Vai trò của tín dụng đối với sản xuất của nông hộ trên địa bàn tỉnh Đắk Lắk

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:8

Thêm vào BST

Báo xấu

10
lượt xem 5
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết Vai trò của tín dụng đối với sản xuất của nông hộ trên địa bàn tỉnh Đắk Lắk đánh giá vai trò của tín dụng đối với sản xuất của nông hộ tại tỉnh Đắk Lắk thông qua phương pháp đánh giá có sự tham gia đồng thời sử dụng mô hình hồi quy bội (mô hình Log-log) để kiểm định tác động của tín dụng và các yếu tố khác đến kết quả sản xuất của nông hộ.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Vai trò của tín dụng đối với sản xuất của nông hộ trên địa bàn tỉnh Đắk Lắk

VAI TRÒ CỦA TÍN DỤNG ĐỐI VỚI SẢN XUẤT CỦA NÔNG HỘ TRÊN ĐỊA BÀN TỈNH ĐẮK LẮK Lê Đức Niêm Trường Đại học Tây Nguyên Email: Ldniem@gmail.com Võ Xuân Hội Trường Đại học Tây Nguyên Email: vxhoi@ttn.edu.vn Nguyễn Đức Quyền Trường Đại học Tây Nguyên Email: ndquyen@ttn.edu.vn Mã bài báo: JED-933 Ngày nhận: 22/09/2022 Ngày nhận bản sửa: 17/10/2022 Ngày duyệt đăng: 10/01/2023 Tóm tắt: Tín dụng là nguồn lực bên ngoài quan trọng để hộ nông dân gia tăng năng lực sản xuất của họ. Chính vì vậy, việc nghiên cứu tác động của tín dụng đối với sản xuất nông nghiệp là đặc biệt quan trọng. Trong nghiên cứu này, chúng tôi đánh giá vai trò của tín dụng đối với sản xuất của nông hộ tại tỉnh Đắk Lắk thông qua phương pháp đánh giá có sự tham gia đồng thời sử dụng mô hình hồi quy bội (mô hình Log-log) để kiểm định tác động của tín dụng và các yếu tố khác đến kết quả sản xuất của nông hộ. Kết quả phân tích cho thấy tín dụng đã tạo ra nhiều tác động tích cực đến hoạt động sản xuất của nông hộ thông qua cải thiện năng suất và hiệu quả sản xuất. Trên cơ sơ đó, chúng tôi đưa ra một số gợi ý chính sách nhằm nâng cao vai trò tích cực của tín dụng đối với sản xuất của nông hộ tại tỉnh Đắk Lắk trong thời gian tới. Từ khóa: Tín dụng, Đắk Lắk, nông hộ. Mã JEL: D12, G21, O18. The role of credits in the farming households’ production in Dak Lak province Abstract: Credit is an essential external resource for farmers to increase their production capacity. Therefore, it is imperative to investigate the impact of credit on agricultural production. In this research, we evaluate the role of credit on farmers’ production in Dak Lak province through a participatory assessment method and using multiple regression models (Log-Log model) to estimate the impact of credit and other factors on household production results. The analysis results show that credit has created many positive effects on the production activities of farmers by improving productivity and production efficiency. Based on the findings, some policy suggestions are proposed for enhancing the positive role of credit in farmers’ production in Dak Lak province in the coming time. Keywords: Credit, Dak Lak, farmers. JEL Codes: D12, G21, O18. Số 307(2) tháng 01/2023 62
1. Giới thiệu Đắk Lắk là trung tâm của vùng Tây Nguyên về chính trị và kinh tế với một bộ phận lớn dân số dựa vào nguồn sinh kế từ sản xuất nông nghiệp. Sản xuất nông hộ trên địa bàn tỉnh có vai trò quan trọng trong việc đảm bảo sự ổn định kinh tế và đời sống người dân ở khu vực nông thôn, góp phần quan trọng trong việc duy trì tốc độ tăng trưởng kinh tế. Tăng trưởng kinh tế tỉnh Đắk Lắk bình quân giai đoạn 2016-2020 đạt 5,84% (Cục thống kê tỉnh Đắk Lắk, 2021). Nguồn lực của các nông hộ trên địa bàn tỉnh Đắk Lắk là khá hạn chế. Vì vậy, để đảm bảo nguồn vốn cho sản xuất, các hộ nông hộ đã tiếp cận nguồn vốn tín dụng. Tín dụng có thể giúp nông hộ tránh được tình trạng thiếu nguồn lực đầu theo mùa vụ hay tránh gián đoạn sản xuất trong trung và dài hạn. Nguồn lực tài chính này cũng có thể được sử dụng để đầu tư trang thiết bị nâng cao trình độ công nghệ trong sản xuất nông nghiệp. Đối với hộ nghèo, tín dụng là một trong những công cụ quan trọng để phát triển sản xuất từ đó giúp họ giảm nghèo (World Bank, 2003). Tuy nhiên, tín dụng cũng có thể là gánh nặng đối với nông hộ do sử dụng sai mục đích, quản lý kinh tế kém hay thiên tai dịch bệnh. Các chương trình tín dụng nhỏ đôi khi lại là “kẻ hút máu” của người nghèo (Anam, 2011). Chính vì vậy, có rất nhiều nghiên cứu về vai trò của tín dụng trong sản xuất của nông hộ trên các địa bàn khác nhau. Bài báo này tập trung vào đánh giá vai trò tín dụng đối với sản xuất của nông hộ trên địa bàn Đắk Lắk, một địa bàn với các đặc điểm khá riêng biệt như sản xuất nông nghiệp chủ yếu dựa vào cây công nghiệp lâu năm với quy mô tương đối lớn và chủ hộ thường là dân tộc thiểu số. Trong nghiên cứu này, chúng tôi đặc biệt nghiên cứu sự tương tác giữa các biến về đặc điểm dân tộc và quy mô tín dụng đối với sản xuất của nông hộ trên địa bàn tỉnh Đắk Lắk. Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, những giải pháp nhằm thúc đẩy mặt tích cực, hạn chế tác động tiêu cực của tín dụng cũng được đề xuất. 2. Tổng quan nghiên cứu Vai trò của tín dụng đối với hoạt động sản xuất của nông hộ là một chủ đề được nhiều tác giả quan tâm. Hoàng Hữu Hòa & Nguyễn Lê Hiệp (2007) đã nghiên cứu về tác động của vốn vay tín dụng đối với xoá đói giảm nghèo và cho thấy vốn vay đã giúp các hộ nghèo khai thác tốt hơn tiềm năng về sức lao động, thời gian nhàn rỗi, đất đai, mặt nước từ đó chủ động tạo việc làm, góp phần tăng thu nhập và tiến tới thoát nghèo. Tín dụng tác động đến thu nhập của hộ nghèo rõ nét hơn ở trong dài hạn và ở những mức vốn vay cao hơn. Những hộ nghèo nào được tiếp cận với vốn tín dụng sớm hơn, có mức vốn vay nhiều hơn thì xác suất thoát nghèo cao hơn. Fengxia & cộng sự (2010) trong nghiên cứu về ảnh hưởng của các hạn chế tín dụng đến năng suất và thu nhập hộ gia đình nông thôn ở Trung Quốc cho thấy rằng: tín dụng cũng có thể tạo ra những tác động tiêu cực đến năng suất và thu nhập của nông hộ, đặc biệt là ở những nông hộ có trình độ giáo dục và khả năng hạn chế. Kết quả nghiên cứu của Kondo & cộng sự (2007), Vương Quốc Duy & Lê Long Hậu (2012) và Nguyễn Thị Tằm (2006) cho thấy các khoản vay vi mô có tác động tích cực đến thu nhập bình quân đầu người, tổng chi tiêu bình quân đầu người và chi tiêu thực phẩm bình quân đầu người. Tuy nhiên, đối với tài sản và đầu tư vốn nhân lực, tín dụng vi mô không có tác động đáng kể nào được tìm thấy trên những khía cạnh này. Ngoài ra, nghiên cứu đã chỉ ra rằng có thể cần phải hỗ trợ người nghèo trong việc lựa chọn các dự án phù hợp không chỉ đảm bảo trả nợ mà còn tạo ra lợi nhuận dồi dào. Một nghiên cứu khác của nhóm tác giả Pande & cộng sự (2012) về sự tiếp cận của người nghèo với các dịch vụ ngân hàng chính thức với thu nhập tại 152 quốc gia, vùng lãnh thổ có thu nhập thấp, trung bình. Kết quả nghiên cứu cho thấy việc tiếp cận các dịch vụ ngân hàng chính thức đã giúp người nghèo gia tăng thu nhập. Tuy nhiên, điều này còn phụ thuộc vào các chính sách, sự can thiệp của chính phủ và việc cung cấp các dịch vụ của các ngân hàng chính thức. Rosari & cộng sự (2014) nghiên cứu về tác động của tín dụng và hỗ trợ vốn trong hành vi kinh tế của các hộ nông dân cho thấy việc phân bổ tín dụng và hỗ trợ vốn đã tăng sản lượng gia súc, chi tiêu tiêu dùng và đầu tư. Quyết định của hộ nông dân về việc sử dụng tín dụng và hỗ trợ vốn có tác động đến hành vi kinh tế chung của hộ gia đình, tức là hành vi sản xuất, tiêu dùng và đầu tư. Mặt khác, Phan Thị Ngọc Anh (2008) cho rằng vốn tín dụng tạo điều kiện cho nhiều hộ nông dân có điều kiện để sản xuất thêm sản phẩm mới (chủ yếu là hộ nghèo và hộ dân tộc thiểu số), mở rộng quy mô sản xuất nghề cũ, tạo thêm nhiều việc làm cho lao động nhàn rỗi ở tại nông hộ. Tuy nhiên, Phan Thị Nữ (2010) cho rằng tín dụng có tác động tích cực lên mức sống của người nghèo thông qua là 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 Số 307(2) tháng 01/2023 63
có thể sẽ không giúp người nghèo thoát nghèo một cách bền vững. Ngoài ra, Vương Quốc Duy (2013) với nghiên cứu tập trung đặc biệt vào tác động của tín dụng chính thức và phi chính thức lên mức độ sản xuất và hiệu quả sản xuất qua việc sử dụng mô hình phân tích giới hạn ngẫu nhiên (Stochastic frontier analysis) và Mô hình phân vị (Quantile regression). Kết quả này củng cố tác động thuận của tín dụng lên hiệu quả kỹ thuật và sản xuất lúa. Cả tín dụng chính thức và phi chính thức đều đóng vai trò giúp người nghèo thoát nghèo một cách bền vững. Ngoài ra, Vương Quốc Duy (2013) với nghiên cứu tập quan trọng. trung đặc biệt vào tác động của tín dụng chính thức và phi chính thức lên mức độ sản xuất và hiệu quả sản xuất qua việc sử dụng môpháp nghiên cứu và số liệu nhiên (Stochastic frontier analysis) và Mô hình phân 3. Phương hình phân tích giới hạn ngẫu 3.1. Phương pháp nghiên cứu vị (Quantile regression). Kết quả này củng cố tác động thuận của tín dụng lên hiệu quả kỹ thuật và sản xuất lúa. Cả tín dụng chính thức và phi chính thứcsử dụng thống kê mô tả và thống kê so sánh để mô tả một cách tổng Trong nghiên cứu này chúng tôi đều đóng vai trò quan trọng. 3. Phương phápvề tình hình cơvà sốthực trạng vai trò của tín dụng đối với nông hộ. Các phân tích định tính từ kết quát nghiên cứu bản liệu 3.1. Phương pháp nghiên cứu phân tích kết hợp với số liệu thống kê mô tả. quả điều tra cũng được Trong nghiên cứu này chúng tôi sử dụngdụng đối với sản và thống nông hộ mô để mô tả một được tổng quát Để đo lường tác động của tín thống kê mô tả xuất của kê so sánh hình Log-log cách sử dụng. Sử về tình hình cơdụng thực trạng vai trònhằm tín dụng đối dụngnông hộ. Các phânnhập của nông hộ, kết quả điều bản phương pháp này của đánh giá tín với ngân hàng đến thu tích định tính từ đồng thời đánh tra cũng được phân tíchmức hợp với số liệu thống kê mô lực đối với thu nhập do các hoạt động sản xuất mang lại. giá được kết độ ảnh hưởng của từng nguồn tả. Để đo lườngCác biến độc lập trong mô hình được lựa chọn từ các mô mô hình Log-log được sửbao gồm các nhóm tác động của tín dụng đối với sản xuất của nông hộ hình nghiên cứu trước đây, dụng. Sử dụng phương pháp này nhằm đánh giá tín dụng ngân hàng đến thu nhập của nông hộ, đồng thời đánh giá được sau: mức độ ảnh hưởng của từng nguồn lực đối với thu nhập do các hoạt động sản xuất mang lại. Các biến độc Nhóm về đặc điểm của hộ gồm: Trình độ học vấn, dân tộc, quy mô hộ. lập trong mô hình được lựa chọn từ các mô hình nghiên cứu trước đây, bao gồm các nhóm sau: Nhóm về yếu tố sản xuất gồm: Diện tích đất hộ đang canh tác, số lao động nông nghiệp của hộ, kinh Nhóm về đặc điểm của hộ gồm: Trình độ học vấn, dân tộc, quy mô hộ. nghiệm sản xuất nông nghiệp. Nhóm về yếu tố sản xuất gồm: Diện tích đất hộ đang canh tác, số lao động nông nghiệp của hộ, kinh nghiệm sản xuất nông nghiệp. ngoài gồm: Lượng vốn vay, kỳ hạn vay. Nhóm về yếu tố bên Nhóm về yếu tố hình ngoàiLog-log nghiênvốn vay, có dạng tổng quát như sau: Mô bên được gồm: Lượng cứu này kỳ hạn vay. Mô hình được Log-log nghiên cứu này có dạng tổng quát như sau: � � 𝑌𝑌 𝑌 𝑌𝑌� � 𝑋𝑋� � � 𝑒𝑒 �� Logarite hai vế ta được: � � 𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿 𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿� + � 𝛽𝛽� 𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿� + � 𝛾𝛾� 𝐷𝐷� + 𝑒𝑒 �� dummy Dj. Các biến đó 𝑒𝑒 lậpsai số, 𝛽𝛽�thuộc số chặn, 𝛽𝛽� là hệ trong Bảngcủa các biến 𝑋𝑋� , 𝛾𝛾� là hệ số hồi quy của các Trong đó là sai số, β0 là hệ số chặn, βi là hệ số hồi quy của các biến Xi, γj là hệ số hồi quy của các biến 𝐷𝐷� . Các Các biến phụ thuộc và được trình bàu hình Trong độc là và phụ là hệ được trình bàu số hồi quy 1. biến dummy Bảng 1:biến độc lập và phụ thuộcđộc lập của môtrong Bảng 1. Biến phụ Ký hiệu Bảng 1: Các biến phụ thuộc và độc lập của mô khảo Diễn giải Dấu kỳ Tham hình thuộc vọng Y Biến phụ Thunhap Ký hiệuThu nhập hộDiễn giải Dấu kỳ Tham khảo Biến độc thuộc vọng lập Y Thunhap Thu nhập hộ X1 TRINHDO Trình độ học vấn + 3 Vương Quốc Duy & Lê Long Hậu của chủ hộ (2012) X2 QUYMOHO Số nhân khẩu của hộ +/- Vương Quốc Duy & Lê Long Hậu (2012) X3 LAODONGNN Số lao động nông + Nguyễn Việt Anh & Trần Thị Thu nghiệp của hộ Thủy (2010) X4 DIENTICH Diện tích đất hộ + Nguyễn Việt Anh & Trần Thị Thu đang canh tác Thủy (2010) X5 LUONGVV Tổng số tiền vay + Vương Quốc Duy (2013); Hoàng Hữu Hòa & Nguyễn Lê Hiệp (2011); Lê Long Hậu & Huỳnh Minh Thông (2017) X6 KYHAN Kỳ hạn vay + Nguyễn Việt Anh & Trần Thị Thu Thủy (2010); Hoàng Hữu Hòa & Nguyễn Lê Hiệp (2011); Vương Quốc Duy (2013). X7 KINHNGHIEMS Kinh nghiệm SX + Vương Quốc Duy (2013) X nông nghiệp D1 DANTOC Dân tộc (Kinh:0, +/- Lê Long Hậu & Huỳnh Minh Thông khác 1) (2017); Phan Đình Khôi (2012) Số 307(2) tháng 01/2023 64 3.2. Dữ liệu nghiên cứu Trong bài viết này chúng tôi thu thập bằng phương pháp phỏng vấn hộ nông dân sử dụng bảng câu hỏi.
3.2. Dữ liệu nghiên cứu Trong bài viết này chúng tôi thu thập bằng phương pháp phỏng vấn hộ nông dân sử dụng bảng câu hỏi. Bảng câu hỏi được thiết kế gồm những câu hỏi định lượng và một số câu hỏi định tính phù hợp với mục tiêu nghiên cứu của đề tài và phương pháp phân tích số liệu. Quy mô mẫu được ước lượng theo công thức của Tabachnick & Fidell (1996) với . Trong đó, là quy mô mẫu, là số biến trong mô hình hồi quy bội. Dựa vào khảo cứu các nghiên cứu trước đây, chúng tôi lựa chọn 8 biến để đưa vào mô hình. Từ kết quả trên, chúng tôi ước lượng mẫu có 144 hộ. Phương pháp chọn mẫu phân tầng có xác suất. Những huyện, thị xã, thành phố được chọn có điều kiện kinh tế xã hội, phát triển kinh tế khác nhau đại diện cho địa bàn nghiên cứu là tỉnh Đắk Lắk. Tuy nhiên, sau khi chạy thử, mô hình thu được có chất lượng khá thấp. Nguyên nhân được chúng tôi xác định do quy mô mẫu nhỏ. Để nâng cao chất lượng mô hình, một số hộ được tiếp tục lựa chọn theo phương pháp phân tầng đợt hai2: Phân bổ số hộ mẫu điềutheo địa điểm 400 phiếu được khảo sát tương Bảng và bổ sung vào điều tra tra. Kết quả, ứng với 400 nông hộ được khảo sát trên địa bàn 5 huyện và 1 thành phố, riêng thành phố Buôn Ma Thuột có số lượng hộ thấp hơn 5 huyện do đó số lượng hộ khảo sát íthộ khảo sát (hộ) khảo sát được phân bổ cụ STT Tên huyện Số hơn. Số lượng hộ Tỷ lệ (%) 1 Buôn Đôn 75 17,5 thể theo các địa điểm tại Bảng 2. 2 Ea Súp 75 17,5 3 Cư M’gar Bảng 2: Phân bổ số hộ điều tra theo địa điểm 75 17,5 4 STT Cư Kuin Tên huyện 75 Số hộ khảo sát (hộ) Tỷ17,5 lệ (%) 5 1 Ea Kar Buôn Đôn 75 75 17,5 17,5 6 2 Thành phố Buôn Ma Thuột Ea Súp 50 75 12,5 17,5 3 Cư M’gar Tổng 400 75 100 17,5 4 Cư Kuin Nguồn: Tổng hợp từ kết quả khảo sát. 75 17,5 5 Ea Kar 75 17,5 6 Thành phố Buôn Ma Thuột 50 12,5 4. Kết quả và thảo luậnTổng 400 100 Nguồn: Tổng hợp từ kếtbảo nguồnsát. cho quá trình sản xuất 4.1. Vốn tín dụng đảm quả khảo vốn 4.Trongquả và thảo luận Kết năm 2020, tổng nguồn vốn bình quân hộ nông hộ trên địa bàn tỉnh Đắk Lắk năm 2020 khoảng 4.1. Kết đồng và thảo luậntư liệu sản xuất.cho quá trình sản xuất hình thành từ nguồn vay là 284,57 4. Vốnquả dụng đảm bảo nguồn vốn Trong đó, lượng vốn được 2,5 tỷ tín bao gồm cả TrongVốn tín dụng đảmnguồn vốntrong tổng quá trình sản trên địa bàn tỉnh Lắk. Lắk năm quy mô vốn 2,5 4.1. đồng 2020, tổng bảo nguồnbình cho nguồn vốnhộ xuất hộ tại Đắk Đắk Như vậy, 2020 khoảng triệu năm chiếm khoảng 11,17% vốn quân hộ nông của nông tỷ đồng sản xuất của các liệulà kháxuất.so với các hộlượng hộ của Việthình tỉnh Đắk Lắk nămvay làđược sử triệu cho bao gồm cả tư hộ sản lớn Trong đó, nông vốn được Nam. thành từ nguồn 2020 284,57 Trong năm 2020, tổng nguồn vốn bình quân vùng khác trên địa bàn Vốn vay của nông hộ khoảng đồng chiếm khoảng đích chính đó là sinh hoạt và sản xuất. Đối với nông hộ, đặc biệtvậy, quy mô vốn cho sản 11,17% trong tổng nguồn vốn của nông hộ tại Đắk Lắk. Như là các hộ trồng trọt 2,5 tỷvào 2 mụcgồm cả tư liệu sản xuất. Trong đó, lượng vốn được hình thành từ nguồn vay là 284,57 dụng đồng bao xuấtlượng vốn tín dụng tiếp so với các vùngtrò rất của Việt Nam. Vốn vay của đầu như phân bón, dụng vào 2 của các hộ là khá lớn khác quan trọng nông hộ được sử thuốc triệu đồng chiếm khoảngcận và sảncó vai Đối với nông của hìnhbiệt tại yếu hộ trồng trọt lượng mô vốn dụng đích chính vật, thức hoạt11,17% trong tổng nguồn vốn hộ, nôngthành các tố được đặc hộ là Đắk Lắk. Như vậy, quy vốn tín mụcbảo vệ thực đó là sinhăn chăn nuôi,xuất. thú y… để bảo đảm cho quá trình sản xuất của họ không bị thuốc tiếp cho sản xuất của các rất là khátrọng hình các vùng khácđầu như phân bón, thuốc bảo vệ thực vật, sử ăn cận được có vai trò hộ quan lớn so với thành yếu tố của Việt Nam. Vốn vay của nông hộ được thức gián đoạn. Bảng 3 cho thấy tỷ lệ nông hộ vay vốn là 83,25%. Trong số hộ này, 75% cho rằng vốn vay chăn nuôi, thuốc thúđích chính đó là sinh hoạt và sảnsản xuất của họ không bị gián đoạn. Bảng 3 cho thấy tỷ dụng vào 2 mục y… để bảo đảm cho quá trình xuất. Đối với nông hộ, đặc biệt là các hộ trồng trọt lệ nônggiúpvaytín dụng83,25%. Trongcónhằmnày, 75% cho rằng về thành yếugiúp họ như phân bón, thuốctố đầu lượng vốn mua được cáccận được sốvai trò rất thiểu nhu cầu vốn vay đã tố đầu mua đượctừ đóyếu đã hộ họ vốn là tiếp yếu tố đầu hộ giảm quan trọng hình yếu tố sản xuất theo mùa vụ các đảm nhằm giảm thực vật, thức xuất củatố sảnthuốc theoy… để (năm 2020). bảo cho quá trình sản xuấtkhông bịkhông bảo chothiểu nhu sản ăn chăn nuôi, xuấtbịthú mùa vụ từ đó đảm quá trình sản xuất của họ của họ bảo vệ quá trình cầu về yếu họ không gián đoạn bảo đảm cho bị gián đoạn (năm 2020). thấy tỷ lệ nông hộ vay vốn là 83,25%. Trong số hộ này, 75% cho rằng vốn vay gián đoạn. Bảng 3 cho đã giúp3: Vai trò củacác yếu tố trong việcgiảm thiểunguồn vốn cho tố sản xuất sản xuất củatừ đó đảm Bảng họ mua được tín dụng đầu nhằm đảm bảo nhu cầu về yếu quá trình theo mùa vụ nông hộ bảo cho quá trình sản xuất của họ Chỉ tiêu gián đoạn (năm 2020). STT không bị 2018 2019 2020 1 Vốn của nông hộ (triệu đồng/hộ) 2.217,68 2.358,63 2.547,32 2 Trong đó vốn vay (triệu đồng/hộ) 280,17 281,33 284,57 Bảng 3:Tỷ lệ trò của tín vay/Tổng nguồn vốn (%) nguồn vốn cho quá trình sản xuất của nông hộ 3 Vai lượng vốn dụng trong việc đảm bảo 12,63 11,93 11,17 4 STT Tỷ lệ nông hộ vay vốn (%) tiêu Chỉ 84,27 2018 84,05 2019 83,25 2020 5 1 Vốn của nông mua đầy đủ yếu tố đầu vào phục vụ sản xuất 2.217,68 2.358,63 2.547,32 Vốn vay giúp hộ (triệu đồng/hộ) 74,57 74,68 75,00 2 (%) Trong đó vốn vay (triệu đồng/hộ) 280,17 281,33 284,57 Nguồn: Tỷ lệ lượng vốnliệu điều tra. 3 Tổng hợp từ số vay/Tổng nguồn vốn (%) 12,63 11,93 11,17 4 Tỷ lệ nông hộ vay vốn (%) 84,27 84,05 83,25 Trong khiVốn vay giúp mua đầy đủ yếu tố đầu vào phụctín dụng giúp họ mua được đầy đủ yếu tố đầu vào 5 đó, năm 2018 có 74% số hộ cho rằng vốn vụ sản xuất 74,57 74,68 75,00 phục vụ sản (%) năm 2018 có 74%tỏ các hộ nông dân nhận thức rõ về vai trò củađầy đủ yếuchính thức và họ xuất. Điều này chứng số hộ cho rằng vốn tín dụng giúp họ mua được tín dụng tố đầu vào Trong khi đó, ngàyNguồn: sản xuất. Điều nàyvốn tíntra.các nàynông dân nhận thức rõ về vai trò của tín dụng chính thức được tín càng sử dụng nhiều hơn chứng dụng hộ song tốc độ tăng không nhiều. Như vậy, nhờ tiếp cận và phục vụ Tổng hợp từ số liệu điều tỏ dụng mà rất nhiều nông hộ tại Đắk Lắk có đủ nguồn lực để bảo đảm quá trình sản xuất của họ diễn ra được họ ngày càng sử dụng nhiều hơn vốn tín dụng này song tốc độ tăng không nhiều. Như vậy, nhờ tiếp cận bình thường và vai trò của tín dụng có tăng song khá ổn định giai đoạn nghiên cứu. Trongtín dụng nămrất nhiều nông số hộ cho rằng vốnđủ nguồn lực để bảo đảm quá trình sản xuất của họ được khi đó, mà 2018 có 74% hộ tại Đắk Lắk có tín dụng giúp họ mua được đầy đủ yếu tố đầu vào Số 307(2) đượcxuất. Điều này chứng tỏcủa tín dụng có65nhận thức rõ ổn định giai đoạndụng chính thức và diễn ra bình thường và vai trò phục vụtháng 01/2023 sản tăng song khá các hộ nông dân về vai trò của tín nghiên cứu. họ ngày càng sử dụng nhiều hơn vốnquy dụng này song tốckinh tế nông hộ 4.2. Vốn tín dụng giúp hộ mở rộng tín mô sản xuất của độ tăng không nhiều. Như vậy, nhờ tiếp cận được tín dụng mô sản nhiềulà tiềnhộ tại Đắk Lắk giúp nông hộlực đểthu nhập. quá trình lợi ích nhờ quy Mở rộng quy mà rất xuất nông đề quan trọng có đủ nguồn tăng bảo đảm Đặc tính sản xuất của họ
4.2. Vốn tín dụng giúp hộ mở rộng quy mô sản xuất của kinh tế nông hộ chỉ giúp nông hộ tăng được thu nhập trong ngắn hạn mà cả trong dài hạn thông qua việc mở rộng quy Mở rộng quy mô sản xuất là tiền đề quan trọng giúp nông hộ tăng thu nhập. Đặc tính lợi ích nhờ quy mô mô sản xuất. trong sản xuất nông nghiệp thúc đẩy các nông hộ mở rộng diện tích canh tác của mình. Khả năng tiếp cận nguồn vốn vay thúc đẩy quá trình chuyển nhượng quyền sử dụng đất và hình thành các hộ có quy mô sản xuất khá lớn. Bảng 4 cho thấy trong số4: Vai trò của tínhộ có vay với quy khoảng 18,92% trong các nông hộ Bảng 83,25% số nông dụng đối vốn thì mô sản xuất chỉ giúp nông hộ tăng được quynhậpsản xuất. Như vậy, cả trong dài tín 2018 không chỉ mở rộng quy tăng này dùng vốn vay để mở rộng STT thu mô Chỉ tiêu hạn mà nguồn vốn hạn thông qua việc giúp nông2020 trong ngắn dụng 2019 hộ được thu nhập1trong ngắn hạn hộ vay trong dài hạn thông qua việc mở rộng quy mô sản xuất. mô sản xuất. Tỷ lệ nông mà cả vốn (%) 84,27 84,05 83,25 Từ Bảng 4 2 Trong đó: chúng ta thấy rằng tích tụ ruộng đất sẽ tạo điều kiện ứng dụng khoa học công nghệ và hình Tỷ lệ số hộ vay vốn để mở rộng sản xuất (%) 17,72 18,32 18,92 Tỷ lệ số hộ tíchVai trò của tín dụngdụngvới quy mô sản xuất Bảng 4: tụ ruộng đất nhờ tín đối (%) 2,27 2,40 2,70 STT Nguồn: Tổng hợp từ số Chỉ tiêu tra. liệu điều 2018 2019 2020 1 Tỷ lệ nông hộ vay vốn (%) 84,27 84,05 83,25 2 Trong đó: TừTỷ lệ số hộ vay ta thấy mở rộng sảnruộng(%) sẽ tạo điều kiện ứng dụng khoa học công nghệ và hình Bảng 4 chúng vốn để rằng tích tụ xuất đất 17,72 18,32 18,92 Tỷ lệ sốvùng nguyên liệuđất nhờ tín dụng (%) Lắk. Số2,27 điều tra 2,40 thấy nguồn tín dụng cũng thành các hộ tích tụ ruộng trên địa bàn tỉnh Đắk liệu cho 2,70 Nguồn:góp phần thúcsố liệu điều tra. tụ ruộng đất ở 2,70% tổng số hộ. Trong giai đoạn 2018-2020, nông hộ Tổng hợp từ đẩy quá trình tích thành các vùng nguyên liệu trên hơn trongtỉnh Đắk rộng quy liệusản xuất từ nguồn vốn vay. tín dụng hộ vaygóp có xu hướng mạnh dạn địa bàn việc mở Lắk. Số mô điều tra cho thấy nguồn Tỷ lệ số cũng vốn phần thúc để4 chúng ta thấy rằngruộng đã tăng đất sẽ1,2%, số hộ. Trong giai khoa học công nghệ vàohình có xu Từ Bảng mở rộng quy mô tụ tích tụđất ở 2,70% tổng từ 17,72% năm 2018 lên2018-2020, nông năm 2020. đẩy quá trình tích sản xuất ruộng thêm tạo điều kiện ứng dụng đoạn mức 18,92% và hộ hướng mạnh dạn hơnsự thay việcxu địa bàn này diễn ra không quánguồntrachỉ tăng thêm 0,60%/năm. vốnvới năm thành các vùng nguyên liệu trên hướng quy mô sản xuất liệu nhanh,vốn vay. Tỷ lệ sốtín dụng cũngđể mở Tuy nhiên, trong đổi mở rộng tỉnh Đắk Lắk. Số từ điều cho thấy nguồn hộ vay So rộng quy mô thúc xuất quá tăng thêmtụ ruộngtừ 17,72% năm 2018hộ. Trong 18,92% vào năm 2020. Tuy nhiên, góp phần sảntỷ lệ số hộtrình tích 1,2%, nhờ ở 2,70% tổng số lên mức giai đoạn 2018-2020, nông hộ 2018, đẩy đã tích tụ ruộng đất đất tín dụng cũng tăng thêm 0,43%. sự thay đổi4.3. Thúc đẩy ứng dụngkhông học, nhanh, chỉ trongthêmxuất xu hướng này diễn ra khoa quá công nghệ tăng sản 0,60%/năm. So với năm 2018, tỷ lệ số hộ có xu hướng mạnh dạn hơn trong việc mở rộng quy mô sản xuất từ nguồn vốn vay. Tỷ lệ số hộ vay vốn tích tụ ruộng đất nhờ tín dụng cũng tăng thêm 0,43%. để mở rộng hết các nghiên cứu đều cho rằng ứng dụng khoa học công nghệ là18,92% vàotăng năng suất lao Hầu quy mô sản xuất đã tăng thêm 1,2%, từ 17,72% năm 2018 lên mức chìa khóa năm 2020. 4.3. Thúc đẩy ứng dụng khoa học, công nghệ trong sản xuất Tuy nhiên, sự thay1đổi xu hướng này diễn ra cũng cóquá đóng góp đối vớithêm mua sắm máy móc thiết bị phục động. Hình cho thấy nguồn tín dụng không sự nhanh, chỉ tăng việc 0,60%/năm. So với năm Hầu hết các số hộ tích tụ đều cho rằng ứngdụng cũng tăng thêm 0,43%.là chìa khóa tăng năng suất lao động. nghiên cứu ruộng 2018, tỷ lệsản xuất. Cụ thể, nhờđất nhờ tín dụng khoa học công nghệ vụ tiếp cận được nguồn tín dụng mà có khoảng 5,33% số nông hộ trên địa bàn tỉnh Hình 1 cho thấy nguồn tín dụng cũng có sự đóng góp đối với việc mua sắm máy móc thiết bị phục vụ sản xuất. Cụ thể, mua ứng dụngđượcbị, máy mócnghệ mà ràng, hoạt động tín dụng đã góp trên địa bàn tỉnh đã mua 4.3. Thúc nhờ đượccận thiết nguồn tín dụng trong sản xuất 5,33% số nông hộ phần thúc đẩy quá trình cơ đã đẩy tiếp các khoa học, công mới. Rõ có khoảng được các thiết hóa máynông đềusinh sống trên địa bàn tỉnh học công nghệ phầnphần nâng cao mứcsuấtcơ giớihóa Hầu hết cácbị, của cứu hộ cho rằng ứng dụng khoa Đắk Lắk, từ đó là chìa khóa tăng năng độ lao hóa giới nghiên móc mới. Rõ ràng, hoạt động tín dụng đã góp góp thúc đẩy quá trình cơ giới của động. Hình 1 cho thấy nguồn bàndụng cũng Lắk,năng suất lao động. cao mức máy móc thiết bị phục nông nông hộ sinhnông nghiệp của tỉnh và Đắk có sự từ đó góp đối với việc mua sắm độ cơ giới hóa ngành ngành sống trên địa tín tỉnh nâng cao đóng góp phần nâng nghiệpsản xuất. Cụ thể, nhờ tiếp cậnsuất lao động. dụng mà có khoảng 5,33% số nông hộ trên địa bàn tỉnh vụ của tỉnh và nâng cao năng được nguồn tín đã mua được các thiết bị,1: Tỷmóc mới. Rõ ràng, hoạt mua máy móc, thiết bị từ thúc đẩy quá trình cơ Hình máy lệ số nông hộ vay vốn động tín dụng đã góp phần nguồn tín dụng giới hóa của nông hộ sinh sống trên địa bàn tỉnh Đắk Lắk, từ đó góp phần nâng cao mức độ cơ giới hóa % ngành nông nghiệp của tỉnh và nâng cao năng suất lao động. 5.328 5.400 5.200 Hình 1: Tỷ lệ số nông hộ vay vốn mua máy móc, thiết bị từ nguồn tín dụng 5.000 4.721 4.800 4.601 % 5.328 5.400 4.600 5.200 4.400 5.000 4.200 2018 4.721 2019 2020 4.800 4.601 Nguồn: Tổng hợp từ số liệu điều tra. 4.600 4.400 4.4. Tác động đến năng suất cây trồng, vật nuôi 4.200 4.4. Tác động đến năng suất cây trồng, vật nuôi Bảng 5 cho thấy nguồn2018dụng đã có vai trò rất quan trọng đối với việc gia tăng năng suất cây trồng vật tín 2019 2020 Bảng 5 cho thấy nguồn tín dụng đã nhiều nông hộ đã có nguồn lực để chăm tăng cây trồng, cây nuôi nuôi. Khi tiếp cận được nguồn vốn tín dụng, có vai trò rất quan trọng đối với việc gia sóc năng suất vật trồng Nguồn:vật nuôi. Khi số liệu điều tra. Tổng hợp từ tốt hơn. Mặt khác, ứng tiếp cận được nguồn vốn tín dụng, nhiều gia tăng đã có nguồn lực để chămnăngcây trồng, dụng khoa học công nghệ cũng được nông hộ đối với các hộ có khả sóc tiếp cận vốn tín dụng. Kết quả hơn. Mặt khác, ứng dụnghộ cho rằng năng suất câyđược gia tăngnuôivới cải thiện nhờ vật nuôi tốt là năm 2020 có 78,08% khoa học công nghệ cũng trồng và vật đối có các hộ có khả vốn 4.4. dụngđộng đến năng suất cây trồng, vật nuôi tín Tác song không nhiều. 6 Bảng 5 cho thấy nguồn tín dụng đã có vai trò rất quan trọng đối với việc gia tăng năng suất cây trồng 66 Số 307(2) tháng 01/2023 nguồn vốn tín dụng, nhiều nông hộ đã có nguồn lực để chăm sóc cây trồng, vật nuôi. Khi tiếp cận được vật nuôi tốt hơn. Mặt khác, ứng dụng khoa học công nghệ cũng được gia tăng đối với các hộ có khả
năng tiếp cận vốn tín dụng. Kết quả là năm 2020 có 78,08% hộ cho rằng năng suất cây trồng và vật nuôi có cải thiện nhờ vốn tín dụng song không nhiều. năng tiếp cận vốn tín dụng. Kết quả là năm 2020 có 78,08% hộ cho rằng năng suất cây trồng và vật nuôi có cải thiện nhờ vốn tín dụng song không nhiều. Bảng 5: Tác động của tín dụng đến năng suất đến cây trồng, vật nuôi Chỉ tiêu 2018 2019 2020 Bảng 5: Tác động của tín dụng đến năng suất đến cây trồng, vật nuôi Tỷ lệ số hộ được cải thiện năng suất cây trồng, vật nuôi nhờ 75,38 75,68 78,08 tiếp cận được tín dụng (%) Chỉ tiêu 2018 2019 2020 Được cải thiện nhiều 14,74 15,08 15,00 Được cải thiện ít 75,38 Tỷ lệ số hộ được cải thiện năng suất cây trồng, vật nuôi nhờ 85,26 75,68 84,92 78,08 85,00 tiếp cận được tín dụng (%) Nguồn: cải thiện nhiều liệu điều tra. Được Tổng hợp từ số 14,74 15,08 15,00 Được cải thiện ít 85,26 84,92 85,00 4.5. Tác Tổng hợp từ số quả sản xuất Nguồn: động đến hiệu liệu điều tra. 4.5. Tác động đến hiệu số hộsảnhiệu quả sản xuất gia tăng (thu nhập hỗn hợp (MI)/Tổng vốn đầu tư Bảng 6 cho thấy 85,29% quả có xuất Bảng 6 cho thấy 85,29% sốsản xuấtrằng quả tiếp cận nguồntăng tín dụng màhỗn hợp (MI)/Tổng vốn đầu tư tăng). Trong đó, có hiệu quả hộ cho hiệu nhờ sản xuất gia vốn (thu nhập hiệu quả hoạt động của 4.5. Tác động đến 11,41% số có tăng).tăng mạnh, có 85,29% số hộ chohiệu quảnhờ vốn tín dụng giúp họ tín hỗn hợp (MI)/Tổng dù sựđầu tư của họ họ Trong đó, có 73,87% số hộ có rằng nguồn tiếp cận nguồn vốn cải dụng hiệuhiệu mặc hoạt động Bảng 6 cho thấy 11,41% số hộ cho rằng sản xuất gia tăng (thu nhập thiện mà quả quả vốn cải tăng mạnh, có 73,87% số hộ chohộ chonguồn vốn tíncận nguồn vốn tín dụng mà hiệu quả hoạt độngcải thiện là tăng). Trong đó, có 11,41% số rằng rằng nhờ tiếp dụng giúp họ cải thiện hiệu quả mặc dù sự của thiện là không quá lớn. khôngtăng mạnh, có 73,87% số hộ cho rằng nguồn vốn tín dụng giúp họ cải thiện hiệu quả mặc dù sự cải họ quá lớn. thiện là không quá lớn. Tác động của tín dụng để hiệu quả sản xuất của nông hộ Bảng 6: Đơn vị tính: % Bảng 6: Tác động của tín dụng để hiệu quả sản xuất của nông hộ Chỉ tiêu 2018 2019 2020 MI/Tổng vốn đầu tư của hộ so với trước khi vay vốn Đơn vị tính: % - Tăng thêm nhiều 9,91 9,91 11,41 nông nghiệp trên địa bàn nghiêntiêu đang có sự chuyển đổi. Tuy nhiên, lợi thế của hộ trẻ, tiếp cận công - Tăng thêm Chỉ cứu 2018 73,27 2019 73,57 2020 73,87 - Không khoa đổi kỹ thuậthộ so chưatrướcsự vượt qua kinh nghiệm 4,50xuất truyền thống. thay đầu MI/Tổng vốnhọc tư của mới với thật khi vay vốn nghệ và sản 4,50 3,30 - Giảm đi - Tăng thêm nhiều 12,31 9,91 12,01 9,91 11,41 11,41 Đặc biệt, Biến dân tộc (D1) có hệ số α1 = -0,741, với mức ý nghĩa 73,27 kê là 5%, hệ số cho73,87 - Tăng Tổng hợp số liệu điều tra. thêm thống 73,57 biết khi Nguồn: chủ hộ là thay tộc Kinh thu nhập của nông hộ sẽ tăng lên so với chủ hộ là dân tộc khác . - Không dân đổi 4,50 4,501 3,30 - Giảmtrò của vốn tín dụng với thu nhập của hộ 4.6. Vai đi 12,31 12,01 11,41 4.6. Vai trò của vốn tín dụng với thu nhập của hộ Nguồn: Tổng hợp số liệu điều tra. Bảng 7: Kết quả ước lượng mô hình hồi quy Qua Bảng 7 trình bày kết quả chạy hồi quy mô hình. Kết quả hồi quy cho thấy lượng vốn vay tác động 𝛽𝛽� số năng tìm kiểm thu nhập của hộ. Biến lượng trị vay LUONGVV(X5) có hệ số Hệ = 0,71(với mức ý Các biến quan Hệ số chưa Hệ số được Giá Thống kê đa cộng tuyến thuận đến thu nhập của hộ với với tin cậy 99%. Nói một cách khác, quy mô vốn tín dụng làm tăng khả 4.6. Vai sát của vốn tín dụng độ thu nhập của hộ trò chuẩn hóa chuẩn hóa trị t Giá trị Giá vốn Qua Bảng 7 trình bày kết quảBchạy hồi quy mô hình. Kết quả hồi quy cho thấy lượngphóngvay của động vốn đại tác nghĩa 1%). Như vậy, khi các yếu tố khác trong mô hình không thay đổi, khi lượng phương sai (VIF) 1% Beta vốn vay tăng lên năng tìm kiểm thu nhập của hộ. Biến lượng vốn vay LUONGVV(X5) có hệ số 𝛽𝛽� =1,049 0,71(với mức ý thuận đến thu nhập của hộ với độ tin cậy 99%. Nói một cách khác, quy mô vốn tín dụng làm tăng khả thì thu nhập số) nông hộ 1,258 0,741 %. (Hằng của tăng 3,947 LnX1 ns -0,008 -0,007 -0,227 Chúng tôi không đủ độ tin cậy để khẳng định kỳ hạn ảnh hưởng tiêu cực đến thu nhập của hộ. Tuy nhiên, nghĩa LnX2 Như vậy, khi0,218yếu tố khác0,111 mô hình không thay đổi, khi lượng vốn1,108 tăng lên 1% 1%). *** các trong 3,357 vay vốn vay trên *địa bàn nghiên cứu chủ yếu tập trung giải quyết đầu vào ngắn hạn cho sản xuất. Các nguồn thì thu LnX3 của nông hộ tăng 0,741 %. 0,061 nhập 0,089 1,810 1,130 vốn dàiLnX4 hơn thường khó quản lý hơn. Chính vì vậy, công tác đào tạo nâng cao khả năng quản lý vốn hạn ** 0,057 0,069 2,044 1,142 Chúng tôi không đủ độ tin cậy để khẳng định kỳ hạn ảnh hưởng tiêu cực đến thu nhập của hộ. Tuy nhiên, là cần thiết5 đối với địa bàn nghiên cứu. 0,771 LnX *** 0,741 16,712 2,136 vốn vay trên địa bàn nghiên cứu chủ yếu tập trung giải quyết đầu vào ngắn hạn cho sản xuất. Các nguồn LnX6 nsquy cũng chỉ ra rằng các yếu tố như Quy mô hộ, quy mô diện tích đất nông nghiệp, lao Mô hình hồi -0,090 -0,067 -1,531 1,936 vốn dài hạn ns thường 0,048 LnX hơn khó quản lý hơn.0,034 vì vậy, công1,073 tạo nâng cao khả năng quản lý vốn Chính tác đào 1,028 động nông 7 nghiệp tác động thuận đến thu nhập của hộ. Hộ có quy mô sản xuất lớn thường có thu nhập là cần thiết đối với địa bàn nghiên cứu. -0,074 D1 ** -0,311 -2,239 1,104 cao2hơn (thể hiện qua quy mô đất nông nghiệp và số lao động nông nghiệp). Điều này cho thấy lợi ích R : 0,781; Sig: 0,000; chỉ76,669; Durbin-Watson: 1,589. hộ, quy mô diện tích đất nông nghiệp, lao F: ra rằng các yếu tố như Quy mô tăng hìnhquy mô làcũng thuộc tính trongtin cậy 90%, 95%, hộ trên địa bàn.có ý nghĩa thống kê. khích Mô nhờ hồi quy một Ghi chú: *, **, *** tương ứng với độ sản xuất của nông 99%; ns không Các chính sách khuyến tập trung Kết quả phân độnghồi quy nguồn nhập của hộ. Hộ cân nhắc sản xuất lớn thường nâng nhập động nông nghiệptụ đất đai và cácđến thulực khác cần đượccó quy mônhư là một biện pháp có thucao Nguồn: hay tích tác tích thuận từ số liệu điều tra. hiệu hơn (thể xuất nôngquy mô đất nông nghiệp và sốcứu trước đây, chúng tôi Điều này chotin cậy để cao quả sản hiện qua nghiệp. Khác với các nghiên lao động nông nghiệp). không đủ độ thấy lợi ích Qua Bảng 7 trình bày kết quả chạy hồi quy mô hình. Kết quả địa bàn. Các chính sách khuyến khích động hồi quy cho thấy lượng vốn vay tác khẳng định nhập là một thuộcđộ của chủsản xuất gia tăng thu trên quy mô vốn tín dụng làm tăng tăng nhờ quy mô tính trong hộ làm của nông hộ thuận đến thu kinh nghiệm sản xuất tin cậy 99%. Nói một cáchnhập của hộ. Điều này cho thấy sản xuấtkhả năng của hộ với khác, tập trung hay tích tụ đất đai và các nguồn lực khác cần được cân nhắc như là một biện pháp nâng cao tìm kiểm thu nhập của hộ. Biến lượng vốn vay LUONGVV(X5) có hệ số với mức ý nghĩa 1%). Như vậy, 7 các quả sản và gợi ý chính sách không thay nghiên lượng vốn vay tăng tôi 1% thì thu nhập của nông hộ 5. Kết luận xuất nông nghiệp. khihiệu yếu tố khác trong mô hìnhKhác với các đổi, khicứu trước đây, chúng lên không đủ độ tin cậy để tăngNghiên %. kinh nghiệm vai trò của tínchủ hộtrong gia tăng thu nhập nônghộ. Điềuđịa bàn tỉnh Đắk Lắk. khẳng định khẳng định sản xuất của dụng làm phát triển kinh tế của hộ trên này cho thấy sản xuất 0,741 cứu Chúng tôi không tín dụng tác động khẳng định kỳ hạn ảnh hưởng tiêuĐối với các nông hộ đang sinh nhiên, Cụ thể, tiếp cận đủ độ tin cậy để tích cực đến sản xuất của nông hộ. cực đến thu nhập của hộ. Tuy 7 vốn vay sốngtrên địa bàn nghiên cứu chủ yếu tậpgiúp tới 74,84% số nông hộ vay vốn đảm sản xuất.trình sản trên địa bàn tỉnh Đắk Lắk, tín dụng trung giải quyết đầu vào ngắn hạn cho bảo quá Các nguồn vốn dài hạn hơn thường khó nông hộ vay vốn mở rộng quycông tácxuất, 2,61% nông hộkhả năng quản lýTín là cần xuất, giúp 18,86% số quản lý hơn. Chính vì vậy, mô sản đào tạo nâng cao tích tụ ruộng đất. vốn thiếtdụng với địa bàn nghiên ứng dụng khoa học công nghệ với 78,11% số nông hộ cho rằng tín dụng cải đối cũng thúc đẩy việc cứu. thiện năng suất cây trồng, vật nuôi. Số 307(2) tháng 01/2023 67 Kết quả phân tích mô hình hồi quy Log-log cho thấy quy mô tín dụng tác động tích cực đến thu nhập của hộ. Cứ 1% tăng lên của vốn tín dụng, thu nhập của hộ tăng lên 0,74%. Ngoài ra, chúng tôi cũng chỉ ra rằng quy mô hộ, diện tích đất canh tác nông nghiệp, số lao động tác động thuận đến thu nhập. Đây là
Mô hình hồi quy cũng chỉ ra rằng các yếu tố như Quy mô hộ, quy mô diện tích đất nông nghiệp, lao động nông nghiệp tác động thuận đến thu nhập của hộ. Hộ có quy mô sản xuất lớn thường có thu nhập cao hơn (thể hiện qua quy mô đất nông nghiệp và số lao động nông nghiệp). Điều này cho thấy lợi ích tăng nhờ quy mô là một thuộc tính trong sản xuất của nông hộ trên địa bàn. Các chính sách khuyến khích tập trung hay tích tụ đất đai và các nguồn lực khác cần được cân nhắc như là một biện pháp nâng cao hiệu quả sản xuất nông nghiệp. Khác với các nghiên cứu trước đây, chúng tôi không đủ độ tin cậy để khẳng định kinh nghiệm sản xuất của chủ hộ làm gia tăng thu nhập của hộ. Điều này cho thấy sản xuất nông nghiệp trên địa bàn nghiên cứu đang có sự chuyển đổi. Tuy nhiên, lợi thế của hộ trẻ, tiếp cận công nghệ và khoa học kỹ thuật mới chưa thật sự vượt qua kinh nghiệm sản xuất truyền thống. Đặc biệt, Biến dân tộc (D1) có hệ số α1 = -0,741, với mức ý nghĩa thống kê là 5%, hệ số cho biết khi chủ hộ là dân tộc Kinh thu nhập của nông hộ sẽ tăng lên so với chủ hộ là dân tộc khác1. 5. Kết luận và gợi ý chính sách Nghiên cứu khẳng định vai trò của tín dụng trong phát triển kinh tế nông hộ trên địa bàn tỉnh Đắk Lắk. Cụ thể, tiếp cận tín dụng tác động tích cực đến sản xuất của nông hộ. Đối với các nông hộ đang sinh sống trên địa bàn tỉnh Đắk Lắk, tín dụng giúp tới 74,84% số nông hộ vay vốn đảm bảo quá trình sản xuất, giúp 18,86% số nông hộ vay vốn mở rộng quy mô sản xuất, 2,61% nông hộ tích tụ ruộng đất. Tín dụng cũng thúc đẩy việc ứng dụng khoa học công nghệ với 78,11% số nông hộ cho rằng tín dụng cải thiện năng suất cây trồng, vật nuôi. Kết quả phân tích mô hình hồi quy Log-log cho thấy quy mô tín dụng tác động tích cực đến thu nhập của hộ. Cứ 1% tăng lên của vốn tín dụng, thu nhập của hộ tăng lên 0,74%. Ngoài ra, chúng tôi cũng chỉ ra rằng quy mô hộ, diện tích đất canh tác nông nghiệp, số lao động tác động thuận đến thu nhập. Đây là các yếu tố phản ánh quy mô sản xuất. Chính vì vậy, các chính sách nên tập trung gia tăng tập trung (hoặc tích tụ) đất đai đối với hộ trên địa bàn. Chúng tôi không đủ độ tin cậy để khẳng định thời hạn của vốn vay, kinh nghiệm sản xuất và trình độ của chủ hộ tác động đến thu nhập của hộ. Kết quả này khá khác biệt với các nghiên cứu trước đây cho rằng trình độ của chủ hộ và kinh nghiệm sản xuất tác động tích cực đến thu nhập của hộ. Mặt khác, hệ số hồi quy âm đối với thời hạn của vốn vay gợi ý cho các nghiên cứu trong tương lai. Các nghiên cứu này có thể tập trung sâu hơn, phân tích xem điểm yếu trong quản lý vốn tín dụng trung và dài hạn ở hộ có hiện hữu. Từ kết quả phân tích trên, chúng tôi đề xuất việc phát triển hệ thống tín dụng chính thống như là một biện pháp nâng cao năng lực sản xuất, đẩy mạnh tập trung và tích tụ ruộng đất nhằm khai thác thuộc tính lợi ích tăng nhờ quy mô trong sản xuất của hộ. Mặt khác, năng lực quản lý sử dụng nguồn vốn tín dụng, đặc biệt các nguồn vốn trung và dài hạn cần được tập huấn nâng cao. Ghi chú: 1. Chúng tôi mã hóa hộ người Kinh là 0, hộ khác là 1. Tài liệu tham khảo: Anam, B.E. (2011), ‘Climate change, food security and agricultural productivity in Africa: Issues and policy directions’, International Journal of Humanities and Social Science, 1(21), 205-223. Cục Thống kê tỉnh Đắk Lắk (2021), Niên giám thống kê tỉnh Đắk Lắk năm 2020, Nhà xuất bản Thanh Niên. Fengxia, D.L., Jing, L. & Allen, F. (2010), ‘Effects of credit constraints on productivity and rural households income in China’, presentation at Agricultural & Applied Economics Association 2010 AAEA, CAES, & WAEA Joint Annual Meeting, Denver, Colorado, July 25th -27th. Hoàng Hữu Hòa & Nguyễn Lê Hiệp (2007), ‘Tác động của vốn vay tín dụng đối với xoá đói giảm nghèo ở huyện Hương Thuỷ - tỉnh Thừa Thiên Huế’, Tạp chí Khoa học - Đại học Huế. Số 307(2) tháng 01/2023 68
Kondo, T., Orbeta, A.C., Dingcong, C.G. & Infantado, C. (2007), ‘Impact of microfinance on rural households in the Philippines’, PIDS Discussion Paper Series No. 2008-05, PIDS. Lê Long Hậu & Huỳnh Minh Thông (2017), ‘Vai trò của các loại hình tín dụng đối với thu nhập của nông hộ sản xuất lúa: trường hợp các nông hộ trên địa bàn tỉnh Kiên Giang’, Tạp chí Công thương, 09, từ . Nguyễn Thị Tằm (2006), ‘Giải pháp tín dụng ngân hàng phát triển kinh tế trang trại trên địa bàn Tây Nguyên’, Luận án tiến sỹ năm 2006, Học viện tài chính Hà Nội. Nguyễn Việt Anh & Trần Thị Thu Thủy (2010), ‘Những nhân tố ảnh hưởng đến thu nhập hộ nông dân có vốn vay ở huyện Quảng Trạch tỉnh Quảng Bình’, Tạp chí Khoa học Đại học Huế, 62, 5-13. Rosari, D., Bala, B., Sinaga, B.M., Kusnadi, N. & Sawit, M.H. (2014), ‘The impact of credit and capital supports on economic behavior of farm households: A household economic approach’, International Journal of Food and Agricultural Economics (IJFAEC), 2(3), 1-10. Pande, R., Cole, S., Sivasankaran, A., Bastian, G. & Durlacher, K. (2012), Does poor people’s access to formal banking services raise their incomes? EPPI-Centre, Social Science Research Unit, Institute of Education, University of London. Phan Đình Khôi (2012), ‘Tín dụng chính thức và không chính thức ở Đồng Bằng song Cửu Long’, Phát triển Kinh tế - Xã hội, 1, 144-165. Phan Thị Ngọc Anh (2008), ‘Tác động của vốn tín dụng đối với kinh tế hộ nông dân ở huyện Nam Đông và A Lưới tỉnh Thừa Thiên Huế’, Luận văn thạc sĩ, Đại học Huế. Phan Thị Nữ (2012), ‘Đánh giá tác động của vốn tín dụng đối với giảm nghèo ở nông thôn Việt Nam’, Tạp chí khoa học Đại học Huế, 72b(3), 215-224. Tabachnick, B.G. & Fidell, L.S. (1996), Using multivariate statistics, 3rd edition, New York: Harper Collins. Vương Quốc Duy (2013), ‘Vai trò tiếp cận tín dụng trong hiệu quả sản xuất lúa của nông hộ ở Đồng bằng Sông Cửu Long, Việt Nam’, Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 26, 55-65. Vương Quốc Duy & Lê Long Hậu (2012), ‘Vai trò của tín dụng chính thức trong đời sống nông hộ ở Đồng bằng Sông Cửu Long’, Kỷ yếu Khoa học, Trường Đại học Cần Thơ, 175-185. World Bank (2003), The world development report, The World Bank, Washington DC. Số 307(2) tháng 01/2023 69