lương thực và nước sạch cho sinh hoạt… vì thế không có đủ điều kiện để cải

thiện thu nhập, họ rơi vào tình trạng đói nghèo, dẫn đến bệnh tật, suy dinh dưỡng và chết

chóc; kết quả là kiệt quệ sức lao động và dẫn đến kinh tế gia đình càng suy giảm hơn, thu

nhập càng thấp hơn.

Vấn đề là làm thế nào để giúp người nghèo thoát khỏi vòng luẩn quẩn này? Có thể

cung cấp cho họ những phương tiện có giá trị để giúp họ thoát khỏi sự bần cùng. Quan

trọng nhất là những khoản vay tín dụng, nó giúp người nghèo có vốn để tự sản xuất, nhờ đó

đảm bảo tốt hơn những nhu cầu cơ bản như lương thực, nước sạch…

1 Tham khảo từ nguồn: CRNA Ministries, Dự án Sea to Sea, Ending the Cycle of Poverty

Sơ đồ 2. Phá vỡ vòng xoáy nghèo đói bằng các khoản tín dụng1

Cung cấp thuốc men hoặc dịch vụ khám chữa bệnh cho người nghèo sẽ giúp họ có

sức khỏe tốt hơn, khỏe mạnh hơn để làm việc và nuôi sống bản thân, vượt qua khỏi vòng

luẩn quẩn của bệnh tật, nợ nần và nghèo đói.

Sơ đồ 3. Phá vỡ vòng xoáy nghèo đói bằng trợ cấp y tế1

1 Tham khảo từ nguồn: CRNA Ministries, Dự án Sea to Sea, Ending the Cycle of Poverty

Ngoài ra, vòng xoáy này có thể được mở rộng thành một vòng xoáy nghèo đói ở

cấp độ quốc gia. Ở những nước nghèo, hộ nghèo không chỉ không được tiếp cận với lương

thực hay nước sạch mà còn bị hạn chế hoặc không có tiền trang trải chi phí giáo dục cho

con cái. Vì thế trình độ giáo dục ngày càng thấp, dẫn đến thiếu cơ hội làm việc, dẫn đến các

hoạt động tội phạm, nghiện ngập, kiệt quệ sức khỏe, chết sớm, tan vỡ gia đình, và dẫn đến

cả tương lai ảm đạm cho thế hệ tương lai…

Sơ đồ 4. Vòng xoáy nghèo đói ở những quốc gia thu nhập thấp1

Có thể phá vỡ vòng luẩn quẩn này bằng cách giúp người nghèo có được kiến thức

và công nghệ mới ứng dụng vào sản xuất, hoặc cung cấp cho họ các khoản tín dụng nhỏ…

Ngoài ra, đảm bảo sức khỏe và giáo dục cho trẻ em sẽ giúp cải thiện chất lượng và năng

suất lao động trong tương lai, nhờ đó vượt qua đói nghèo.

2.5. Các nhân tố ảnh hưởng đến mức sống của hộ nghèo

Mức sống của người nghèo được phản ánh trên nhiều khía cạnh như thu nhập, chi

tiêu đời sống, mức độ tiếp cận với các dịch vụ y tế, giáo dục… Các nghiên cứu thực

1 Tham khảo từ nguồn: CRNA Ministries, Dự án Sea to Sea, Ending the Cycle of Poverty

nghiệm về nghèo đói đã phân tích và chỉ ra các nhóm nhân tố ảnh hưởng đến mức sống của

người nghèo ở nhiều nơi trên thế giới, trong đó tín dụng là một yếu tố quan trọng.

2.5.1. Vai trò của tín dụng đối với giảm nghèo

Vốn là đầu vào quan trọng cho quá trình sản xuất, chính vì vậy thiếu vốn là một trong

những nguyên nhân rơi vào nghèo, làm cho thu nhập và chi tiêu của người nghèo bị hạn

chế. Có nhiều vốn sản xuất và dễ dàng tiếp cận được các nguồn vốn sẽ tạo cơ hội nâng cao

mức sống cho người nghèo.

Nhiều nghiên cứu chỉ ra rằng tiếp cận tín dụng là điều kiện quan trọng để người

nghèo tăng cường đầu tư cho sản xuất, trang trải chi phí học hành cho con cái… Nhờ đó,

nâng cao thu nhập và có cơ hội thoát nghèo bền vững. Ngân hàng thế giới (1995) đã

khuyến cáo rằng cải thiện thị trường tín dụng là một chính sách quan trọng để giảm nghèo

đói ở Việt Nam. Tuy nhiên, cho đến nay, tín dụng ở nông thôn Việt Nam vẫn rất kém phát

triển.

Nghiên cứu về mối quan hệ giữa tín dụng và giảm nghèo ở một số quốc gia Châu Phi,

các tác giả Yasmine F. Nader (2007), Shahidur R. Khandker (2005), Jonathan Morduch,

Barbara Haley (2002) đã khẳng định vai trò quan trọng của việc cấp tín dụng với những

điều kiện ưu đãi cho người nghèo, đó là phương tiện để giúp họ thoát nghèo. Ryu Fukui,

Gilberto M. Llanto (2003): Vai trò của hoạt động tín dụng cho người nghèo thể hiện qua sự

đóng góp của nó vào thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, giảm tác động của sự bất ổn kinh tế và

tăng tính tự chủ cho các hộ nghèo. Margaret Madajewicz – Colombia University (1999) và

James Copestake, Sonia Blalotra (2000) nhận thấy việc cho người nghèo vay vốn sẽ giúp

họ tự làm việc cho chính mình, và có vốn để thực hiện những hoạt động kinh doanh nhỏ,

đó chính là cơ hội để họ thoát nghèo.

Một số nghiên cứu khác ở Việt Nam như Phạm Vũ Lửa Hạ (2003), Nguyễn Trọng

Hoài (2005) cũng khẳng định rằng tín dụng và tiếp cận tín dụng là điều kiện quan trọng

quyết định đến khả năng nâng cao mức sống và thoát khỏi đói nghèo của các hộ nghèo.

Tín dụng vi mô cũng được nhiều nghiên cứu khẳng định có vai trò tích cực trong việc

giảm nghèo, đặc biệt ở nông thôn. Sudan Jhonson and Ben Rogaly (1997), Hege Gulli

(1998), Beatriz Amendáris de Aghion, Jonathan Morduch (2005) khẳng định rằng tài chính

vi mô giúp giảm nghèo, đặc biệt là những người nghèo nhất và dễ tổn thương nhất thông

qua việc cung cấp tín dụng dễ dàng kết hợp với những hướng dẫn về cách thức sử dụng.

Nhờ đó giúp người nghèo tăng cường được vị thế của mình trong xã hội, phát triển các hoạt

động sản xuất kinh doanh nhỏ, kể cả sản xuất nông nghiệp, tăng thu nhập và giảm khả năng

dễ tổn thương.

Những người bảo vệ quyền lợi cho phụ nữ tin rằng tín dụng cho người nghèo làm

tăng quyền lợi cho phụ nữ bởi vì nó thúc đẩy phát triển đồng thời với việc loại bỏ bất bình

đẳng nam nữ.

Nhìn chung, tín dụng cho người nghèo được ủng hộ bởi các chuyên gia kinh tế vì nó

thúc đẩy sự phát triển kinh tế trong dài hạn ở các vùng khó khăn.

2.5.2. Các yếu tố về nhân khẩu học

Số nhân khẩu trong hộ: Báo cáo Phát triển Việt Nam 2004 chỉ ra rằng những hộ gia

đình càng đông người thì thu nhập và chi tiêu bình quân đầu người càng giảm xuống.

Dorter Verner (2005), Dự án Diễn đàn miền núi (2005), Nguyễn Trọng Hoài (2005) cũng

có kết luận tương tự về mối quan hệ nghịch biến giữa số nhân khẩu trong hộ và phúc lợi

của người nghèo.

Tỷ lệ phụ thuộc: Tỷ lệ phụ thuộc là số người ăn theo trên một lao động trong hộ. Các

nghiên cứu về nghèo đói của Ngân hàng thế giới và các chuyên gia kinh tế phát triển đều

nhất trí rằng tỷ lệ phụ thuộc là một yếu tố quan trọng quyết định sự sung túc hay nghèo khó

của các hộ gia đình ở các địa phương. Tỷ lệ phụ thuộc càng cao thì phúc lợi mà mỗi người

trong hộ nhận được càng thấp, do một người lao động phải nuôi sống nhiều người hơn. Đặc

biệt là những hộ có nhiều trẻ em sẽ có mức thu nhập bình quân đầu người thấp hơn những

hộ có ít trẻ em.

Giới tính của chủ hộ: Có những quan điểm trái ngược nhau về mối quan hệ giữa giới

tính của chủ hộ và nghèo đói. Nhiều nghiên cứu chỉ ra rằng những hộ có chủ hộ là nam

thường có thu nhập và chi tiêu bình quân đầu người cao hơn hộ có chủ hộ là nữ. Những hộ

gia đình mà vợ (hoặc chồng) của chủ hộ bị chết hay li dị có mức thu nhập và chi tiêu đầu

người thấp hơn những hộ có đầy đủ cả vợ và chồng. Tuy nhiên, theo đánh giá của UNDP

(1995), ở Việt Nam, những hộ do phụ nữ làm chủ hộ không nghèo hơn so với những hộ do

nam giới làm chủ.

2.5.3. Tình trạng việc làm và giáo dục của hộ

Những hộ gia đình có nhiều người có trình độ cao có khả năng có thu nhập cao hơn

những hộ khác do họ có thể tiếp cận được những công việc được trả lương cao hơn. Baulch

và McCulloch (1998) đã nghiên cứu về nghèo đói ở Pakistan trong năm năm và kết luận

rằng trình độ giáo dục cao hơn, đặc biệt là giáo dục phổ thông làm tăng khả năng thoát

nghèo của các hộ. World Bank (2004) cho rằng đầu tư vào giáo dục là cách tốt nhất để

người nghèo thoát nghèo một cách bền vững. Người nghèo có trình độ cao hơn không chỉ

có khả năng sản xuất tốt hơn mà có thể dễ dàng chuyển đổi nghề nghiệp hơn nếu như có

một biến cố nào đó xảy ra với công việc của họ.

Dorter Verner (2005), R.Khandker (2009) chỉ ra rằng những hộ gia đình có người

làm việc trong lĩnh vực phi nông nghiệp hay làm việc hưởng lương sẽ có mức sống cao hơn

những hộ chỉ làm nông nghiệp. Krishna (2004) theo dõi việc rơi vào nghèo và thoát nghèo

ở 35 ngôi làng ở vùng Rajashthan, Ấn Độ và kết luận rằng sự đa dạng hóa thu nhập và khả

năng tiếp cận các việc làm công ăn lương (kể cả việc làm không thường xuyên) sẽ tăng khả

năng thoát nghèo của người dân.

Nguyễn Trọng Hoài (2005) nghiên cứu về nghèo đói ở các tỉnh Đông Nam Bộ đã kết

luận yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất đến phúc lợi của hộ là việc làm. Một hộ gia đình có việc

làm chi tiêu nhiều hơn hộ không có việc làm và một hộ có việc làm thuần nông có mức chi

tiêu bình quân đầu người thấp hơn hộ có việc làm phi nông nghiệp.

Chứng tỏ có một sự nhất trí cao giữa các nghiên cứu rằng việc làm là một yếu tố quan

trọng có ảnh hưởng đến phúc lợi của người nghèo và việc làm phi nông nghiệp là cơ hội để

họ thoát nghèo.

2.5.4. Năng lực sản xuất của hộ

Đất đai: Vì đa số người nghèo ở Việt Nam sống ở nông thôn và phụ thuộc rất lớn vào

sản xuất nông nghiệp. Do đó đất đai là một yếu tố rất quan trọng ảnh hưởng đến thu nhập,

chi tiêu cũng như những cơ hội cải thiện phúc lợi khác của người nghèo.

Báo cáo tổng hợp về đánh giá nghèo đói ở Việt Nam có sự tham gia của người dân

(1999) đã chỉ ra rằng có đủ đất đai tương đối tốt để sản xuất là cơ sở để hộ nghèo cải thiện

cuộc sống. Những hộ gia đình có đất đai tốt hơn (độ dốc thấp, gần gủi với nhà ở, có hệ

thống tưới tiêu tốt và không nhiễm mặn) sẽ khấm khá hơn những hộ khác. Những hộ sở

hữu nhiều đất đai có thể đa dạng hóa loại cây trồng, nhờ đó cải thiện mức sống tốt hơn

những hộ khác.

R. Khandker (2009), GayaTri Datar (2009), Nguyễn Trọng Hoài (2005) cũng khẳng

định diện tích đất đai và khả năng tiếp cận đất đai có ảnh hưởng cùng chiều tới mức thu

nhập và chi tiêu của hộ nghèo.

Tư liệu sản xuất: Đối với các hộ nghèo ở nông thôn, gia súc (trâu, bò, ngựa, lợn

nái…) là một phần quan trọng của tư liệu sản xuất vì nó cung cấp sức cày bừa, kéo và phân

bón phục vụ sản xuất. Ngoài ra, lợn nái, bò cái… cung cấp con giống cho chăn nuôi của hộ

gia đình.

2.5.5. Các điều kiện bên ngoài

Điều kiện địa lý, giao thông, khoảng cách đến khu vực trung tâm có tác động đáng kể đến

mức sống của các hộ gia đình. Báo cáo phát triển Việt Nam, 2004 đã khẳng định rằng

những hộ gia đình ở vùng sâu, vùng xa có mức chi tiêu đầu người thấp hơn những hộ ở

đồng bằng và thành thị. Trong báo cáo “Việt Nam – Đánh giá sự nghèo đói và chiến lược”

(1995), World Bank khẳng định cơ sở hạ tầng là yếu tố có ảnh hưởng quan trọng tới năng

suất nông nghiệp, gắn liền với sự phát triển việc làm phi nông nghiệp và thúc đẩy sự tham

gia của người nghèo vào nền kinh tế thị trường. Những người dân sống gần cơ sở hạ tầng

có mức sống cao hơn và có khả năng tận dụng những ưu thế của thị trường hơn những hộ ở

xa.

Nicholas Minot, Bob Baulch kết hợp với Nhóm tác chiến lập bản đồ nghèo đói

(2003) cho rằng nghèo đói ở Việt Nam có mối quan hệ chặt chẻ với các yếu tố địa lí như

địa hình, độ dốc, đặc điểm đất đai, khoảng cách từ nơi ở đến trung tâm. Đặc biệt, nghèo đói

ở Việt Nam chủ yếu tập trung ở các tỉnh miền núi phía Bắc và Tây nguyên.

2.5.6. Đặc điểm dân tộc

Các nghiên cứu trước chỉ ra rằng các hộ thuộc dân tộc thiểu số có thu nhập thấp hơn

các hộ người Kinh hay người Hoa. Trong điều kiện như nhau, người dân tộc thiểu số có

mức chi tiêu thấp hơn người Kinh và người Hoa 13% (WB, 2004). Bởi vì phần lớn dân tộc

thiểu số ở Việt Nam sống ở các vùng núi, vùng sâu, vùng xa, cơ sở hạ tầng kém phát triển;

ít có điều kiện học hành vì thế kỹ năng ứng dụng kỹ thuật vào sản xuất kinh doanh cũng rất

kém. Hơn nữa, các hộ dân tộc thiểu số thường có đông con, đất đai ít và không màu mỡ…

Tóm lại, dựa vào lý thuyết về thu nhập và những nghiên cứu thực nghiệm về nghèo

đói, có thể chia các nhân tố ảnh hưởng đến phúc lợi của người nghèo thành các cấp độ sau

đây.

- Cấp độ cá nhân: Gồm có trình độ giáo dục, tuổi, giới tính, năng lực tự nhiên, cơ hội và sự

nỗ lực cá nhân…

- Cấp độ hộ gia đình: Qui mô nhân khẩu của hộ, diện tích đất, số lao động, tỷ lệ phụ thuộc,

đặc điểm dân tộc, trang thiết bị sản xuất, nợ...

- Cấp độ vùng: Khoảng cách từ nơi ở đến trung tâm, đặc điểm vùng, giao thông

- Cấp độ chính phủ: Sự hỗ trợ về giáo dục, y tế, tín dụng…

Tuổi

Giới tính

Cấp độ cá nhân

Trình độ

Tình trạng việc làm

Số nhân khẩu

Sơ đồ 5: Các nhân tố ảnh hưởng đến phúc lợi hộ nghèo

Phúc lợi của hộ nghèo Thu nhập

Số lao động

Chi tiêu đời sống

Tỷ lệ phụ thuộc

Cấp độ hộ

Diện tích đất

Sức khỏe

Tiếp cận tín dụng

Thu nhập phi nông nghiệp

Nước sạch

Dân tộc

Cải thiện mức độ tiếp cận giáo dục

Vùng miền sinh sống

Cấp độ vùng

Khoảng cách đến trung tâm

….

Giao thông

Chính sách tín dụng

Bảo hiểm y tế

Cấp độ chính phủ

Trợ cấp về giáo dục

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ TỔNG QUAN VỀ

THỊ TRƯỜNG TÍN DỤNG NÔNG THÔN VIỆT NAM

3.1. Tiêu chí xác định nghèo

Nghiên cứu này xác định hộ nghèo dựa trên sự phân loại của chính quyền địa

phương. Những hộ nghèo là những hộ trả lời “Có” đối với câu hỏi “Hộ có được địa phương

xếp vào diện hộ nghèo trong năm hay không?” trong điều tra mức sống hộ gia đình 2004.

Mục đích là nhằm hạn chế sự khác biệt về khả năng được hưởng lợi từ các chính sách khác

ngoài chính sách tín dụng giữa các hộ nghèo.

3.2. Phương pháp nghiên cứu Đề tài chủ yếu sử dụng phương pháp định lượng. Sử dụng phương pháp khác biệt

kép (DID) để đánh giá mức độ tác động của tín dụng đối với mức sống của hộ nghèo. Sử

dụng phương pháp thống kê mô tả để phản ánh đặc điểm của hộ nghèo và khả năng tiếp

cận tín dụng của hộ.

3.2.1. Các phương pháp được sử dụng trong các nghiên cứu trước Có nhiều nghiên cứu về nghèo đói cho rằng tín dụng là một yếu tố quan trọng ảnh

hưởng đến mức sống của người nghèo. Tuy nhiên, các nghiên cứu đó đều đánh giá tác

động của tín dụng đối với thu nhập hay chi tiêu của hộ nghèo dựa vào mô hình hồi qui đa

biến thông thường. Mô hình hồi qui OLS thường được các nghiên cứu trước sử dụng là: Y

= α+β X +β X +....+β X 2 k

Trong đó, Y là biến phụ thuộc thường thể hiện thu nhập (hoặc logarit của thu nhập)

hay chi tiêu (hoặc logarit của chi tiêu) bình quân đầu người. Các Xi (i=1,k ) là các biến độc

lập giải thích mức độ đóng góp của các yếu tố khác nhau đến thu nhập hay chi tiêu bình

quân đầu người của hộ, tình trạng tín dụng là một trong những biến giải thích đó. Các ước

lượng này thường dựa trên số liệu chéo về thu nhập hay chi tiêu và các đặc điểm khác của

hộ được quan sát tại một thời điểm nào đó. Như vậy, ước lượng này sẽ cho biết tác động

của tín dụng và các yếu tố khác lên thu nhập hay chi tiêu bình quân đầu người của hộ là

iβ .

bao nhiêu thông qua hệ số ước lượng

Tuy nhiên, cách ước lượng này có hạn chế là không tách bạch được tác động của tín

dụng và tác động của những yếu tố khác lên thu nhập của người dân. Do kết quả ước lượng

của mô hình đa biến dựa vào so sánh thu nhập hoặc chi tiêu giữa hộ có vay vốn và hộ

không vay vốn tại một thời điểm nhất định. Nhưng có rất nhiều đặc điểm khác nhau trong

nội tại các hộ này nên rất khó để nói rằng đó là tác động do tín dụng đem lại. Chính vì vậy,

đánh giá tác động của chính sách hay các chương trình tín dụng đối với mức sống của

người dân bằng phương pháp hồi qui đa biến thông thường là không chính xác.

3.2.2. Phương pháp khác biệt trong khác biệt (DID) Ngày nay, phương pháp Khác biệt trong khác biệt được sử dụng khá rộng rãi trong

nghiên cứu để đánh giá tác động của một chính sách kinh tế, một phương pháp chữa bệnh

mới, hay một công nghệ mới, chiến lược kinh doanh mới… Để áp dụng được phương pháp

DID, cần phải có số liệu bảng, tức là số liệu phải vừa phản ánh thông tin theo thời gian vừa

phản ánh thông tin chéo của nhiều đối tượng quan sát khác nhau.

Phương pháp này được thực hiện bằng cách chia các đối tượng phân tích thành hai

nhóm, một nhóm được áp dụng chính sách (nhóm tham gia), nhóm còn lại không được áp

dụng chính sách (gọi là nhóm so sánh). Gọi D là biến giả phản ánh nhóm quan sát, D=0: hộ

quan sát thuộc nhóm so sánh, D=1: hộ quan sát thuộc nhóm tham gia.

Một giả định quan trọng của phương pháp này là hai nhóm này phải có đặc điểm

tương tự nhau vào thời điểm trước khi áp dụng chính sách. Do đó đầu ra của hai nhóm này

phải có xu hướng biến thiên giống nhau theo thời gian nếu không có chính sách.

Gọi Y là đầu ra của chính sách (thu nhập, lợi nhuận, …). Với T=0 là trước khi có

chính sách, T=1 là sau khi chính sách. Trước khi áp dụng một chính sách hay chương trình

mới, tiến hành thu thập thông tin về đầu ra (Y) của cả hai nhóm và so sánh xem có sự khác

nhau như thế nào. Sau đó, áp dụng chính sách lên nhóm tham gia và không áp dụng chính

sách lên nhóm so sánh. Khi chương trình kết thúc hoặc sau một thời gian áp dụng nhất

định, thu thập thông tin về đầu ra của hai nhóm này một lần nữa. So sánh sự khác biệt trước

và sau khi có chính sách trong đầu ra của cả hai nhóm. Nếu có sự khác biệt trong mức độ

biến thiên trong đầu ra giữa hai nhóm này thì đó chính là tác động của chính sách. Kết quả

này vừa phản ánh sự khác biệt về mặt thời gian trước và sau khi có chính sách vừa phản

ánh sự khác biệt chéo giữa nhóm tham gia và nhóm không tham gia. Vì thế được gọi là

khác biệt trong khác biệt (khác biệt kép).

Phương pháp DID được mô tả cụ thể như sau:

Vào thời điểm trước khi có chính sách, đầu ra của nhóm so sánh là Y00 (D=0, T=0)

và đầu ra của nhóm tham gia là Y10 (D=1, T=0). Chênh lệch đầu ra giữa hai nhóm này

trước khi có chính sách là Y10-Y00.

Tại thời điểm x nào đó sau khi áp dụng chính sách, đầu ra của nhóm so sánh là Y01

(D=0, T=1) và đầu ra của nhóm tham gia là Y11 (D=1, T=1). Khi đó, chênh lệch đầu ra giữa

hai nhóm này là Y11-Y01.

Đầu ra, Y

Y11[D=1]

Ước lượng DID

Y10[D=1]

Y01 [D=0]

Y00 [D=0]

T= 0

T = 1

Thời gian, T

(Nguồn: Nguyễn Xuân Thành, 2006, Phân tích tác động chính sách công)

Tác động của chính sách là (Y11-Y01) – (Y10-Y00).

Đồ thị trên đây mô tả phương pháp DID. Giả thiết tối quan trọng của phương pháp này là

nếu không có chính sách thì đầu ra của nhóm so sánh và nhóm tham gia có xu hướng biến

thiên như nhau. Sự khác nhau trong biến thiên theo thời gian giữa hai nhóm này là do tác

động của chính sách hay chương trình mới.

3.2.3. Kết hợp phương pháp Khác biệt trong khác biệt với hồi qui OLS

Để đánh giá tác động của tín dụng đến mức sống của hộ nghèo, đề tài sử dụng

phương pháp DID, trong đó, tín dụng được xem là một biến chính sách. Đề tài chọn ngẫu

nhiên hai nhóm hộ nghèo phù hợp với giả định của phương pháp DID. Nhóm 1, được gọi là

nhóm tham gia, bao gồm những hộ nghèo theo phân loại của địa phương có tham gia vay

vốn trong vòng một năm trong VHLSS 2006 và không vay vốn trong VHLSS 2004. Nhóm

2, gọi là nhóm so sánh là những hộ nghèo không tham gia vay vốn trong cả hai cuộc điều

tra.

Tuy nhiên, mức sống của hộ nghèo là hàm đa biến, không chỉ phụ thuộc vào tín

dụng mà còn phụ thuộc vào nhiều yếu tố khác. Chính vì vậy, đánh giá tác động của tín

dụng đối với mức sống của hộ nghèo sẽ chính xác hơn nếu đưa thêm các biến này vào làm

biến kiểm soát. Để làm được điều này đề tài kết hợp giữa phương pháp khác biệt kép và

phương pháp hồi qui đa biến OLS.

3.2.3.1. Mô hình kinh tế lượng

Yit = β +β D+β T+β D*T+β Z + itε

Trong đó, Yit là chỉ tiêu phản ánh mức sống của hộ i tại thời điểm t

D = 1: Hộ khảo sát thuộc nhóm tham gia; =0: Hộ khảo sát thuộc nhóm so sánh.

T = 0: Hộ khảo sát năm 2004; =1: Hộ khảo sát trong năm 2006

Zit là các biến kiểm soát: bao gồm các nhóm biến phản ánh đặc điểm nhân khẩu, đặc

điểm về giáo dục và việc làm, năng lực sản xuất của hộ…

+ Hộ thuộc nhóm so sánh vào năm 2004 có D =0 và T = 0 nên mức sống là:

E(Y00) = β +β Z β +β Zi it 4

+ Hộ thuộc nhóm tham gia vào năm 2004 có D=1, T =0 nên mức sống là:

E(Y10) = β +β +β Z β +β +β Zi it 1

=> Khác biệt mức sống giữa hai nhóm hộ vào năm 2004 là:

E(Y10) – E(Y00) = 1ββ

+ Hộ thuộc nhóm so sánh, năm 2006 có D=0, T=1 nên mức sống là:

E(Y01) = β +β +β Z β +β +β Zi it 2

+ Hộ thuộc nhóm tham gia vào năm 2006 có D=1, T=1 nên mức sống là:

E(Y11) = β +β +β +β +β Z β +β +β +β +β Zi it 2

=> Khác biệt mức sống giữa hai nhóm hộ vào năm 2006 là:

E(Y11 ) – E(Y01) = 1 β +ββ +β 3

=> Tác động của tín dụng lên mức sông của hộ nghèo là:

3ββ = DID

= {E(Y11) –E(Y01 )} –{E(Y10) – E(Y00)} =

3.2.3.2. Mô tả và định nghĩa các biến trong mô hình

a/ Biến phụ thuộc: Mặc dù mức sống của người nghèo thể hiện ở nhiều khía cạnh,

nhưng quan trọng nhất là thu nhập và chi tiêu cho đời sống, do đó đề tài sử dụng hai biến

phụ thuộc: thu nhập bình quân đầu người, chi tiêu đời sống bình quân đầu người theo giá

thực đại diện cho mức sống của hộ nghèo.

b/ Các biến độc lập

Dưới đây là danh sách và định nghĩa các biến độc lập mà tác giả dự định sẽ đưa vào

mô hình hồi qui để giải thích cho thu nhập hoặc chi tiêu của hộ nghèo dựa trên cơ sở lý

thuyết và kết quả của những nghiên cứu thực nghiệm về nghèo đói. Tuy nhiên trong quá

trình hồi qui có thể thêm vào hay bớt ra một số biến cho phù hợp.

Ký hiệu

Định nghĩa

ĐVT

Dấu kỳ vọng

CREDIT

Biến dumy về nhóm hộ, =0 nếu hộ thuộc nhóm so sánh (không vay vốn), =1 nếu hộ thuộc nhóm

tham gia (có vay vốn).

+

Biến dumy về thời điểm khảo sát, = 0 nếu thời điểm

khảo sát là năm 2004, = 1 nếu là năm 2006. Biến tương tác giữa nhóm hộ và thời gian, hệ số ước

+

lượng của biến này chính là tác động của tín dụng đối

T*CREDIT

với thu nhập hoặc chi tiêu của hộ

Người

-

HHSIZE

Qui mô hộ, bằng số nhân khẩu trong hộ

Tỷ lệ phụ thuộc của hộ, bằng số người ăn theo trên một

Người

-

DEPRATE

lao động.

Tuổi của chủ hộ

Tuổi

-

HEADAGE

Giới tính của chủ hộ, =1 nếu chủ hộ là nam, =0 nếu chủ

+

HEADMALE

hộ là nữ Dân tộc của chủ hộ, =1 nếu là dân tộc Kinh hoặc dân

+

ETHNIC

tộc Hoa, =0 nếu là dân tộc khác

Năm

+

Trình độ giáo dục trung bình của hộ, bằng số năm đi

AVERHHEDU

học bình quân/1 người trong hộ

+

NONFARMINC Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp trong tổng thu nhập

+

LANDPERCA Diện tích đất canh tác bình quân đầu người

+/-

Miền Bắc, =1 nếu hộ thuộc miền Bắc, =0 nếu hộ thuộc

NORTH

miền khác

Miền Nam, =1 nếu hộ thuộc miền Nam, =0 nếu hộ

+

SOUTH

thuộc miền khác

3.3. Mô tả dữ liệu

Đề tài sử dụng số liệu của hai cuộc điều tra mức sống hộ gia đình (VHLSS) năm

2004 và 2006. VHLSS 2004 khảo sát thu nhập và chi tiêu trên 9180 hộ và VHLSS 2006

khảo sát thu nhập và chi tiêu trên 9189 hộ. Trong đó, có 4270 tham gia cả hai cuộc điều tra

này. Trong số đó, có 457 hộ được các địa phương xếp loại nghèo vào năm 2004. Trong 457

hộ này, có 157 hộ trả lời có vay vốn trong vòng 1 năm trong cuộc điều tra năm 2006 và trả

lời không vay vốn trong cuộc điều tra 2004, và 147 hộ trả lời không vay vốn trong cả hai

cuộc điều tra này. Vì cách lấy mẫu của hai cuộc khảo sát mức sống này được chọn một

cách ngẫu nhiên nên đáp ứng yêu cầu lấy mẫu của phương pháp DID là phải đảm bảo tính

ngẫu nhiên. Đồng thời, căn cứ vào chuẩn nghèo của Việt Nam là 200 nghìn

đồng/người/tháng ở nông thôn vào năm 2006 và chuẩn nghèo quốc tế 1 đô la/người/ngày

(tương đương khoảng 500 nghìn đồng/người/tháng), đề tài loại bỏ bớt những hộ nghèo có

thu nhập và chi tiêu bình quân đầu người vượt ra xa khỏi ngưỡng này để loại bỏ trường hợp

hộ không nghèo thực chất nhưng vẫn được xếp vào diện hộ nghèo. Đề tài đã chọn ra 113

hộ nghèo theo phân loại của địa phương vào năm 2004 có tham gia vay vốn trong VHLSS

2006 và không vay vốn trong VHLSS 2004 làm nhóm tham gia, và 104 hộ nghèo theo xếp

loại của địa phương vào năm 2004 nhưng không tham gia vay vốn trong cả hai cuộc điều

tra có đặc điểm tương tự với các hộ có vay vốn làm nhóm so sánh. Vì hai nhóm này đều là

những hộ nghèo theo phân loại của địa phương cho nên nếu có chính sách hỗ trợ nào khác

thì cả hai đều được hưởng lợi như nhau. Với giả định rằng vào năm 2004, hai nhóm này có

xuất phát điểm như nhau, nếu hai nhóm đều không vay vốn thì thu nhập và chi tiêu của họ

thay đổi tương tự nhau từ năm 2004 đến 2006.

Kiểm định thống kê t-student (bảng 2) về sự khác biệt trung bình giữa hai nhóm hộ

cho thấy, năm 2004, hai nhóm này có nhiều đặc điểm tương đồng nhau như đặc điểm giới

tính của chủ hộ, thu nhập, chi tiêu bình quân đầu người, diện tích đất bình quân/hộ, tỷ lệ

thu nhập phi nông nghiệp… Tuy nhiên, có một số đặc điểm khác nhau giữa hai nhóm hộ

này như tỷ lệ phụ thuộc, số nhân khẩu/hộ, tuổi chủ hộ. Chính vì vậy, trong mô hình hồi qui

sẽ đưa những biến này vào làm biến kiểm soát.

Bảng 2: Thông tin về đặc điểm của hai nhóm hộ vào năm 2004

Nhóm so sánh, năm

T-Stat (Kiểm định giả

2004

Nhóm tham gia, năm 2004

thiết

Chỉ tiêu

Obs Mean0 Std.Dev. Obs Mean1 Std.Dev

H0: Mean1=Mean0; H1: Mean1 (cid:122) Mean0)

Qui mô hộ (người)

104

2.1

1.97

-3.611

113

104 70%

46%

74%

44%

-0.678*

Chủ hộ là nam

113

Tuổi chủ hộ

104

113

3.577

Thu nhập/người (1000 đ)

104

206

113

195

0.924*

Chi tiêu/người (1000 đ)

104

167

113

157

0.972*

Tỷ lệ phụ thuộc

104

0.7

0.77

113

1.3

1.41

-3.931

Trình độ THCS

104 23%

42%

113

24%

43%

-0.141*

Trình độ THPT

104

28%

113

19%

39%

-2.158

Số năm đi học bình quân

104

113

2.6

3.94

2.43

-2.914

1.6

Số lao động/hộ

104

2.6

113

2.27

1.54

1.626*

Diện tích đất/người (m2)

104

468

912

113

417

721

0.452*

Tỷ lệ thu nhập phi nông

104 28%

32%

113

29%

30%

-0.419*

nghiệp

Dân tộc kinh

104 60%

50%

113

50%

1.475*

North

104 40%

49%

113

50%

-1.487*

South

104 30%

44%

113

20%

40%

1.747*

Ghi chú: * Hai nhóm có đặc điểm tương đồng (giả thiết H0 không được bác bỏ ở mức ý nghĩa thống kê 5% hoặc

10%)

3.4. Đặc điểm về thị trường tín dụng nông thôn Việt Nam

3.4.1. Khái niệm về tín dụng và tín dụng cho người nghèo

Theo điều 20 Luật sửa đổi, bổ sung một số điều của Luật các tổ chức tín dụng, hoạt

động tín dụng là việc tổ chức tín dụng sử dụng nguồn vốn tự có, nguồn vốn huy động để

cấp tín dụng.

Theo Ts. Nguyễn Minh Kiều (2008), “Tín dụng là quan hệ chuyển nhượng quyền

sử dụng vốn từ chủ thể này sang chủ thể khác trong một khoảng thời gian nhất định với

một khoản chi phí nhất định”.

Như vậy, tín dụng bao gồm cả hoạt động vay và cho vay. Nhưng đề tài này chủ yếu

xem xét tác động của tín dụng đến mức sống của người nghèo theo nghĩa tín dụng cho

người nghèo là hoạt động cho người nghèo vay vốn.

3.4.2. Đặc điểm của thị trường tín dụng nông thôn Việt Nam

Đặc điểm chung của tín dụng nông thôn là bao gồm cả tín dụng chính thức và tín

dụng không chính thức. Có thể chia tín dụng nông thôn Việt Nam thành ba nhóm: tín dụng

chính thức, tín dụng phi chính thức và tín dụng bán chính thức.

Tín dụng chính thức được cung cấp bởi ngân hàng và các tổ chức tín dụng khác

hoạt động theo Luật các tổ chức tín dụng và Luật ngân hàng. Mặc dù Việt Nam là nước

nông nghiệp, hơn 75% dân số sống ở nông thôn nhưng tín dụng chính thức cho khu vực

nông nghiệp nông thôn phát triển rất chậm. Tín dụng chính thức ở nông thôn Việt Nam chủ

yếu do hai ngân hàng quốc doanh là Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển nông thôn

(NNPTNT) và Ngân hàng Chính sách xã hội (CSXH) đảm nhận. Ngân hàng NNPTNT

được thành lập từ năm 1988, lĩnh vực cho vay chủ yếu là khu vực nông nghiệp nông thôn

và hộ nông dân được xem là khách hàng chủ yếu của ngân hàng này. Cho đến nay, ngân

hàng NNPTNT đã có hệ thống chi nhánh khá rộng khắp ở tất cả các tỉnh trong cả nước, và

là tổ chức tín dụng quan trọng nhất ở nông thôn.

Ngân hàng CSXH được thành lập vào tháng 10/2002 trên cơ sở Ngân hàng Phục vụ

người nghèo trước đây và chính thức hoạt động vào năm 2003. Ngân hàng CSXH có 64 chi

nhánh và 592 phòng giao dịch tại các tỉnh thành. Chức năng chủ yếu là thực hiện các

chương trình cho vay hộ nghèo, đối tượng chính sách, học sinh sinh viên và các đối tượng

được trợ giúp xã hội khác. Nguồn vốn chủ yếu của ngân hàng này là từ ngân sách Nhà

nước, có thể được cấp trực tiếp hoặc thông qua các chương trình trợ giúp xã hội như:

chương trình 135, chương trình 134, chương trình cho học sinh, sinh viên nghèo vay

vốn,… Theo đó, vốn trợ cấp của các chương trình này sẽ được giải ngân thông qua ngân

hàng CSXH thay vì giải ngân trực tiếp như trước đây. Sau bảy năm thành lập, Ngân hàng

CSXH cũng có vai trò quan trọng trong cung cấp tín dụng cho khu vực nông thôn với lãi

suất thấp, đặc biệt là tín dụng cho người nghèo.

Ngoài ra, tín dụng chính thức còn được cung cấp bởi các ngân hàng cổ phần và các

qũy tín dụng. Tuy nhiên, các tổ chức này chỉ có vai trò rất mờ nhạt ở khu vực nông thôn.

Tín dụng phi chính thức thường được cung cấp bởi những cá thể, hộ gia đình cho

vay lãi, người quen, các nhóm hụi… Đặc điểm của tín dụng phi chính thức là có lãi suất

cao hơn mức lãi suất của khu vực chính thức, khối lượng cho vay thường không lớn nhưng

thủ tục đơn giản, nhanh chóng đáp ứng kịp thời nhu cầu về vốn của các hộ. Những người

cung cấp tín dụng phi chính thức thường ở trong cùng thôn, bản với người đi vay nên họ

hiểu rất rõ về điều kiện, khả năng trả nợ của người đi vay. Vì vậy, thường cho vay không

cần thế chấp, thậm chí không cần giấy tờ và có thể vay được vốn ngay lập tức nếu cần.

Điều này thật sự rất phù hợp với nông dân, nhất là người nghèo.

Tín dụng bán chính thức là nguồn tín dụng được cung cấp bởi các dự án, các

chương trình tài trợ của nước ngoài, các tổ chức phi chính phủ, các tổ chức đoàn thể, chính

trị xã hội. Trong đó, hiệu quả nhất là Hội Liên hiệp phụ nữ (HLHPN) các cấp - cầu nối

giữa ngân hàng với người dân, nhất là phụ nữ. HLHPN thường nhận triển khai các chương

trình hỗ trợ tín dụng đối với người nghèo của ngân hàng CSXH hay ngân hàng NNPTNT,

hoặc vay tiền của ngân hàng với lãi suất thấp sau đó cho các hội viên vay lại. Vì có mạng

lưới tổ chức đến từng bản, làng, và có sinh hoạt rất gần gủi với người dân nên HLHPN có

thể đưa vốn tới tận tay người nông dân. Nhờ vậy hỗ trợ rất lớn cho các hộ nghèo. Ngoài ra,

các tổ chức đoàn thể này còn kết hợp cung cấp tín dụng với hướng dẫn kỹ thuật, chia sẽ

kinh nghiệm làm ăn, giúp cho người dân sử dụng vốn hiệu quả.

Số liệu từ VHLSS 2006 (bảng1) cho thấy tín dụng chính thức đến từ các ngân hàng

quốc doanh và các tổ chức tín dụng thường có lãi suất thấp nhưng hộ nghèo rất khó tiếp cận.

Chỉ có 47% các hộ nghèo được vay vốn, trong đó có 50% các khoản vay của hộ nghèo là từ

khu vực chính thức và đa số là từ ngân hàng CSXH (38%) nhưng mức vốn vay được từ

Ngân hàng CSXH thấp hơn một số nguồn khác. Các khoản vay từ khu vực phi chính thức

chiếm tới 38% trong số các khoản vay. Điều này cho thấy tín dụng phi chính thức có vai trò

rất quan trọng trong việc hỗ trợ vốn cho người nghèo. Hơn nữa, người nghèo sẵn sàng trả

giá cao để có được khoản vay kịp thời, nhanh chóng. Bằng chứng là lãi suất từ khu vực phi

chính thức cao hơn từ 2 đến 5 lần so với lãi suất của khu vực chính thức nhưng người

nghèo vẫn chấp nhận. Chứng tỏ lãi suất thấp, hay tín dụng giá rẻ không phải là cách hỗ trợ

tốt đối với người nghèo mà quan trọng hơn là thủ tục đơn giản, nhanh chóng, và dễ dàng

tiếp cận.

Bảng 1: Nguồn tín dụng nông thôn

Hộ nghèo

Hộ không nghèo

Lãi suất/tháng (%)

Nguồn tín dụng

Giá trị (ngđ)

Tỷ lệ hộ được vay vốn

Tổng số khoản vay

100

Tín dụng chính thức

50

64 8476

15991

Ngân hàng CSXH

5703

5548

0.41

Ngân hàng NN&PTNT

13481

19429

0.95

Ngân hàng khác

21430

1.02

Quỹ tín dụng

2500

13124

Tín dụng phi chính thức

38

27 7720

8607

2.50

Bạn bè, người thân

8115

8834

Người cho vay cá thể

6644

7878

Tín dụng bán chính thức

12

9 2500

8374

0.56

Tổ chức chính trị xã hội

2500

4825

Khác

2500

14527

(Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra mức sống hộ gia đình 2006)

Số liệu trên cũng cho thấy tín dụng chính thức chủ yếu được dành cho những hộ

khá giả, hộ không nghèo. Có tới 64% khoản vay của những hộ không nghèo là từ khu vực

chính thức, so với 50% đối với nhóm hộ nghèo. Hơn nữa, mức vốn vay của hộ không

nghèo cũng cao hơn so với mức vốn vay của các hộ nghèo. Lý do là đối với các ngân hàng,

cho người nghèo vay vốn là rất rủi ro. Người nghèo thường không có tài sản thế chấp nên

mức vốn vay được sẽ thấp. Ngoài ra còn do thủ tục phức tạp và thiếu sự thân thiện giữa

ngân hàng với người nghèo.

Vấn đề khó khăn hiện nay đối với thị trường tín dụng nông thôn Việt Nam là thiếu

cơ chế để thúc đẩy sự phát triển của khu vực phi chính thức, khu vực bán chính thức cũng

như không có cơ chế để thúc đẩy sự phát triển của các ngân hàng cổ phần ở khu vực nông

thôn. Thông thường các chính sách tín dụng dành cho người nghèo của chính phủ thường

với mức lãi suất ưu đãi hoặc thậm chí là cho không. Nhưng để vay được nguồn vốn này thì

người nghèo phải điền rất nhiều giấy tờ, phải qua rất nhiều cấp phê duyệt và mất rất lâu để

chờ đợi. Người nghèo thường thiếu thông tin, trình độ thấp và khả năng quan hệ kém nên

những khoản vay ưu đãi này rất khó đến được với họ, thường trở thành khoản hỗ trợ cho

những hộ khá giả có quan hệ thân quen với những người xét duyệt. Hơn nữa, những khoản

vay với lãi suất ưu đãi này thường làm cho lãi suất thực âm, điều này ngăn cản sự thâm

nhập của các ngân hàng cổ phần vào khu vực nông thôn.

3.4.3. Mục tiêu của tín dụng cho người nghèo

Hầu hết các chương trình tín dụng cho người nghèo đều nhằm mục tiêu giúp người

nghèo cải thiện mức sống, cụ thể như: cải thiện thu nhập, chi tiêu đời sống, nhà ở, cải thiện

mức độ tiếp cận giáo dục, chăm sóc sức khỏe, môi trường sống… Tùy theo từng chương

trình cho vay khác nhau mà mục tiêu cụ thể cũng khác nhau. Chương trình cho người

nghèo vay vốn để phát triển nhà ở có mục tiêu là giúp người nghèo cải thiện nhà ở, môi

trường sống; Chương trình cho người nghèo vay vốn để phát triển chăn nuôi có mục tiêu là

để cải thiện thu nhập cho hộ nghèo; Chương trình cho học sinh, sinh viên nghèo vay vốn có

mục tiêu là cải thiện khả năng tiếp cận giáo dục cho người nghèo, nâng cao trình độ và

năng lực cho người nghèo. Nói tóm lại, mỗi chương trình cho vay đều có một mục tiêu

riêng, nhưng chung quy đều nhằm giúp người nghèo cải thiện được cuộc sống trong hiện

tại (trang trải cho những nhu cầu cơ bản nhất) và thoát nghèo bền vững trong tương lai (cải

thiện thu nhập và tự trang trải cuộc sống trong tương lai).

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1. Tác động của tín dụng đối với thu nhập của hộ nghèo

Để đánh giá xem tín dụng có giúp nâng cao mức sống của hộ nghèo hay không, đề

tài tiến hành xem xét tác động của tín dụng đối với thu nhập của người nghèo bằng phương

pháp Khác biệt trong khác biệt kết hợp hồi qui OLS. Kiểm định White cho thấy có hiện

tượng phương sai sai số thay đổi (HET) nên đề tài điều chỉnh bằng cách ước lượng ma trận

hệ số đồng phương sai nhất quán của Het (phụ lục 1), kết quả được trình bày ở bảng 3 (đã

điều chỉnh HET).

Trước hết, tiến hành hồi qui mối quan hệ giữa thu nhập thực bình quân đầu người

với tín dụng, thời gian và biến tương tác giữa tín dụng và thời gian. Kết quả mô hình hồi

qui 1 cho thấy tín dụng có tác động làm tăng thu nhập bình quân của hộ nghèo. Nếu các

yếu tố khác không đổi, với mức ý nghĩa 5%, việc vay vốn làm tăng thu nhập của hộ lên

42.9 nghìn đồng/người/tháng.

Tuy nhiên, ngoài tín dụng còn có nhiều biến khác tác động đến thu nhập chính vì

vậy sẽ không hợp lý nếu như không đưa thêm các biến này vào mô hình. Khi đưa thêm các

biến kiểm soát khác vào mô hình, kết quả hồi qui ở mô hình hồi qui 2 cho thấy: với mức ý

nghĩa 5%, tín dụng có tác động làm tăng thu nhập của hộ nghèo lên 39.3 nghìn

đồng/người/tháng so với trường hợp không vay vốn. Ngoài ra, với mức ý nghĩa 1%, qui mô

hộ càng lớn thì thu nhập bình quân càng giảm, một hộ có thêm một nhân khẩu sẽ làm thu

nhập thực bình quân đầu người sẽ giảm đi 10.8 nghìn đồng/tháng.

Trình độ giáo dục của hộ được đại diện bởi số năm đi học bình quân/người. Trình

độ giáo dục bình quân của hộ càng cao thì thu nhập bình quân càng lớn. Với mức ý nghĩa

1%, một hộ có số năm đi học bình quân tăng thêm một năm sẽ có thu nhập cao hơn 6.6

nghìn đồng/người/tháng. Vì có trình độ cao hơn sẽ giúp người nghèo dễ dàng lĩnh hội và

ứng dụng kỹ thuật mới vào sản xuất, có cơ hội làm những công việc được trả lương cao

hơn nhờ đó làm tăng thu nhập. Tuy nhiên, hầu hết người nghèo ở nông thôn Việt Nam đều

thiếu điều kiện học hành.

Bảng 3: Tác động của tín dụng đối với thu nhập thực của hộ nghèo

Biến phụ thuộc: Thu nhập thực bình quân đầu người/tháng (Realincperca)

ĐVT: 1000 đồng/người/tháng

Hệ số ước lượng

Tên biến độc lập

Hồi qui 1

Hồi qui 2

Hồi qui 3

Tung độ gốc

206.127

201.37

206.469

(0.000)

Nhóm hộ

-11.133+

-5.997+

6.488+

(0.3561)

(0.6034)

(0.5895)

Thời gian

15.100+

16.193+

18.600+

(0.2725)

(0.1975)

(0.1338)

Thời gian*Nhóm hộ

42.854**

39.323**

25.142+

(0.0336)

(0.0402)

(0.1907)

Qui mô hộ

-10.754*

-8.071*

(0.000)

(0.0018)

6.610*

6.462*

Trình độ giáo dục trung bình

(0.0021)

(0.0010)

57.150*

52.806*

Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp

(0.0005)

(0.0001)

Dân tộc

-1.910+

(0.8601)

Miền Nam

-1.470+

(0.9145)

Tuổi chủ hộ

0.280+

0.167+

(0.3666)

(0.5831)

Giới tính chủ hộ

0.745+

(0.9537)

0.0013+

Diện tích đất bình quân đầu người

(0.8314)

Tỷ lệ phụ thuộc

-14.484*

(0.0001)

0.036

0.1293

0.1554

R2 điều chỉnh

Ghi chú: Số trong ngoặc đơn là Pvalue, * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; ** có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%, + không có ý nghĩa ở mức 10%.

Mô hình 2 cũng cho thấy, những hộ có tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp càng cao thì

thu nhập bình quân đầu người càng lớn. Nếu những yếu tố khác là như nhau, những hộ có

thu nhập phi nông nghiệp có thu nhập bình quân đầu người cao hơn những hộ chỉ có thu

nhập thuần nông 57.2 nghìn đồng/tháng. Điều này cho thấy, đa dạng hóa hoạt động kinh tế

sẽ giúp người nghèo cải thiện mức sống tốt hơn so với chỉ chuyên vào sản xuất nông

nghiệp. Bởi vì hoạt động nông nghiệp thường rủi ro mà suất sinh lợi lại rất thấp, hơn nữa

thời gian nhàn rỗi lớn. Nếu các hộ nghèo biết tận dụng thời gian nhàn rỗi này để làm những

công việc khác như làm thuê, làm thợ nề, thợ mộc … thì sẽ cải thiện tốt hơn thu nhập của

hộ.

Đất đai không có tác động đến thu nhập bình quân đầu người của hộ ở mức ý nghĩa

10%. Điều này cho thấy tăng thêm đất đai chưa hẵn là cách tốt để giúp người nghèo cải

thiện thu nhập nếu như không cải thiện về trình độ giáo dục, việc làm và những yếu tố khác.

Đặc điểm dân tộc cũng không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%, do ở Việt

Nam, mặc dù các hộ nghèo dân tộc thiểu số thường ở vùng sâu vùng xa nhưng nhận được

nhiều ưu ái trong các chính sách hỗ trợ của chính phủ nên có thể không có sự khác nhau

trong cơ hội tiếp cận các nguồn lực để đầu tư sản xuất, nâng cao thu nhập. Đặc điểm giới

tính và tuổi của chủ hộ cũng không có tác động đến thu nhập của hộ nghèo, điều này cho

thấy thu nhập của người nghèo không nhất thiết phụ thuộc vào những đặc điểm nhân chủng

học của chủ hộ mà quan trọng là cơ hội tiếp cận các nguồn lực và đầu vào để đầu tư sản

xuất.

Ngoài ra, đặc điểm về vùng miền sinh sống của hộ nghèo không có ý nghĩa thống

kê ở mức ý nghĩa 10%. Điều này cho thấy không có sự khác nhau trong thu nhập của người

nghèo ở nông thôn giữa các vùng miền khác nhau.

Trong mô hình hồi qui 3, tác giả đưa thêm biến tỷ lệ phụ thuộc (Deprate) vào mô

hình làm biến kiểm soát, đồng thời căn cứ vào kết quả kiểm định Wald (phụ lục 1.3 và 1.4)

để loại bỏ những biến không có ý nghĩa thông kê trong mô hình 2. Ở mức ý nghĩa 1%, tỷ lệ

phụ thuộc tăng lên 1 làm giảm thu nhập thực 14.5 nghìn đồng/người/tháng. Theo lý thuyết

và các nghiên cứu trước, tỷ lệ phụ thuộc là một biến quan trọng. Hơn nữa, kết quả kiểm

định Wald về ý nghĩa của các nhóm biến cho thấy việc loại bỏ các biến không có ý nghĩa

trong mô hình hồi qui 2 ra khỏi mô hình là hợp lý và kết quả kiểm định thống kê về mức độ phù hợp của mô hình (phụ lục 1.5) cho thấy, giá trị Pvalue(F-stat) <1% và R2 của mô hình

hồi qui 3 lớn hơn hai mô hình hồi qui còn lại. Điều này chứng tỏ mô hình hồi qui 3 giải

thích tốt hơn cho thu nhập thực bình quân của hộ. Chính vì vậy, mô hình cuối cùng được

chấp nhận là mô hình 3.

Kết quả mô hình 3 cho thấy, quy mô hộ, tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp, trình độ

giáo dục và tỷ lệ phụ thuộc có tác động đến thu nhập bình quân đầu người của hộ ở mức ý

nghĩa 1%. Tuy nhiên, tác động của tín dụng đối với thu nhập bình quân đầu người lại

không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Điều này có thể giải thích bởi hai lý do:

Thứ nhất, do các hộ vay vốn chủ yếu phục vụ nhu cầu tiêu dùng trước mắt, chưa có phương

án sử dụng vốn hiệu quả. Hơn nữa, vốn cho người nghèo vay chủ yếu là từ khu vực không

chính thức với mức vốn thấp, lãi suất cao và thời hạn ngắn trong khi đó để đầu tư sản xuất

thì cần lượng vốn đủ lớn, thời gian đủ dài để thu hồi vốn. Một lý do khác cũng rất quan

trọng là số liệu về thu nhập thường không chính xác do các hộ thường không khai thật thu

nhập của mình khi được hỏi, hơn nữa việc tính toán đầy đủ, chính xác thu nhập của hộ

cũng rất khó khăn. Do vậy, đánh giá tác động của tín dụng đối với thu nhập có thể sẽ không

chính xác.

4.2. Tác động của tín dụng đến chi tiêu đời sống của hộ nghèo

Mức sống của người nghèo không chỉ thể hiện ở thu nhập mà còn thể hiện qua mức

chi tiêu cho đời sống của họ. Chính vì vậy, để xem xét tín dụng có tác động như thế nào

đến mức sống của hộ nghèo, đề tài tiến hành hồi qui mối quan hệ giữa mức chi tiêu cho đời

sống bình quân đầu người với tín dụng và các biến kiểm soát khác. Trong đó, hệ số hồi qui

của biến tương tác giữa tín dụng và thời gian phản ánh tác động của tín dụng đến chi tiêu

đời sống bình quân đầu người. Để loại bỏ ảnh hưởng của lạm phát, đề tài sử dụng chi tiêu

theo giá thực. Các bước hồi qui cũng được thực hiện tương tự như khi xem xét tác động

của tín dụng đối với thu nhập (phụ lục 2). Kết quả hồi qui được phản ánh ở bảng 4 (đã

chỉnh HET).

Với mức ý nghĩa thống kê 5%, trong cả ba mô hình hồi qui đều cho thấy tín dụng

có tác động làm tăng chi tiêu thực cho đời sống của hộ nghèo. Kiểm định thống kê về mức

độ phù hợp của mô hình cho thấy mô hình 3 phù hợp hơn hai mô hình còn lại do có Pvalue(Fstatic)=0.000<1% và R2 lớn hơn hai mô hình còn lại (phụ lục 2.5) chứng tỏ mô

hình 3 giải thích tốt hơn cho chi tiêu bình quân của hộ nên đề tài sử dụng kết quả của hồi

qui 3 để phân tích.

Bảng 4: Tác động của tín dụng đối với chi tiêu đời sống của hộ nghèo

Biến phụ thuộc: Chi tiêu thực cho đời sống/người/tháng (nghìn đồng)

Hệ số ước lượng

Tên biến

Hồi qui 1

Hồi qui 2

Hồi qui 3

166.567

Tung độ gốc

133.279

131.924

(0.0000)

Nhóm hộ

-9.125+

5.473+

5.376+

(0.3316)

(0.5211)

(0.5299)

Thời gian

3.287+

-0.270+

0.237+

(0.7683)

(0.9779)

(0.9810)

Thời gian*Nhóm hộ

28.985**

37.191**

29.056**

(0.0129)

(0.0273)

(0.0272)

Qui mô hộ

-9.468*

-9.550*

(0.0000)

6.974*

6.950*

Trình độ giáo dục trung bình

(0.0000)

Tuổi chủ hộ

0.401***

0.416***

(0.0664)

(0.0584)

Giới tính

21.410**

21.059**

(0.0175)

(0.0216)

5.994+

Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp

(0.5924)

Tỷ lệ phụ thuộc

-5.657**

-5.457**

(0.0302)

(0.0416)

0.0002+

Diện tích đất bình quân đầu người

(0.6011)

Dân tộc

16.791**

16.224**

(0.0238)

(0.0478)

Miền Nam

38.613*

36.190*

(0.0001)

(0.0013)

Miền Bắc

-1.122+

(0.8860)

0.032 0.2516

0.2561

R2 điều chỉnh

Ghi chú: Số trong ngoặc đơn là Pvalue, * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%, * có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, + không có ý nghĩa ở mức 10%.

Theo kết quả ở mô hình hồi qui 3, tín dụng đã làm tăng mức chi tiêu cho đời sống

của hộ nghèo thuộc nhóm tham gia 29 nghìn đồng/người/tháng. Đối với người nghèo, đây

là một mức cải thiện có ý nghĩa rất lớn, tương đương 20% mức chi tiêu thực bình quân của

hộ. Chi tiêu cho đời sống cao hơn có nghĩa là người nghèo có thể đảm bảo một mức sống

tốt hơn, nhờ đó đảm bảo cho thế hệ tương lai có thể phát triển tốt hơn về thể chất và tinh

thần. Vì thế, việc tạo điều kiện thuận lợi cho người nghèo tiếp cận được nguồn tín dụng là

thật sự cần thiết.

Các biến kiểm soát được đưa vào mô hình hồi qui 2 và hồi qui 3 để giải thích tốt

hơn về chi tiêu đời sống của hộ nghèo. Kết quả hồi qui cũng cho thấy qui mô hộ càng lớn

thì mức chi tiêu cho đời sống của hộ càng thấp. Qui mô hộ được đo lường bằng tổng số

lượng nhân khẩu trong hộ. Ở mức ý nghĩa 1%, nếu các yếu tố khác không đổi, hộ nghèo có

thêm một nhân khẩu sẽ có mức chi tiêu cho đời sống thấp hơn 9.5 nghìn đồng/người/tháng.

Trình độ giáo dục là một biến có ảnh hưởng đáng kể đến chi tiêu của hộ. Nếu các

yếu tố khác không đổi, ở mức ý nghĩa 1%, số năm đi học bình quân của hộ tăng thêm 1

năm thì mức chi tiêu đời sống tăng thêm 7 nghìn đồng/người/tháng. Điều này là do những

người có trình độ học vấn cao sẽ có nhiều cơ hội hơn để có thu nhập cao hơn do đó đảm

bảo tốt hơn cho nhu cầu của cuộc sống.

Mức chi tiêu cho đời sống của hộ nghèo còn phụ thuộc vào tuổi của chủ hộ. Với

mức ý nghĩa 5%, tuổi của chủ hộ càng cao thì chi tiêu càng lớn. Giới tính của chủ hộ cũng

có ảnh hưởng đến chi tiêu cho đời sống của hộ. Ở mức ý nghĩa 5%, những hộ có chủ hộ là

nam có mức chi tiêu cho đời sống bình quân đầu người cao hơn những hộ có chủ hộ là nữ

21.4 nghìn đồng/người/tháng. Kết quả này thể hiện tồn tại sự bất bình đẳng lớn giữa nam

và nữ ở nông thôn Việt Nam. Nguyên nhân là do ở nông thôn, công việc chủ yếu là nông

nghiệp đòi hỏi sức lao động lớn. Chủ hộ là nữ thường là những phụ nữ một mình nuôi con

hoặc có chồng bị ốm đau nên thiếu sức lao động và do vậy thu nhập thấp, hơn nữa bản chất

của phụ nữ vẫn luôn tiết kiệm hơn nam giới ngay cả những nhu cầu chi tiêu cơ bản nhất, vì

thế mức chi tiêu thấp hơn những hộ có chủ hộ là nam giới.

Tỷ lệ phụ thuộc càng cao thì mức chi tiêu đời sống càng thấp. Điều này hoàn toàn

phù hợp với lý thuyết, thực tế và kết quả của các nghiên cứu trước. Nếu tỷ lệ phụ thuộc

càng cao có nghĩa là một người lao động phải nuôi sống nhiều người hơn, do đó mức chi

tiêu đời sống bình quân sẽ giảm xuống. Ở mức ý nghĩa 5%, nếu tỷ lệ phụ thuộc tăng lên 1

thì mức chi tiêu cho đời sống bình của hộ xuống 5.7 nghìn đồng/người/tháng.

Khác với kết luận của những nghiên cứu trước, tác động của tỷ lệ thu nhập phi nông

nghiệp đến chi tiêu đời sống của hộ không có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.

Những hộ thuộc dân tộc Kinh hoặc dân tộc Hoa có mức chi tiêu cho đời sống cao

hơn những hộ thuộc dân tộc thiểu số. Điều này là hoàn toàn hợp lý. Bởi vì hộ dân tộc kinh

thường sống ở đồng bằng nên có đủ hàng hóa, thực phẩm hơn những hộ dân tộc thiểu số

thường sống ở những vùng sâu, vùng xa, giao thông đi lại khó khăn. Hơn nữa, các hộ người

Kinh hoặc người Hoa có thể có kỹ năng sản xuất tốt hơn nên mức thu nhập cao hơn và nhờ

vậy làm tăng chi tiêu. Đông con và sinh đẻ không có kế hoạch cũng là một đặc trưng của

người dân tộc thiểu số, vì thế mức sống càng thấp hơn.

Nếu chia các các hộ thành 3 miền khác nhau, Miền Bắc, Miền Nam và Miền Trung

và đặt hai biến giả là South (Miền Nam) và North (Miền Bắc), kết quả hồi qui cho thấy chỉ

có hệ số hồi qui của biến giả South là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, hệ số hồi

qui của biến giả North không có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Nghĩa là có đủ cơ sở để

khẳng định rằng nếu các yếu tố khác là như nhau, các hộ nghèo ở Miền Nam có mức chi

tiêu đời sống cao hơn các hộ nghèo ở Miền Trung và Miền Bắc 38.6 nghìn

đồng/người/tháng.

Như vậy, dựa trên dữ liệu VHLSS 2004 và VHLSS 2006, sử dụng phương pháp

Khác biệt kép kết hợp với OLS, đề tài đã chỉ ra rằng tín dụng có tác động tích cực đến cải

thiện mức sống cho người nghèo ở nông thôn Việt Nam thông qua làm tăng chi tiêu cho

đời sống của họ. Nhưng không có đủ cơ sở để kết luận về mối quan hệ nhân quả giữa tín

dụng và thu nhập bình quân đầu người của hộ nghèo. Có thể do sai số về mặt số liệu hoặc

do vốn vay chưa thực sự được đầu tư vào sản xuất hiệu quả. Mặc dù vậy, tác động tích cực

của tín dụng đến chi tiêu đời sống của hộ nghèo cũng góp phần quan trọng cải thiện đời

sống cho người nghèo, giúp cho họ có cơ hội để hòa nhập vào cuộc sống của cộng đồng.

Chính vì vậy, cải thiện chính sách để tín dụng phục vụ người nghèo ở nông thôn là thật sự

cần thiết.

4.3. So sánh tác động của tín dụng chính thức và tín dụng phi chính thức lên mức

sống cửa người nghèo

Khi đánh giá tác động của tín dụng đối với mức sống của người nghèo, một câu hỏi

đặt ra là liệu có sự khác nhau nào giữa tác động của tín dụng chính thức và tín dụng phi

chính thức hay không? Để trả lời câu hỏi này tác giả tiến hành hồi qui hai mô hình, một

phản ánh tác động của tín dụng chính thức và phi chính thức lên thu nhập và mô hình khác

phản ánh tác động của tín dụng chính thức và phi chính thức lên chi tiêu của hộ nghèo.

Kết quả hồi qui được thể hiện ở bảng 5 (đã điều chỉnh HET) cho thấy tác động của

tín dụng chính thức và phi chính thức lên thu nhập của hộ nghèo đều không có ý nghĩa

thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Do đó không có đủ cơ sở để kết luận có sự khác biệt giữa tác

động của tín dụng chính thức và phi chính thức đối với thu nhập của người nghèo.

Tuy nhiên, ở mức ý nghĩa 10%, tác động của cả hai loại tín dụng này lên chi tiêu

đều dương và có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là cả hai loại tín dụng này đều có tác động làm

tăng chi tiêu của hộ nghèo đáng kể. Nếu các yếu tố khác không đổi, trung bình một hộ

nghèo vay vốn từ khu vực chính thức sẽ cải thiện chi tiêu cho đời sống 27.3 nghìn

đồng/người/tháng so với trường hợp không vay, nếu hộ nghèo vay vốn từ khu vực phi

chính thức sẽ tăng chi tiêu thực cho đời sống thêm 31.8 nghìn đồng/người/tháng so với

trường hợp không vay vốn. Như vậy, việc tiếp cận tín dụng đã giúp người nghèo cải thiện

đời sống không kể đó là tín dụng chính thức hay tín dụng phi chính thức.

Bảng 5: Tác động của tín dụng chính thức và tín dụng phi chính thức lên thu

nhập và chi tiêu thực của hộ nghèo

ĐVT: 1000 đ/người/tháng

REALINCPERCA

REALEXPERCA

216.83

Biến độc lập Tung độ gốc

131.564

Thời gian

Tín dụng chính thức

Tín dụng phi chính thức

Thời gian* Tín dụng chính thức

Thời gian* Tín dụng phi chính thức

(0.0000) 18.763+ (0.1317) 11.058+ (0.4157) -1.649+ (0.9048) 28.130+ (0.2294) 21.316+ (0.3773)

(0.0000) -0.286+ (0.9767) 12.078+ (0.2100) -3.350+ (0.7216) 27.330* (0.0711) 31.856* (0.0540)

-8.495*

Qui mô hộ

-9.534*

(0.0013)

(0.0000)

6.469*

6.860*

Trình độ giáo dục trung bình

(0.0010)

(0.0000)

-14.504*

Tỷ lệ phụ thuộc

-5.439**

(0.0002)

(0.0402)

52.477*

Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp

(0.0002)

Giới tính chủ hộ

22.470**

(0.0116)

Tuổi chủ hộ

0.412***

(0.0639)

Dân tộc

18.526**

(0.0125)

Miền Nam

38.270*

(0.0001)

434 Số quan sát

434 0.2562

0.156 R2 điều chỉnh

Ghi chú: - Tín dụng chính thức =1 nếu hộ có vay vốn từ khu vực chính thức trong năm 2006 và không vay trong năm 2004,

=0 nếu hộ không vay vốn trong cả hai thời điểm trên. Tín dụng phi chính thức=1 nếu hộ có vay vốn từ khu vực phi chính thức trong năm

2006 và không vay trong năm 2004, =0 nếu hộ không vay vốn trong cả hai thời điểm trên.

- Số trong ngoặc đơn là Pvalue, * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; ** có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%, *** có ý nghĩa

thống kê ở mức 10%, + không có ý nghĩa ở mức 10%..

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH

5.1. Kết luận

Bằng phương pháp khác biệt trong khác biệt (DID) và dựa vào bộ số liệu VHLSS

2004 và VHLSS 2006, đề tài đã tiến hành đánh giá tác động của tín dụng đối với giảm

nghèo ở nông thôn Việt Nam. Với qui mô mẫu là 217*2 =434 quan sát được lọc ra từ hai

bộ dữ liệu nói trên hy vọng có thể đại diện cho những hộ nghèo ở nông thôn cả nước. Qua

quá trình nghiên cứu, đề tài đã rút ra những kết luận quan trọng sau đây:

1. Tín dụng có tác động làm tăng chi tiêu thực cho đời sống của hộ nghèo, tuy nhiên

tín dụng không có tác động cải thiện thu nhập cho hộ nghèo. Việc tiếp cận tín dụng đã giúp

tăng chi tiêu cho đời sống của hộ nghèo lên 29 nghìn đồng/người/tháng, tương đương

khoảng 20%. Nhờ vậy, tín dụng góp phần đáng kể vào cải thiện đời sống cho hộ nghèo.

Nhưng đáng tiếc là chưa tìm thấy bằng chứng về tác động của tín dụng đối với thu nhập

của hộ nghèo.

2. Tác động của tín dụng chính thức và phi chính thức đến mức sống của người

nghèo giống nhau ở chổ cả hai đều có tác động làm tăng chi tiêu đời sống nhưng không có

tác động làm tăng thu nhập của hộ nghèo. Mặc dù tín dụng phi chính thức có lãi suất cao

hơn tín dụng phi chính thức từ hai đến năm lần nhưng tín dụng phi chính thức vẫn là nguồn

tín dụng rất quan trọng với hộ nghèo ở nông thôn Việt Nam. Cho thấy, chính sách tín dụng

cho người nghèo không nhất thiết là có lãi suất ưu đãi mà quan trọng là nhanh chóng, kịp

thời.

Bên cạnh đó, kết hợp với hồi qui OLS đề tài cũng tìm ra mối liên kết giữa mức sống

của hộ nghèo với những yếu tố khác:

3. Đầu tư cho giáo dục là cách tốt để người nghèo thoát nghèo bền vững. Kết quả

hồi qui cho thấy những hộ có trình độ giáo dục trung bình càng cao thì thu nhập và chi tiêu

đời sống bình quân đầu người càng cao.

4. Số người phụ thuộc trên một lao động cao hay thấp cũng là một yếu tố quan

trọng ảnh hưởng đến thu nhập cũng như chi tiêu cho đời sống của hộ. Có thêm một người

phụ thuộc trên một lao động sẽ làm giảm thu nhập thực 14.5 nghìn đồng/người/tháng và

làm giảm chi tiêu cho đời sống 5.7 nghìn đồng/người/tháng. Chính vì vậy, thực hiện tốt

chính sách kế hoạch hóa gia đình là biện pháp tốt để giúp người nghèo thoát nghèo nhanh

hơn.

5. Tồn tại sự khác biệt đáng kể giữa mức sống của hộ có chủ hộ là nam với hộ có

chủ hộ là nữ. Những hộ có chủ hộ là nam có chi tiêu đời sống bình quân đầu người cao hơn

21.4 nghìn đồng/người/tháng so với hộ có chủ hộ là nữ.

6. Cũng như kết luận của nhiều nghiên cứu trước, đề tài này một lần nữa khẳng định

rằng đa dạng hóa việc làm là một cách tốt để thoát nghèo nhanh chóng. Vì vậy, chính sách

của chính phủ nên hướng đến tạo thêm việc làm cho người nghèo để họ sử dụng thời gian

hiệu quả, cải thiện thu nhập.

7. Mặc dù không tìm thấy bằng chứng về sự khác biệt trong thu nhập nhưng có đủ

bằng chứng cho thấy những hộ nghèo dân tộc Kinh có mức chi tiêu cho đời sống cao hơn

những hộ nghèo dân tộc thiểu số.

5.2. Gợ ý chính sách

Từ kết quả nghiên cứu trên đây, tác giả đề xuất một số gợi ý chính sách như sau:

Thứ nhất, phát triển hệ thống ngân hàng nông thôn thân thiện với người nghèo

bằng cách giảm khoảng cách giữa người nghèo với ngân hàng và đơn giản hóa thủ tục cho

vay. Tiếp cận tín dụng là điều kiện cần thiết để người nghèo cải thiện mức sống, có cơ hội

để hòa nhập với cộng đồng và nâng cao vị thế của họ trong xã hội. Tín dụng cho người

nghèo được cung cấp từ khu vực chính thức là rất quan trọng. Tuy nhiên, đa phần người

nghèo ở nông thôn Việt Nam vẫn rất khó tiếp cận với nguồn vốn từ các ngân hàng và các

chương trình hỗ trợ của chính phủ. Do đó cần phát triển một hệ thống ngân hàng ở nông

thôn sao cho thật sự gần gủi với người nghèo, giảm bớt khoảng cách giữa người nghèo với

ngân hàng.

Hiện nay, Ngân hàng NNPTNT và Ngân hàng CSXH Việt Nam đã có chi nhánh và

phòng giao dịch đến hầu khắp các tỉnh, huyện trên cả nước. Tuy nhiên hầu hết các chi

nhánh và phòng giao dịch này thường gắn liền với đơn vị hành chính cấp tỉnh, huyện và

được đặt tại các khu vực trung tâm như thị trấn, thị xã… Trong khi người nghèo thường ở

những vùng sâu, vùng xa nên họ rất e ngại khi đến ngân hàng vay vốn. Chính vì vậy, để hỗ

trợ và cung cấp dịch vụ tốt hơn cho người nghèo ở nông thôn, các ngân hàng này nên mở

rộng mạng lưới các phòng giao dịch xuống đến cấp xã, thậm chí cấp thôn, bản để dễ dàng

hiểu được người nghèo và giảm bớt sự xa lạ đối với họ.

Hơn nữa, đơn giản hóa các thủ tục cho vay để người nghèo vay vốn nhanh chóng và

kịp thời là một việc làm cần thiết. Bởi vì các thủ tục cho người nghèo vay vốn hiện nay khá

rườm rà, phức tạp trong khi người nghèo có trình độ thấp nên hoàn thành được các thủ tục

này là một trở ngại lớn đối với họ. Thủ tục phức tạp sẽ dẫn đến tình trạng thiếu minh bạch

trong xét duyệt đối tượng được vay. Do vậy để tín dụng chính thức đến được với người

nghèo thì điều quan trọng khác là phải đơn giản hoá thủ tục cho vay.

Tất nhiên, để làm được những điều này đòi hỏi phải có những chính sách hỗ trợ từ

phía Chính phủ và Ngân hàng Nhà nước Việt Nam. Bởi vì về phía các ngân hàng, mở thêm

phòng giao dịch sẽ làm tăng thêm chi phí, và cho người nghèo vay vốn có rủi ro rất cao. Do

đó, cần được tài trợ từ phía Chính phủ để khuyến khích phát triển hệ thống ngân hàng ở

nông thôn gần gủi hơn với người nghèo.

Thứ hai, thực hiện chính sách lãi suất ở nông thôn phù hợp với cơ chế thị

trường, dần dần bỏ lãi suất ưu đãi. Hiện nay, các chương trình cho người nghèo vay vốn

của Chính phủ thường được thực hiện thông qua ngân hàng CSXH dưới hình thức lãi suất

ưu đãi. Tuy nhiên, mức lãi suất ưu đãi đã dẫn đến nhiều hệ quả đi ngược lại với mục đích

hỗ trợ người nghèo của các chương trình này. Một là, những khoản vay này khó đến được

với người nghèo. Lý do là: Về phía ngân hàng, cán bộ tín dụng luôn chịu áp lực thu hồi nợ

vì rủi ro vỡ nợ đối với người nghèo vẫn rất cao. Trong khi đó, mức lãi suất ưu đãi thường

thấp hơn nhiều so với lãi suất thị trường nên có rất nhiều người (nghèo và không nghèo)

muốn vay. Trong trường hợp đó, cán bộ tín dụng thường quyết định cho những hộ có thu

nhập trung bình, khá giả hoặc những người có quan hệ thân quen vay vốn để có lợi cho cả

đôi bên. Đối với người nghèo, để vay được vốn họ phải làm rất nhiều thủ tục, qua rất nhiều

khâu phê duyệt làm cho họ nãn lòng. Thậm chí, đôi khi họ không có được thông tin đầy đủ

về những khoản vay này cũng như không được hướng dẫn đầy đủ về những thủ tục cần

thiết. Kết quả là những khoản tín dụng có lãi suất càng ưu đãi thì càng khó đến được với

người nghèo. Vì vậy, lãi suất thấp không hẵn là hỗ trợ được người nghèo. Lãi suất có thể

bằng với lãi suất của thị trường nhưng thủ tục cho vay đơn giản là một cách để giảm chi phí

giao dịch cho cả người dân và ngân hàng, từ đó nâng cao mức độ tiếp cận tín dụng của

người nghèo.

Hai là, lãi suất thấp dẫn đến tình trạng sử dụng vốn vay không hiệu quả. Lãi suất

vừa phản ánh giá cả của tín dụng vừa là cơ chế để sàng lọc người vay. Nếu lãi suất quá thấp

sẽ khuyến khích vốn chảy vào những dự án kém hiệu quả nhất. Đối với người nghèo,

khoản vay với lãi suất ưu đãi thường được xem như “tiền chùa” nên họ chi tiêu một cách

hoang phí. Vì vậy không cải thiện được thu nhập bền vững trong tương lai. Mức lãi suất

cao hơn sẽ khuyến khích người vay vốn sử dụng vốn hiệu quả hơn và giảm được rủi ro cho

ngân hàng.

Ba là, lãi suất thấp ở khu vực nông thôn không khuyến khích được các ngân hàng

cổ phần tham gia vào khu vực này, do đó kìm hãm sự phát triển của thị trường tín dụng

nông thôn.

Như vậy, một chính sách lãi suất có tính thị trường sẽ giúp giảm chi phí giao dịch,

tăng lượng vốn đến với người nghèo, khuyến khích người nghèo sử dụng vốn hiệu quả và

khuyến khích các ngân hàng cổ phần tham gia vào thị trường nông thôn, tăng cơ hội lựa

chọn cho người nghèo.

Thứ ba, xây dựng cơ chế quản lý phù hợp đối với hoạt động cho vay phi chính

thức để phát huy vai trò tích cực của khu vực này trong xóa đói giảm nghèo ở nông thôn.

Thực tế, các khoản vay phi chính thức có vai trò rất quan trọng đối với đời sống của hộ

nghèo nên cần được khuyến khích. Tuy nhiên, tín dụng phi chính thức thường gắn liền với

mức lãi suất rất cao, đặc biệt là những vùng sâu vùng xa nơi mà tín dụng chính thức không

vươn tới được, nên cần được quản lý chặt chẻ để giảm nguy cơ rơi vào tình trạng cùng cực

do không trả được nợ của người nghèo.

Thứ tư, cho người nghèo vay vốn cần kết hợp với các chính sách hỗ trợ hướng

dẫn sản xuất, kinh doanh. Kết quả nghiên cứu cho thấy, tín dụng không có tác động làm

tăng thu nhập của người nghèo có thể do họ chưa có một phương án sử dụng vốn vay hiệu

quả. Vì thế người nghèo dễ rơi vào tình trạng nợ nần trầm trọng hơn và khó thoát ra khỏi

vòng luẩn quẩn của nghèo đói. Do đó, cung cấp tín dụng cho người nghèo cần gắn liền với

những chương trình hướng dẫn đầu tư sản xuất để người nghèo biết đầu tư vào đâu và đầu

tư như thế nào để sinh lợi. Đồng thời người cho vay cũng cần giám sát chặt chẻ mục đích

sử dụng vốn vay của người nghèo để hạn chế khả năng không trả được nợ.

Thứ năm, nghiên cứu này cũng như những nghiên cứu khác chỉ ra rằng đầu tư cho

giáo dục là cơ hội giúp người nghèo cải thiện đời sống, nâng cao thu nhập và sớm thoát

khỏi cảnh nghèo đói. Chính vì vậy, cùng với chính sách tín dụng, nâng cao trình độ giáo

dục cho người nghèo là chìa khóa giúp họ thoát nghèo một cách bền vững. Mặc dù vậy,

điều này không đơn giản chỉ là miễn giảm học phí cho người nghèo. Bởi vì đối với hộ

nghèo thì những em nhỏ trong độ tuổi đi học cũng là một nguồn lao động quan trọng. Nếu

không nhận thấy được lợi ích lâu dài của giáo dục, các hộ nghèo sẽ buộc con mình ở nhà để

giữ em, chăn trâu… thay vì khuyến khích chúng đến trường. Vì vậy, chính sách giáo dục

cho người nghèo ở nông thôn đặc biệt ở vùng sâu, vùng xa cần được thực hiện như thế nào

cũng phải xem xét thêm.

Thứ sáu, đẩy mạnh chính sách kế hoạch hóa gia đình cho người nghèo để giúp

họ thoát nghèo nhanh hơn. Kết quả nghiên cứu cho thấy những hộ gia đình có tỷ lệ phụ

thuộc cao sẽ có mức thu nhập và chi tiêu bình quân đầu người thấp. Tỷ lệ phụ thuộc cao

không những không đảm bảo về đời sống sinh hoạt mà còn không có điều kiện để tiếp cận

với dịch vụ chăm sóc sức khỏe và giáo dục. Chính điều này làm cho người nghèo cứ nghèo

từ đời này sang đời khác. Hơn nữa, đông con sẽ làm cho phụ nữ kiệt sức và thiếu điều kiện

hòa nhập với cộng đồng. Do vậy, cần có chương trình giáo dục, tuyên truyền phù hợp để

khuyến khích người nghèo giảm sinh đẻ, giúp họ thoát nghèo nhanh và bền vững hơn.

Thứ bảy, đa dạng hóa việc làm cũng là một cách để cải thiện đời sống cho người

nghèo. Chính quyền các địa phương cần phát triển các làng nghề, các ngành thủ công

nghiệp ở nông thôn để tạo thêm việc làm cho người nghèo vào lúc nhàn rỗi. Cho người

nghèo vay vốn để phát triển các ngành nghề hoặc kinh doanh, buôn bán… cần được xem

xét hỗ trợ cho phù hợp với đặc điểm của từng vùng, từng hộ.

5.3. Hạn chế của nghiên cứu

Nghiên cứu này sử dụng bộ số liệu có sẵn nên có một số hạn chế nhất định. Thứ

nhất, không có thông tin về động cơ vay vốn của các hộ nghèo. Có thể những hộ vay vốn là

tích cực tìm lối thoát nghèo hơn những hộ không vay hoặc có mối quan hệ tốt với người

xét duyệt. Nếu điều này xảy ra thì việc chia hộ nghèo thành hai nhóm sẽ không mang tính

ngẫu nhiên, làm giảm mức độ chính xác trong đánh giá tác động của tín dụng. Tuy nhiên,

sử dụng phương pháp Khác biệt kép cũng giúp hạn chế phần nào nhược điểm này.

Thứ hai, nghiên cứu này sẽ có ý nghĩa hơn nếu có thêm thông tin về khoảng cách từ

nơi ở của hộ nghèo đến trung tâm, đến điểm giao dịch gần nhất của ngân hàng, đến chợ…

Nhưng rất tiếc không thể khai thác từ bộ dữ liệu này.

Thứ ba, nghiên cứu chỉ mới chú trọng đến đánh giá tác động của tín dụng lên thu

nhập và chi tiêu trong khi tín dụng có thể đem lại nhiều lợi ích khác như cải thiện sức khỏe,

giáo dục, môi trường sống,… cho hộ nghèo. Do những lợi ích này khó đo lường và thiếu

thông tin nên nghiên cứu này chưa đánh giá được.

Để có kết quả chính xác hơn trong đánh giá tác động của tín dụng đến giảm nghèo,

các nghiên cứu tiếp theo nên xây dựng một bộ số liệu riêng để khắc phục những hạn chế

này, và nên xem xét tác động của tín dụng ở cả khu vực thành thị./.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

TIẾNG VIỆT

1. AAID (2003), Chương trình phân tích hiện trạng nghèo đói vùng Đồng bằng sông

Cửu Long, Báo cáo tổng hợp giai đoạn 1.

2. Lê Xuân Bá và đ.t.g (2001), Nghèo đói và xóa đói giảm nghèo ở Việt Nam, NXB

Nông Nghiệp, Hà Nội.

3. Phạm Vũ Lửa Hạ (2003), “Phát triển hệ thống tín dụng nông thôn”, Làm gì cho

nông thôn Việt Nam, NXB TP. HCM.

4. Nguyễn Trọng Hoài (2005), Nghiên cứu ứng dụng các mô hình kinh tế lượng phân

tích các nhân tố ảnh hưởng đến nghèo đói và đề xuất giải pháp xóa đói giảm nghèo

ở Đông Nam Bộ, Đề tài Khoa học và Công nghệ cấp Bộ, Trường Đại học Kinh tế

TP. HCM.

5. Nguyễn Minh Kiều (1995), Tiền tệ, tín dụng ngân hàng và thanh tóa quốc tế,

Trường Đại học Kinh tế TP.HCM.

6. Liên Hợp Quốc (1995), Xóa đói giảm nghèo ở Việt Nam, Hà Nội.

7. Mankiw, N. Gregory (2003), Nguyên lý kinh tế học, NXB Thống kê, Hà Nội.

8. Morduch, Jonathan (2005), Hứa Hẹn Tài chính vi mô, Bản dịch của Chương trình

Giảng dạy kinh tế Fulbright, TP. HCM.

9. Nhóm Tác chiến Bản đồ Nghèo đói liên Bộ (2003), Đói nghèo và bất bình đẳng ở

Việt Nam, các yếu tố về khí hậu, nông nghiệp và không gian, Viện Nghiên cứu

Chính sách Lương thực Quốc tế và Viện Nghiên cứu, Hà Nội.

10. Nguyễn Xuân Thành (2006), “Phân tích tác động của chính sách công: Phương

pháp ước lượng khác biệt trong khác biệt”, Bài giảng môn Thẩm định dự án Đầu tư

công, Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright, TP. HCM.

11. Nguyễn Xuân Thành (2006), “Ước lượng suất sinh lợi của việc đi học tại Việt Nam:

Phương pháp khác biệt trong khác biệt”, Bài giảng môn Thẩm định dự án Đầu tư

công, Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright, TP. HCM.

12. Văn Phòng Chính Phủ, Chương trình phát triển Liên Hợp Quốc, Viện Phát triển

Kinh tế Ngân hàng Thế giới (1997), Xóa đói giảm nghèo, Tài liệu Đào tạo Quản lý

Kinh tế, NXB Hà Nội.

13. WB (2004), Báo cáo phát triển thế giới 2004: Cải thiện dịch vụ để phục vụ người

nghèo, NXB Chính trị Quốc gia, Hà Nội.

14. WB (2009), Trợ cấp tiền mặt có điều kiện – Giảm nghèo trong hiện tại và tương lai,

Báo Cáo Nghiên cứu chính sách.

15. WB (2003), Báo cáo phát triển Việt Nam 2004: Nghèo, Hà Nội.

16. WB (1999), Tấn công nghèo đói, Hà Nội.

17. WB và Bộ phận phát triển quốc tế của Sứ quán Anh phối hợp với các Tổ chức phi

Chính phủ Action Aid Việt Nam, Oxfam (Anh), Save the Children (Anh) và

Vietnam-Sweden MRDP (1999), Việt Nam Tiếng nói của người nghèo.

18. WB khu vực Đông Á và Thái Bình Dương, Vụ khu vực 1 (1995), Việt Nam – Đánh

giá sự nghèo đói và chiến lược.

TIẾNG ANH

19. Aghion, Beatriz Armendáriz de., Morduch, Jonathan (2005), The Economics of

Microfinace, Massachusetts Institute of Technology, USA.

20. Baker, Judy L. (2000), Evaluating the Impact of Development Projects on Poverty:

A Handbook for Paractittioners, The World Bank, Washington DC.

21. Copestake, James , Bhalotra, Sonia, and Johnson, Susan (2000), Assessing The

Impact Of Microcredit On Poverty: A Zambian Case Study, Centre for

Development Studies, University of Bath, UK.

22. Diagne, Aliou (1998), “Impact of Access to Credit on Income and Food Security in

Malawi”, A Discussion Papers, No. 46.

23. Gulli, Hege (1998), Microfinance and Poverty: Questioning the Conventional

Wisdom, Inter - American Development Bank, New York.

24. Johnson, Susan and Rogaly, Ben (1997), Microfinace and Poverty Reduction,

Oxfam Publication, UK.

25. Khandker, Shahidur R. (2009), Welfare Impacts of Rural Electrification: An

Evidence From Viet Nam, World Bank.

26. Margaret Madajewicz (1999), The Impact of Lending Programs on Poverty in

Bangladesh, Colombia University.

27. Marguerite S. Robinson (2001), The Microfinance Revolution, WB

28. Park, Albert, Brandt, Loren, and Giles, John (1997), Giving Credit Where Credit Is

Due: The Changing Role of Rural Financial Institution in China, The William

Davison Institute at The University of Michigan Business School.

29. Ravallion, Martin (2009), “A Comparative Perspective on Poverty Reduction in

Brazil, China and India”, A World Bank Policy Research Working Paper, truy cập

ngày 17/02/2010 tại địa chỉ: http://econ.worldbank.org.

30. Verner, Dorte (2005), “Poverty in Rural and Semi-Urban Mexico During 1992-

2002”, A World Bank Policy Research Working Paper, truy cập ngày 19/04/2010

tại địa chỉ: http://econ.worldbank.org.

31. Wolz, Axel, Fritzsch, Jana and Reinsberg, Klaus (2005), The Impact of Social

Capital on Farm and Household Income: Results of a Survey among Individual

Farmers in Poland, UK.

32. Zaman, Hassan (1999), Assessing the Impact of Micro-Credit on Poverty and

Vulnerability in Bangladesh, World Bank Development Economics Office of

Senior Vice President and Chief Economist.

33. Zeller, Manfred and Sharma, Manohar (2006), Rural Finance and Poverty

Alleviation, A Policy Report of International Food Policy Research Institute,

Washington DC, USA.

PHỤ LỤC

Dưới đây trình bày phụ lục về kết quả hồi qui trước và sau khi đã điều chỉnh hiện

tượng phương sai sai số thay đổi (HET) được thực hiện trên Eview để ước lượng tác động

của tín dụng đối với mức sống của người nghèo và một số kiểm định thống kê cần thiết.

Đối với mỗi mô hình, quá trình ước lượng được thực hiện theo các bước: bước 1, hồi qui

thông thường; bước 2, kiểm định White về hiện tượng phương sai sai số thay đổi, nếu thấy P(n*R2) <10%, chứng tỏ mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi thì thực hiện

bước 3, ước lượng ma trận đồng phương sai nhất quán để điều chỉnh sai số chuẩn trong

phép hồi qui ban đầu. Mặc dù phương pháp này không loại bỏ hoàn toàn được HET nhưng

kết quả chính xác hơn vì đã điều chỉnh cho phương sai và duy trì phương sai nhất quán.

Phụ lục 1. Kết quả hồi quy trên Eview về Tác động của tín dụng và các yếu tố khác

đến thu nhập của hộ nghèo

Phụ lục 1.1: Kết quả hồi qui 1

Biến phụ thuộc: Thu nhập thực/người/tháng (1000 đồng)

Tên biến độc lập

Hồi qui chưa chỉnh HET

Hồi qui đã chỉnh HET

Hệ số hồi qui

Pvalue

Hệ số hồi qui Trị thống

Pvalue

Trị thống kê T

kê T

Tung độ gốc

206.127

20.005

0.0000

206.127

22.614

0.0000

Nhóm hộ

-11.133

-0.780

0.4360

-11.133

-0.924

0.3561

Thời gian

15.100

1.036

0.3007

15.100

1.099

0.2725

Thời gian*Nhóm hộ

42.854

2.122

0.0344

42.854

2.132

0.0336

Tổng số quan sát

434

R2 điều chỉnh

0.043

Prob(F-statistic)

0.000286

Phụ lục 1.2. Kết quả hồi qui 2: Đưa thêm các biến kiểm soát khác vào mô hình

Biến phụ thuộc: Thu nhập thực/người/tháng (1000 đồng)

Tên biến độc lập Hồi qui chưa chỉnh HET Hồi qui đã chỉnh HET

Pvalue Hệ số hồi Pvalue Hệ số hồi qui Trị thống kê T Trị thống kê T qui

Tung độ gốc 201.370 7.381 0.0000 201.370 8.305 0.0000

Nhóm hộ -5.997 -0.424 0.6721 -5.997 -0.520 0.6034

Thời gian 16.193 1.160 0.2466 16.193 1.291 0.1975

39.323 2.046 0.0413 39.323 2.058 0.0402

Thời gian*Nhóm hộ Qui mô hộ -10.754 -3.916 0.0001 -10.754 -4.119 0.0000

6.609 3.130 0.0019 6.609 3.102 0.0021

57.150 3.659 0.0003 57.150 3.489 0.0005

Trình độ giáo dục trung bình Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp Dân tộc -1.910 -0.149 0.8819 -1.910 -0.176 0.8601

Miền Nam -1.469 -0.111 0.9116 -1.469 -0.107 0.9145

Tuổi chủ hộ 0.280 0.837 0.4032 0.280 0.904 0.3666

0.745 0.063 0.9499 0.745 0.058 0.9537

0.001 0.203 0.8393 0.001 0.213 0.8314

434 434

Giới tính chủ hộ Diện tích đất bình quân đầu người Tổng số quan sát R2 điều chỉnh 0.1293 0.1293

Prob(Fstatistic) 0.000000 0.000000

Phụ lục 1.3. Kiểm định Wald về ý nghĩa thống kê của hệ số hồi qui của các yếu tố: giới

tính của chủ hộ (Headmale), Dân tộc (Ethnic), Miền Nam (South), Diện tích đất canh tác

bình quân đầu người (Landperca).

β(8)=β(9)=β(11)=β(12)=0 Giả thiết: H0: β(8)=β(9)=β(11)=β(12)=0

β(8) β(9)

khác 0 H1: Có ít nhất một trong các hệ số β(8), β(9), β(11), β(12)

Mức ý nghĩa (cid:68)(cid:32) 5%.

Wald Test:

Equation: EQ02THUNHAP

Test Statistic

Value

df Probability

F-statistic

0.032307

(4, 422)

0.9980

Chi-square

0.129229

0.9980

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0)

Value

Std. Err.

C(8)

-1.909874 10.83153

C(9)

-1.468858 13.67194

C(11)

0.744763 12.83338

C(12)

0.001315 0.006174

Restrictions are linear in coefficients.

β(8)=β(9)=β(11)=β(12)=0 , hay

Kết quả kiểm định Wald trên Eview cho thấy: Pvalue =0.9980> (cid:68)(cid:32) 5%. Do đó,

β(8) β(9) β(11) β(12) không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Tức là các yếu tố: β(8), β(9), β(11), β(12)

không đủ điều kiện để bác bỏ giả thiết H0. Nghĩa là β(8)=β(9)=β(11)=β(12)=0

giới tính của chủ hộ, dân tộc, vùng và diện tích đất bình quân đầu người không có tác động

đến thu nhập thực bình quân đầu người, vì vậy có thể đưa ra khỏi mô hình.

Phụ lục 1.4. Kết quả hồi qui 3: Đưa thêm biến tỷ lệ phụ thuộc và loại bỏ các biến giới

tính của chủ hộ, dân tộc, vùng và diện tích đất ra khỏi mô hình

Biến phụ thuộc: Thu nhập thực/người/tháng (1000 đồng)

Tên biến độc lập

Hệ số

Pvalue

Hệ số

Pvalue

Hồi qui chưa chỉnh HET Trị thống kê T

Hồi qui đã chỉnh HET Trị thống kê T

Tung độ gốc

206.469

8.461

0.0000

206.469

9.277

0.0000

Nhóm hộ

6.488

0.449

0.6540

6.488

0.540

0.5895

Thời gian

18.596

1.353

0.1769

18.596

1.502

0.1338

Thời gian*Nhóm hộ

25.142

1.293 0.1967

25.142

1.311 0.1907

Qui mô hộ

-8.071

-3.091

0.0021

-8.071

-3.133

0.0018

3.405

Trình độ giáo dục trung bình

6.462

0.0007

6.462

3.310

0.0010

3.809

Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp

52.806

0.0002

52.806

3.860

0.0001

0.529

0.167

0.5974

0.167

0.549

0.5831

Tuổi của chủ hộ

-14.484

-3.191

0.0015

-14.484

-3.896

0.0001

Tỷ lệ phụ thuộc

0.1554

R điều chỉnh

0.1554

10.962

F-statistic

10.962

Prob(F-statistic)

0.000000

Phụ lục 1.5: Kiểm định mức độ thích hợp của mô hình hồi qui về mối quan hệ giữa

thu nhập thực bình quân đầu người với tính dụng và các yếu tố khác.

Kết quả hồi qui cho thấy, trong cả 3 mô hình hồi qui về mối quan hệ giữa thu nhập

thực bình quân đầu người với tín dụng và các yếu tố khác, giá trị Prob(F-statistic)=0.000,

luôn nhỏ hơn 1%, chứng tỏ cả ba mô hình đều có ý nghĩa thống kê. Trong đó, mô hình 3 có R2 điều chỉnh là 15,54%, cao hơn so với R2 điều chỉnh của hai mô hình còn lại nên mô hình phù hợp nhất là mô hình 3. Hệ số R2 điều chỉnh này không cao là do mẫu quan sát rãi đều khắp cả nước nên mức độ phân tán rất lớn. Tuy nhiên trong mô hình đa biến, hệ số R2 điều

chỉnh bằng 15.54% vẫn chấp nhận được.

Phụ lục 2: Các bước hồi qui trên Eview về tác động của tín dụng và các yếu tố khác

lên chi tiêu thực cho đời sống bình quân người của hộ nghèo.

Phụ lục 2. 1. Kết quả hồi qui 1

Biến phụ thuộc: Chi tiêu đời sống thực/người/tháng (1000 đồng)

Hồi qui chưa chỉnh HET

Hồi qui đã chỉnh HET

Tên biến độc lập

Hệ số hồi qui

Pvalue Hệ số hồi qui

Pvalue

Tung độ gốc

166.567

0.0000

166.567

Trị thống kê T 20.449

0.0000

Trị thống kê T 21.991

Nhóm hộ

-9.125

-0.869

0.3851

-9.125

-0.972

0.3316

Thời gian

3.287

0.307

0.7591

3.287

0.295

0.7683

Thời gian*Nhóm hộ

37.191

2.505 0.0126

37.191

2.497 0.0129

434

0.032

5.746

Tổng số quan sát R2 điều chỉnh F-statistic

5.746

0.000734

Prob(F-statistic)

Phụ lục 2. 2. Kết quả hồi qui 2: Đưa thêm các biến kiểm soát khác vào mô hình

Biến phụ thuộc: Chi tiêu thực cho đời sống/người/tháng (1000 đồng)

Hồi qui chưa chỉnh HET

Hồi qui đã chỉnh HET

Tên biến độc lập

Hệ số hồi qui

t-stat

Pvalue

t-stat

Pvalue

6.433

131.924

Tung độ gốc

Hệ số hồi qui 131.924

0.0000

6.964

0.537

5.376

Nhóm hộ

5.376

0.5917

0.5299

0.629

0.025

0.237

Thời gian

0.237

0.9801

0.9810

0.024

2.164

29.056 Thời gian*Nhóm hộ

29.056 0.0310

0.0272

2.217

-4.855

-9.550

Qui mô hộ

-9.550

0.0000

-4.581

4.820

6.949

Trình độ giáo dục trung bình

6.949

0.0000

5.037

1.797

0.416

Tuổi của chủ hộ

0.416

0.0731

0.0584

1.898

2.613

21.059

Giới tính chủ hộ

21.059

0.0093

0.0216

2.306

0.562

5.994

Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp

5.994

0.5741

0.5924

0.536

-1.718

-5.457

Tỷ lệ phụ thuộc

-5.457

0.0865

0.0416

-2.044

0.416

Diện tích đất bình quân đầu người

0.002

0.6775

0.6011

0.523

1.760

16.224

Dân tộc

16.224

0.0791

0.0478

1.985

3.728

36.190

Miền Nam

36.190

0.0002

0.0013

3.238

-0.137

-1.122

Miền Bắc

-1.122

0.8912

0.8860

-0.143

434

0.2516

Tổng số quan sát R2 điều chỉnh

12.199 0.000000

F-statistic Prob(F-statistic)

Phụ lục 2.3. Kiểm định Wald về ý nghĩa thống kê của hệ số hồi qui của các biến Tỷ lệ

thu nhập phi nông nghiệp (Nonfarinc), diện tích đất bình quân (landperca), Miền Bắc

(North).

β(9)=β(11)=β(14)=0 Giả thiết: H0: β(9)=β(11)=β(14)=0

β(9) β(11) β(14) khác 0

H1: Có ít nhất một trong các hệ số β(9),β(11),β(14)

Mức ý nghĩa (cid:68)(cid:32) 5%.

Wald Test:

Equation: EQ04CHITIEU

Test Statistic

Value

df Probability

F-statistic

0.177525

(3, 420)

0.9116

Chi-square

0.532574

0.9117

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0)

Value

Std. Err.

5.994414 11.18789

C(9)

0.001843 0.003524

C(11)

-1.121966 7.818836

C(14)

β(9)=β(11)=β(14)=0 , hay

Kết quả kiểm định Wald trên Eview cho thấy: Pvalue =0.9116> (cid:68)(cid:32) 5%. Do đó,

β(9) β(11) β(14) không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Tức là không đủ cơ sở để β(9),β(11),β(14)

không đủ điều kiện để bác bỏ giả thiết H0. Nghĩa là β(9)=β(11)=β(14)=0

khẳng định các yếu tố: tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp, Diện tích đất bình quân/người, Miền

Bắc và diện tích đất bình quân đầu người có tác động đến thu nhập thực bình quân đầu

người của hộ nghèo, vì vậy có thể đưa ra khỏi mô hình.

Phụ lục 2. 4.Kết quả hồi qui 3: Loại các biến không có ý nghĩa thống kê trong mô hình

hồi qui 2

Biến phụ thuộc: Chi tiêu thực cho đời sống/người/tháng (1000 đồng)

Hồi qui đã chỉnh HET

Hồi qui chưa chỉnh HET

Tên biến độc lập

Pvalue Hệ số hồi qui

Pvalue

Hệ số hồi qui 133.279 5.473 -0.270 28.985

Trị thống kê T 7.439 0.549 -0.029 2.166

0.0000 0.5835 0.9772 0.0309

133.279 5.473 -0.270 28.985

Trị thống kê T 8.828 0.642 -0.028 2.215

0.0000 0.5211 0.9779 0.0273

Tung độ gốc Nhóm hộ Thời gian Thời gian*Nhóm hộ

-9.468

-4.916

0.0000

-9.468

-4.499

0.0000

Qui mô hộ Trình độ giáo dục trung bình

6.974 0.401

4.871 1.777

0.0000 0.0763

6.974 0.401

5.104 1.841

0.0000 0.0664

Tuổi chủ hộ

21.410

2.673

0.0078

21.410

2.386

0.0175

-5.657 16.791 38.613

-1.802 2.026 4.550

0.0723 0.0434 0.0000

-5.657 16.791 38.613

-2.175 2.269 4.048

0.0302 0.0238 0.0001

434

Giới tính chủ hộ Tỷ lệ phụ thuộc Dân tộc Miền Nam Tổng số quan sát R2 điều chỉnh

0.2561

15.907

F-statistic

15.907 0.000000

0.000000

Prob(F-statistic)

Phụ lục 2.5: Kiểm định tính thích hợp của mô hình hồi qui về mối quan hệ giữa chi

tiêu thực cho đời sống của hộ nghèo với tín dụng và các yếu tố khác.

Kết quả hồi qui cho thấy, trong cả 3 mô hình hồi qui về mối quan hệ giữa chi tiêu

thực cho đời sống bình quân đầu người với tín dụng và các yếu tố khác, giá trị Prob(F-

statistic) =0.000, luôn nhỏ hơn 1%, chứng tỏ cả ba mô hình đều có ý nghĩa thống kê. Trong đó, mô hình 3 có R2 điều chỉnh bằng 25.61%, cao hơn so với R2 điều chỉnh của hai mô hình

còn lại nên mô hình phù hợp nhất là mô hình 3.

Phụ lục 3: Kết quả hồi qui trên Eview về tác động của tín dụng chính thức và phi

chính thức đối với thu nhập của hộ nghèo

Phụ lục 3.1. Kết quả hồi qui 1

Biến phụ thuộc: Thu nhập thực/người/tháng (1000 đồng)

Hồi qui chưa chỉnh HET

Hồi qui đã chỉnh HET

Tên biến độc lập

Pvalue

Hệ số hồi qui

Trị thống kê T

Hệ số hồi qui

Trị thống kê T

Tung độ gốc

193.248

6.676

0.0000 193.248

7.086

0.0000

Thời gian

18.641

1.348

0.1783

18.641

1.484

0.1385

Tín dụng chính thức

12.263

0.740

0.4600

12.263

0.878

0.3806

Tín dụng phi chính thức

-1.493

-0.081

0.9351

-1.493

-0.109

0.9135

Thời gian*Tín dụng chính thức

28.437

1.269

0.2053

28.437

1.214

0.2254

Thời gian*Tín dụng phi chính thức

21.707

0.867

0.3864

21.707

0.898

0.3698

Qui mô hộ

-7.921

-2.780

0.0057

-7.921

-2.972

0.0031

Giới tính chủ hộ

0.341

0.7332

4.017

0.312

0.7551

4.017

Trình độ giáo dục trung bình

2.856

0.0045

5.990

2.825

0.0050

5.990

Dân tộc

0.581

0.5613

7.638

0.666

0.5060

7.638

Tỷ lệ phụ thuộc

-14.241

-3.084

0.0022

-14.241

-3.733

0.0002

Tuổi chủ hộ

0.221

0.656

0.5123

0.221

0.703

0.4825

Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp

52.618

3.409

0.0007

52.618

3.279

0.0011

Miền Nam

0.084

0.9331

1.177

0.080

0.9362

1.177

Miền Bắc

0.787

0.4315

9.378

0.765

0.4449

9.378

Tổng số quan sát

434

R2 điều chỉnh

0.1484

F-statistic

6.388

0.000000

Prob(F-statistic)

Phụ lục 3.2. Kết quả hồi qui 2

Biến phụ thuộc:Thu nhập thực/người/tháng (1000 đồng)

Hồi qui đã chỉnh HET

Hồi qui chưa chỉnh HET

Tên biến độc lập

Pvalue

Hệ số hồi qui

Trị thống kê T

Hệ số hồi qui

Trị thống kê T

Tung độ gốc

216.830 13.492

0.0000

216.830

13.673

0.0000

Thời gian

18.763

1.366

0.1727

18.763

1.510

0.1317

Tín dụng chính thức

11.058

0.679

0.4977

11.058

0.815

0.4157

Tín dụng phi chính thức

-1.649

-0.091

0.9277

-1.649

-0.120

0.9048

28.129

1.261 0.2081

28.129

1.204 0.2294

Thời gian*Tín dụng chính thức

0.856 0.3927

21.316

0.884 0.3773

Thời gian*Tín dụng phi chính thức 21.316

Qui mô hộ

-8.495

-3.295

0.0011

-8.495

-3.241

0.0013

Trình độ giáo dục trung bình

6.469

3.410

0.0007

6.469

3.302

0.0010

Tỷ lệ phụ thuộc

-14.504

-3.196

0.0015

-14.504

-3.789

0.0002

Tỷ lệ thu nhập phi nông nghiệp

52.477

3.797

0.0002

52.477

3.805

0.0002

Tổng số quan sát

434

R2 điều chỉnh

0.1560

F-statistic

9.890

Prob(F-statistic)

0.000000

Phụ lục 4: Kết quả hồi qui về tác động của tín dụng chính thức và phi chính thức lên

chi tiêu thực đời sống của hộ nghèo

Biến phụ thuộc: Chi tiêu thực cho đời sống/người/tháng (1000 đồng)

Hồi qui chưa chỉnh HET

Hồi qui đã chỉnh HET

Tên biến độc lập

Pvalue

Hệ số hồi qui

Trị thống kê T

Hệ số hồi qui

Trị thống kê T

Tung độ gốc

131.564

7.328

0.000

131.564

8.575

0.0000

Thời gian

-0.287

-0.030

0.976

-0.287

-0.029

0.9767

Tín dụng chính thức

12.078

1.064

0.288

12.078

1.255

0.2100

Tín dụng phi chính thức

-3.349

-0.267

0.790

-3.349

-0.357

0.7216

27.330

1.779

0.076

27.330

1.809 0.0711

Thời gianTín dụng chính thức Thời gianTín dụng phi chính thức

31.856

1.857

0.064

31.856

1.932 0.0540

Qui mô hộ

-9.534

-4.949

0.000

-9.534

-4.551

0.0000

Tuổi chủ hộ

0.412

1.824

0.069

0.412

1.857

0.0639

Giới tính chủ hộ

22.470

2.793

0.006

22.470

2.535

0.0116

Trình độ giáo dục trung bình

6.859

4.784

0.000

6.859

5.058

0.0000

Dân tộc

18.526

2.212

0.028

18.526

2.508

0.0125

Tỷ lệ phụ thuộc

-5.439

-1.727

0.085

-5.439

-2.058

0.0402

Miền Nam

38.269

4.508

0.000

38.269

3.999

0.0001

434

Tổng số quan sát R2 điều chỉnh

0.2562

F-statistic

13.431

Prob(F-statistic)

0.000000

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Đánh giá của tín dụng đối với giảm nghèo ở nông thôn Việt Nam

Chủ đề:

Luận văn thạc sĩ kinh tế

Luận văn thạc sĩ kinh tế quốc tế

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

------------------------

CHƯƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT

PHAN THỊ NỮ

ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA TÍN DỤNG ĐỐI VỚI

GIẢM NGHÈO Ở NÔNG THÔN VIỆT NAM

Chuyên ngành: Chính sách Công

Mã ngành: 603114

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS. TS. NGUYỄN TRỌNG HOÀI

TP. HỒ CHÍ MINH – NĂM 2010

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

------------------------

CHƯƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT

PHAN THỊ NỮ

ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA TÍN DỤNG ĐỐI VỚI

GIẢM NGHÈO Ở NÔNG THÔN VIỆT NAM

Chuyên ngành: Chính sách Công

Mã ngành: 603114

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS. TS. NGUYỄN TRỌNG HOÀI

TP. HỒ CHÍ MINH – NĂM 2010

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

2.2.3. Phương pháp xếp loại của địa phương

Phúc lợi của hộ nghèo Thu nhập

Ký hiệu

Định nghĩa

ĐVT

Dấu kỳ vọng

+

+

T*CREDIT

-

-

-

+

+

+

+

+

+/-

+

Nhóm so sánh, năm

2004

Nhóm tham gia, năm 2004

Chỉ tiêu

Bảng 1: Nguồn tín dụng nông thôn

Hộ nghèo

Hộ không nghèo

Lãi suất/tháng (%)

Nguồn tín dụng

Tỷ lệ hộ được vay vốn

Tín dụng chính thức

50

64

8476

15991

Tín dụng phi chính thức

38

27

7720

8607

Tín dụng bán chính thức

12

9

2500

8374

Hệ số ước lượng

Tên biến độc lập

Hồi qui 1

Hồi qui 2

Ghi chú: Số trong ngoặc đơn là Pvalue, * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%, * có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, + không có ý nghĩa ở mức 10%.

(0.0000) -0.286+ (0.9767) 12.078+ (0.2100) -3.350+ (0.7216) 27.330* (0.0711) 31.856* (0.0540)