Đề tài Đánh giá tác dộng của tín dụng từ ngân hàng nông nghiệp và phát triẽn nông thôn (agribank) tới mức sóng hộ gia đình ở nông thôn Việt Nam

iệc làm phi nông nghiệp, diện tích đất sở hữu, yếu tố dân tộc, vùng miền sinh sống là những nhân tố có ảnh hƣởng tới mức sống của các hộ gia đình. 2.4. Các nhân tố ảnh hƣởng tới mức sống hộ gia đình Mức sống của hộ gia đình đƣợc phản ánh trên nhiều khía cạnh nhƣ: thu nhập, chi tiêu đời sống (bao gồm cả hàng lƣơng thực và phi lƣơng thực), những phúc lợi mà hộ đó đƣợc hƣởng thông qua mức độ tiếp cận với các dịch vụ cơ bản (y tế, giáo dục, nƣớc sạch) Bằng chứng từ các nghiên cứu thực nghiệm đƣợc thực hiện ở nhiều quốc gia trên thế giới đã chỉ ra rằng có nhiều nhân tố ảnh hƣởng đến mức sống của các hộ gia đình, đặc biệt là những hộ sống ở vùng nông thôn. Về cơ bản, có thể chia các nhân tố ảnh hƣởng này ra làm ba nhóm chính: 2.4.1. Nhóm nhân tố liên quan đến đặc trƣng của chủ hộ Chủ hộ là ngƣời có ảnh hƣởng lớn tới các quyết định đƣợc đƣa ra trong hộ. Điều đó sẽ tác động không nhỏ tới mức sống của tất cả các thành viên trong hộ, đặc biệt là các gia đình sống ở vùng nông thôn. Tuổi chủ hộ thể hiện kinh nghiệm trong lao động sản xuất. Nó đƣợc kỳ vọng sẽ mang lại 14 nhiều thu nhập hơn ngƣời lao động cũng nhƣ hộ gia đình đó khi tuổi của ngƣời chủ gia đình càng cao. Các nghiên cứu của Arun, Imai và Sinha (2006); Gobezie và Garber (2007) đều chỉ ra rằng tuổi của chủ hộ có mối quan hệ đồng biến với thu nhập, mức sống của hộ gia đình. Giới tính của chủ hộ. Có nhiều quan điểm khác nhau về ảnh hƣởng tới mức sống hộ gia đình khi chủ hộ là nam và khi chủ hộ là nữ. Nghiên cứu tại Ethiopia của Arun và các cộng sự cho thấy nam giới là chủ hộ thì mức sống gia đình đó cao hơn nhƣng kết quả nghiên cứu tại Philippin của Kondo cùng các đ.t.g (2007) lại chỉ ra rằng thu nhập và chi tiêu bình quân đầu ngƣời của hộ gia đình cao hơn khi chủ hộ là nữ giới. Trình độ học vấn của chủ hộ có ảnh hƣởng quan trọng tới khả năng thu nhập và chi tiêu của cả hộ. Trình độ học vấn càng cao, khả năng lao động, áp dụng kỹ thuật vào sản xuất càng tốt, qua đó nâng cao thu nhập của cá nhân và hộ. Thực tế các nghiên cứu tại các quốc gia có đặc điểm tƣơng đồng với Việt Nam nhƣ Ấn Độ, Philippin đều cho thấy trình độ giáo dục của chủ hộ cũng nhƣ các lao động trong hộ đều có ảnh hƣởng tích cực tới mức sống gia đình. Mặt khác, theo ƣớc lƣợng suất sinh lợi của việc đi học ở Việt Nam của Nguyễn Xuân Thành (2006), một năm đi học phổ thông tăng thêm sẽ góp phần tăng thu nhập cá nhân thêm 11,43%. Điều đó cho thấy vai trò quan trọng của trình độ giáo dục đối với việc nâng cao mức sống dân cƣ. 2.4.2. Nhóm nhân tố liên quan đến đặc trƣng của hộ gia đình Quy mô hộ (số nhân khẩu trong hộ) có tác động tiêu cực tới mức sống của hộ gia đình. Báo cáo Phát triển Việt Nam 2004 “Nghèo” đã chỉ ra rằng những hộ gia đình càng đông ngƣời thì thu nhập và chi tiêu bình quân đầu ngƣời càng thấp. Bên cạnh đó, Verner (2005) trong một nghiên cứu tại Mexico cũng cho thấy quy mô và thu nhập, mức sống của hộ có mối quan hệ tỷ lệ nghịch. Tỷ lệ người phụ thuộc là số ngƣời ăn theo trên một lao động trong hộ. Trong đó, những ngƣời ăn theo gồm có 2 nhóm, ngƣời quá tuổi lao động không có lƣơng hƣu (trên 55 tuổi đối với nữ, trên 60 tuổi đối với nam) và trẻ em dƣới 15 tuổi. Các chuyên gia kinh tế phát triển đều nhất trí rằng tỷ lệ phụ thuộc là một yếu tố quan trọng ảnh hƣởng tới mức sống các hộ gia đình, đặc biệt ở vùng nông thôn – nơi có số ngƣời phụ thuộc cao. Tỷ lệ này càng cao thì phúc lợi mà bình quân mỗi ngƣời trong hộ nhận đƣợc càng thấp. Điều này đã đƣợc 15 chứng minh trong nghiên cứu của Arun và các cộng sự (2006) tại Ấn Độ. Số lao động có việc làm phi nông nghiệp. Việc làm phi nông nghiệp có ảnh hƣởng lớn tới mức sống chung của hộ. Nghiên cứu của Verner (2005) tại Mexico đã chỉ ra rằng những hộ gia đình có ngƣời làm việc trong lĩnh vực phi nông nghiệp hay làm việc làm hƣởng lƣơng sẽ có mức sống cao hơn những hộ chỉ làm nông nghiệp. Do đó, việc làm phi nông nghiệp cũng là một yếu tố có tác động tới mức sống của hộ gia đình. Số năm hộ sống tại địa phương. Đây cũng là một trong những yếu tố có ảnh hƣởng tới mức sống của hộ gia đình, đặc biệt là những hộ có vay tín dụng ngân hàng để phục vụ hoạt động sản xuất. Theo nghiên cứu của Kondo và các cộng sự (2007) tại Philippin, hộ gia đình sinh sống tại địa phƣơng càng lâu thì thu nhập cũng nhƣ chi tiêu bình quân đầu ngƣời của hộ càng cao bấy nhiêu. Nói cách khác, giữa số năm hộ sống tại địa phƣơng và mức sống của hộ có mối quan hệ đồng biến. Diện tích đất sở hữu. Ngƣời dân sống ở nông thôn nên thu nhập chủ yếu phụ thuộc vào sản xuất nông nghiệp. Vì vậy, đất đai là một yếu tố rất quan trọng ảnh hƣởng đến thu nhập và chi tiêu của các hộ. Việc sở hữu nhiều đất đai có thể giúp hộ gia tăng sản xuất, đa dạng hóa loại cây trồng và vật nuôi, qua đó cải thiện mức sống tốt hơn. Điều này đã đƣợc khẳng định trong nghiên cứu của Đinh Phi Hổ và Chiv Vann Di (2010) tại Kampong Cham, Campuchia, đó là việc sở hữu diện tích đất đai có ảnh hƣởng đồng biến tới mức thu nhập của các hộ gia đình ở nông thôn. Dân tộc là yếu tố có tác động tới mức sống của các hộ gia đình ở nông thôn. Nghiên cứu của Hoàng Văn Kình, Bob Baulch và các tác giả (2001) đã chỉ ra rằng yếu tố dân tộc có ảnh hƣởng tới mức sống của ngƣời dân, những ngƣời dân tộc Kinh và Hoa thƣờng có mức thu nhập cũng nhƣ chi tiêu cao hơn so với những dân tộc khác, đặc biệt là các hộ dân tộc Hoa. Nguyên nhân là do đa số ngƣời dân tộc thiểu số ở Việt Nam sống ở vùng miền núi, vùng sâu, vùng xa, nơi mà cơ sở hạ tầng kém phát triển; cơ hội đƣợc học hành đến nơi đến chốn không cao nên mức sống thấp hơn. Nghèo cũng là một yếu tố ảnh hƣởng tới mức sống hộ gia đình. Điều này cũng đã đƣợc khẳng định trong nghiên cứu của Nguyễn Thanh Bình (2010). Những gia đình đƣợc xếp vào nhóm hộ nghèo, đặc biệt là những hộ sống ở khu vực nông thôn rất dễ rơi vào vòng xoáy của đói nghèo, đó là thu nhập thấp, ít có cơ hội tiếp cận với lƣơng thực và nƣớc sạch, nguy cơ mắc bệnh cao, dẫn tới suy giảm khả năng lao động và bị kiệt quệ về kinh tế. Khi 16 đó, nguồn tín dụng vay đƣợc sẽ là tia sáng giúp họ có thể phát triển sản xuất, nâng cao thu nhập và thoát nghèo. Tiếp cận tín dụng. Đây là một nhân tố vô cùng quan trọng, quyết định khả năng thu nhập và chi tiêu của hộ gia đình, đặc biệt đối với các hộ nghèo. Đa số các nghiên cứu đều nhất trí với khẳng định cho rằng tín dụng vi mô có tác động tích cực đối với việc nâng cao thu nhập, xóa đói giảm nghèo, đồng thời cải thiện an sinh xã hội cho các hộ gia đình. Arun và các cộng sự (2006) trong một nghiên cứu tại Ấn Độ đã chỉ ra rằng trong khi các hộ gia đình ở thành thị chỉ cần truy cập tín dụng vi mô thì các hộ gia đình ở nông thôn cần phải vay tín dụng cho mục đích sản xuất thì mới có thể cải thiện cuộc sống, giảm đói nghèo. 2.4.3. Nhóm nhân tố liên quan đến đặc trƣng của cộng đồng và vùng địa lý Vùng miền sinh sống có ảnh hƣởng không nhỏ tới mức sống của hộ. Nghiên cứu về mức sống của hộ gia đình thông qua chi tiêu của Vũ Triều Minh (1999) cho thấy các hộ ở miền Đông Nam Bộ và đồng bằng sông Cửu Long có mức sống cao hơn so với các vùng khác. Bên cạnh đó, theo Báo cáo phát triển Việt Nam năm 2004, những hộ gia đình sống ở vùng sâu, vùng xa có mức chi tiêu đầu ngƣời thấp hơn những hộ ở đồng bằng và thành thị. Việc tiếp cận thị trường là một yếu tố vô cùng quan trọng có tác động tới mức sống của ngƣời dân, đặc biệt là những gia đình sống ở vùng nông thôn. Theo nghiên cứu của Hoàng Văn Kình, Bob Baulch (2001) về các yếu tố quyết định thu nhập từ lao động, đƣợc thực hiện với hai bộ dữ liệu khảo sát mức sống dân cƣ Việt Nam VLSS93 và VLSS98 cho thấy những hộ gia đình sống ở khu vực mà cơ sở hạ tầng tốt, giao thông thuận lợi, có đường ô tô qua thôn, họp chợ thường xuyên hay có nghề thủ công thì thu nhập cao hơn những hộ khác. Bởi hệ thống giao thông tốt sẽ hỗ trợ ngƣời dân rất nhiều trong việc lƣu thông và trao đổi lao động cũng nhƣ hàng hóa với các vùng khác. Bên cạnh đó, việc chợ đƣợc họp thƣờng xuyên sẽ tăng khả năng bán sản phẩm của các nông hộ. Ngoài ra, nghề thủ công địa phƣơng phát triển sẽ góp phần làm tăng khả năng tìm đƣợc việc làm phi nông nghiệp cho ngƣời dân – đây là yếu tố quan trọng giúp họ nâng cao thu nhập và cải thiện mức sống của cá nhân cũng nhƣ hộ gia đình. Tóm lại, các nhân tố có ảnh hƣởng tới mức sống của các hộ gia đình ở nông thôn đƣợc thể hiện ở sơ đồ sau: 17 Sơ đồ: Các nhân tố ảnh hƣởng tới mức sống hộ gia đình Nguồn: Tác giả tự tổng hợp Nhóm nhân tố liên quan đến đặc trƣng của chủ hộ Nhóm nhân tố liên quan đến đặc trƣng của hộ gia đình Nhóm nhân tố liên quan đến đặc trƣng của cộng đồng và vùng địa lý Mức sống hộ gia đình: - Thu nhập - Chi tiêu Tuổi Giới tính Trình độ Quy mô Tỷ lệ phụ thuộc Số năm sống tại địa phƣơng Dân tộc Nghèo Tiếp cận tín dụng Số lao động phi nông nghiệp Diện tích đất sở hữu Vùng miền sinh sống Có đƣờng ô tô qua thôn Chợ họp thƣờng xuyên Có nghề thủ công 18 CHƢƠNG 3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ MÔ HÌNH ƢỚC LƢỢNG 3.1. Phƣơng pháp khác biệt trong khác biệt (DID) DID là phƣơng pháp đƣợc sử dụng khá phổ biến trong nghiên cứu để đánh giá tác động của một chính sách cụ thể. Trong đó, các đối tƣợng phân tích đƣợc chia thành hai nhóm, một nhóm đƣợc áp dụng chính sách (hay còn gọi là nhóm tham gia), nhóm còn lại không đƣợc áp dụng chính sách (nhóm đối chứng). Để tiến hành phân tích, ta sử dụng các biến giả sau:  D: phản ánh nhóm quan sát, D=0: hộ quan sát thuộc nhóm đối chứng, D=1: hộ quan sát thuộc nhóm tham gia.  T: phản ánh thời điểm quan sát, T=0 là trƣớc khi có chính sách, T=1 là sau khi có chính sách. Để biết đƣợc tác động chính xác của một chính sách khi áp dụng, cần phải so sánh kết quả đầu ra Y (thu nhập hoặc chi tiêu) của hai nhóm quan sát ở thời điểm trƣớc và sau khi có chính sách. Vì vậy, ta có:  Vào thời điểm trƣớc khi có chính sách (T=0), kết quả đầu ra của nhóm đối chứng (D=0) là Y00 và kết quả đầu ra của nhóm tham gia (D=1) là Y10. Do đó, chênh lệch kết quả đầu ra giữa hai nhóm này trƣớc khi có chính sách là Y10-Y00.  Sau khi áp dụng chính sách mới (T=1), kết quả đầu ra của nhóm đối chứng (D=0) là Y01 và kết quả đầu ra của nhóm tham gia (D=1) là Y11. Chênh lệch kết quả đầu ra giữa hai nhóm này sau khi có chính sách là Y11-Y01. Nhƣ vậy, tác động thực sự của chính sách đƣợc áp dụng là: (Y11-Y01) – (Y10-Y00), đƣợc thể hiện trên đồ thị dƣới đây: Nguồn: Nguyễn Xuân Thành (2006), Phân tích tác động chính sách công: Phương pháp ước lượng khác biệt trong khác biệt, Tài liệu học tập FETP Đầu ra (Y) Thời gian (T) Y00 [D=0] T=0 T=1 Y01 [D=0] Y10[D=1] Y11[D=1] Ƣớc lƣợng DID 19 Để thực hiện đánh giá tác động của một chính sách, trƣớc khi áp dụng, cần tiến hành thu thập thông tin về kết quả đầu ra (Y) của cả hai nhóm. Sau đó, áp dụng chính sách mới lên nhóm tham gia và không áp dụng chính sách đối với nhóm đối chứng. Sau một thời gian áp dụng chính sách, tiếp tục thu thập thông tin về kết quả đầu ra của hai nhóm này và tiến hành so sánh sự khác biệt trƣớc và sau khi có chính sách. Với mỗi nhóm quan sát sẽ có sự biến thiên nhất định trong kết quả đầu ra, do đó nếu sự biến thiên kết quả đầu ra giữa hai nhóm này có sự khác biệt thì sự khác biệt đó chính là tác động của chính sách. Tuy nhiên, một giả định quan trọng của phƣơng pháp DID là hai nhóm tham gia và đối chứng phải có đặc điểm tƣơng tự nhau vào thời điểm trƣớc khi áp dụng chính sách để đảm bảo kết quả đầu ra của hai nhóm này sẽ có xu hƣớng biến thiên giống nhau theo thời gian nếu nhƣ không có chính sách; qua đó có đƣợc sự đánh giá chính xác tác động của chính sách áp dụng. 3.2. Kết hợp phƣơng pháp khác biệt trong khác biệt và hồi quy OLS Để đánh giá tác động của tín dụng từ Agribank đến mức sống của các hộ gia đình ở nông thôn Việt Nam, đề tài sử dụng phƣơng pháp khác biệt trong khác biệt (DID) với hai nhóm hộ gia đình đƣợc lựa chọn phù hợp với giả định của phƣơng pháp này. Trong đó, nhóm tham gia bao gồm những hộ gia đình sống ở vùng nông thôn đều đƣợc điều tra trong VHLSS 2006 và VHLSS 2008, đồng thời là những hộ trả lời có vay vốn Agribank vào năm 2006 trong VHLSS 2006. Nhóm đối chứng là những hộ gia đình sống ở vùng nông thôn nhƣng không tham gia vay vốn Agribank (hay bất cứ nguồn nào) trong cả hai cuộc điều tra nói trên. Tuy nhiên, mức sống của các hộ gia đình ở nông thôn là hàm đa biến, phụ thuộc vào nhiều yếu tố khác, bên cạnh yếu tố tín dụng. Chính vì vậy, đánh giá tác động của tín dụng đối với mức sống hộ gia đình sẽ chính xác hơn khi sử dụng thêm các yếu tố này làm biến kiểm soát. Do vậy, đề tài kết hợp sử dụng phƣơng pháp hồi qui OLS và DID để đánh giá tác động của tín dụng từ Agribank tới mức sống hộ gia đình ở nông thôn Việt Nam. Mô hình kinh tế lƣợng đƣợc áp dụng là: Yit = 0 1 2 3 4 itβ +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 D=0: Hộ khảo sát thuộc nhóm đối chứng 20 T=1: Hộ khảo sát trong năm 2008 T=0: Hộ khảo sát trong năm 2006 D*T: Biến tƣơng tác của hai biến giả D và T Zit: là các biến kiểm soát, bao gồm các nhóm biến phản ánh đặc trƣng của chủ hộ, đặc trƣng của hộ gia đình và đặc trƣng của cộng đồng và vùng địa lý đối với hộ i tại thời điểm t. Tiến hành hồi quy OLS, ta có ƣớc lƣợng mức sống của các hộ gia đình nhƣ sau: Với D=0 và T=0, mức sống của hộ thuộc nhóm đối chứng vào năm 2006 là: E(Y00) = it0 4β +β Z   Với D=1 và T=0, mức sống của hộ thuộc nhóm tham gia vào năm 2006 là: E(Y10) = it0 1 4β +β +β Z    Sự khác biệt mức sống giữa hai nhóm hộ vào năm 2006 là: E(Y10) – E(Y00) = 1β  Với D=0, T=1, mức sống của hộ thuộc nhóm đối chứng, năm 2008 là: E(Y01) = it0 2 4β +β +β Z    Với D=1, T=1, mức sống của hộ thuộc nhóm tham gia vào năm 2008 là: E(Y11) = it0 1 2 3 4β +β +β +β +β Z      Sự khác biệt mức sống giữa hai nhóm hộ vào năm 2008 là: E(Y11)–E(Y01)= 1 3β +β   Do đó, tác động của tín dụng từ Agribank lên mức sống của các hộ là: DID = [E(Y11) –E(Y01 )] – [E(Y10) – E(Y00)] = 3β  Nhƣ vậy, việc kết hợp phƣơng pháp hồi quy OLS và DID sẽ cho chúng ta biết tín dụng từ Agribank có tác động tích cực tới mức sống của các hộ gia đình ở nông thôn Việt Nam hay không và nếu có thì mức độ tác động là nhƣ thế nào. Qua đó, chúng ta sẽ có những can thiệp nhất định nhằm nâng cao mức sống cho ngƣời dân vùng nông thôn. 21 3.3. Định nghĩa biến trong mô hình 3.3.1. Biến phụ thuộc Theo Vũ Triều Minh (1999), thƣớc đo hay đƣợc sử dụng nhất để đo lƣờng mức sống là thu nhập bình quân đầu ngƣời. Tuy nhiên, mức thu nhập dựa trên các cuộc khảo sát thƣờng đƣợc ngƣời phỏng vấn khai thấp hơn thực tế, mặt khác nó biến động khá nhiều qua các năm nên không thể đƣa ra một bức tranh tốt về điều kiện kinh tế cơ bản của hộ gia đình. Do đó, bên cạnh thu nhập, một thƣớc đo khác đƣợc sử dụng là chi tiêu bình quân quân đầu ngƣời. Chi tiêu ít bị khai thấp hơn thu nhập và tƣơng đối ổn định qua các năm, do đó phản ánh mức sống tốt hơn. Căn cứ vào cơ sở lý thuyết và dựa trên kết quả nghiên cứu của Kondo và đ.t.g (2007) tại Philippin, nghiên cứu của Khandker (2005) ở Bangladesh, đề tài sử dụng ba biến phụ thuộc là: thu nhập bình quân đầu ngƣời (INCOME), chi tiêu đời sống bình quân đầu ngƣời (EXPEND) và chi lƣơng thực bình quân đầu ngƣời (FOOD) để đại diện cho mức sống hộ gia đình. Các chỉ tiêu này đều là những chỉ tiêu thực, đã đƣợc tiến hành khử lạm phát để có sự đánh giá chính xác trong việc xem xét mức sống của ngƣời dân vùng nông thôn. 3.3.2. Các biến độc lập Dựa trên khung phân tích đã trình bày ở trên, tác giả dự kiến sẽ đƣa vào mô hình hồi quy các biến độc lập sau: Bảng 3.1: Các biến độc lập dự kiến đƣa vào mô hình hồi quy Ký hiệu Định nghĩa Đơn vị tính Dấu kỳ vọng CREDIT Biến dummy về nhóm hộ, =1 nếu hộ thuộc nhóm tham gia (có vay vốn Agribank), =0 nếu hộ thuộc nhóm đối chứng (không vay vốn) + T Biến dummy về thời điểm khảo sát, =1 nếu khảo sát năm 2008, =0 nếu khảo sát năm 2006 + T*CREDIT Biến tƣơng tác giữa nhóm hộ và thời điểm khảo sát, hệ số ƣớc lƣợng của biến này thể hiện tác động của tín dụng từ Agribank tới mức sống các hộ ở nông thôn + 22 SEX Giới tính của chủ hộ, =1 nếu là nam, =0 nếu là nữ +/- AGE Tuổi của chủ hộ Tuổi + HHSIZE Quy mô hộ (số nhân khẩu trong hộ) Ngƣời - ETHNIC Dân tộc của chủ hộ, =1 nếu là dân tộc Kinh hoặc Hoa, =0 nếu là dân tộc khác + POOR Biến dummy về yếu tố nghèo, =1 nếu hộ không nghèo, =0 nếu là hộ nghèo - LAND Diện tích đất sản xuất của hộ M2 + NONFARM Số lao động phi nông nghiệp trong hộ Ngƣời + NORTH Biến dummy về vùng miền, =1 nếu hộ thuộc miền Bắc, =0 nếu hộ thuộc miền khác (miền Trung, Nam) + SOUTH Biến dummy về vùng miền, =1 nếu hộ thuộc miền Nam, =0 nếu hộ thuộc miền khác (miền Bắc, Trung) + PRIMARY Biến dummy về trình độ giáo dục cao nhất của chủ hộ, =1 nếu là tốt nghiệp tiểu học, =0 nếu là trình độ khác + SECONDARY Biến dummy về trình độ giáo dục cao nhất của chủ hộ, =1 nếu là tốt nghiệp THCS, =0 nếu là trình độ khác + HIGHSCHOOL Biến dummy về trình độ giáo dục cao nhất của chủ hộ, =1 nếu là tốt nghiệp THPT, =0 nếu là trình độ khác + COLLEGE Biến dummy về trình độ giáo dục cao nhất của chủ hộ, =1 nếu tốt nghiệp từ cao đẳng trở lên, =0 nếu là trình độ khác + DEPEND Tỷ lệ phụ thuộc của hộ (số ngƣời phụ thuộc trên một lao động) - ROAD Biến dummy về giao thông vùng, =1 nếu có đƣờng ô tô qua thôn nơi hộ sinh sống, =0 nếu không có đƣờng ô tô qua thôn nơi hộ sinh sống + MARKET Biến dummy về yếu tố họp chợ trong vùng, =1 nếu chợ họp thƣờng xuyên, =0 nếu chợ không họp thƣờng xuyên + CAREER Biến dummy về nghề thủ công, =1 nếu hộ sống ở vùng có nghề thủ công, =0 nếu hộ sống ở vùng không có nghề thủ công + 23 3.4. Mô tả dữ liệu Đề tài nghiên cứu sử dụng bộ số liệu từ hai cuộc điều tra mức sống hộ gia đình VHLSS năm 2006 và 2008. Cả hai bộ dữ liệu này đều đƣợc thực hiện trên 9189 hộ gia đình, với 4418 hộ tham gia cả hai cuộc điều tra. Trong đó có 3388 hộ sống ở vùng nông thôn và không có sự di cƣ trong hai năm khảo sát. Trong số 3388 hộ này, có 249 hộ trả lời có vay vốn Agribank tại thời điểm năm 2006 trong cuộc điều tra năm 2006, và có 1194 hộ trả lời không vay vốn từ bất kỳ nguồn nào trong cả hai cuộc điều tra trên. Để tiến hành đánh giá tác động của tín dụng từ Agribank tới mức sống hộ gia đình ở nông thôn Việt Nam, đề tài sử dụng 249 hộ gia đình ở trên làm nhóm tham gia. Dựa trên kết quả thống kê mô tả các đặc trƣng của nhóm tham gia (chi tiết Phụ lục 1), trong số 1194 hộ không vay vốn trong cả hai năm, đề tài chọn ra đƣợc 245 hộ làm nhóm đối chứng, có các đặc điểm tƣơng tự với nhóm tham gia về thu nhập, chi tiêu, tuổi tác, giới tính, đất đai sở hữu, dân tộc, vùng miền sinh sống.... Điều này sẽ bảo đảm thỏa mãn giả định quan trọng của phƣơng pháp DID là mức sống của hai nhóm có xu hƣớng vận động giống nhau nếu không có sự tham gia vay vốn, từ đó ta sẽ đánh giá chính xác đƣợc tác động của tín dụng từ Agribank tới mức sống của hộ. Thống kê mô tả cho thấy có sự khác biệt về các chỉ tiêu, đặc biệt thu nhập, chi tiêu đời sống và chi lƣơng thực bình quân đầu ngƣời giữa các nhóm hộ trong năm 2006. Tuy nhiên, để có thể kết luận thật sự có khác biệt giữa hai nhóm hay không, cần phải thực hiện kiểm định với giả thuyết: H0: không có sự khác biệt giữa 2 nhóm (Giá trị trungbìnhtg=Giá trị trung bìnhdc) H1: có sự khác biệt giữa 2 nhóm (Giá trị trungbìnhtg≠Giá trị trungbìnhdc) Kết quả cho thấy, ở mức ý nghĩa thống kê 5%, không thể bác bỏ giả thuyết cho rằng không có sự khác biệt giữa nhóm tham gia và nhóm đối chứng. Hay nói cách khác, ở thời điểm năm 2006, hai nhóm này có các đặc điểm khá tƣơng đồng nhau, thể hiện chi tiết ở bảng dƣới đây: 24 Bảng 3.2: Thống kê mô tả các biến sử dụng và kiểm định sự khác biệt giữa nhóm tham gia và nhóm đối chứng năm 2006 Chỉ tiêu Nhóm tham gia Nhóm đối chứng T-test* Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Số quan sát INCOME 620.205 538.919 249 657.159 613.918 245 0.711 EXPEND 406.414 436.664 249 388.780 261.891 245 -0.545 FOOD 204.763 95.239 249 205.434 97.641 245 0.077 AGE 47.189 10.960 249 48.792 13.570 245 1.443 SEX 0.847 0.360 249 0.829 0.378 245 -0.566 PRIMARY 0.337 0.474 249 0.347 0.477 245 0.224 SECONDARY 0.317 0.466 249 0.294 0.456 245 -0.563 HIGHSCHOOL 0.076 0.266 249 0.102 0.303 245 1.002 COLLEGE 0.020 0.141 249 0.020 0.142 245 0.026 HHSIZE 4.759 1.752 249 4.506 1.874 245 -1.549 DEPEND 0.540 0.488 249 0.607 0.515 245 1.500 NONFARM 0.490 0.741 249 0.441 0.702 245 -0.757 POOR 0.908 0.290 249 0.886 0.319 245 -0.799 LAND 22655.317 59507.436 249 19279.633 48501.055 245 -0.692 ETHNIC 0.835 0.372 249 0.837 0.370 245 0.042 ROAD 0.133 0.340 249 0.143 0.351 245 0.332 MARKET 0.124 0.331 249 0.151 0.359 245 0.854 CAREER 0.052 0.223 249 0.078 0.268 245 1.142 NORTH 0.285 0.452 249 0.294 0.456 245 0.214 SOUTH 0.474 0.500 249 0.420 0.495 245 -1.195 Ghi chú: *các giá trị thống kê đều có ý nghĩa ở mức 5% 25 3.5. Chiến lƣợc xây dựng mô hình Để xác định đƣợc mô hình ƣớc lƣợng phù hợp, đề tài tiến hành xây dựng theo chiến lƣợc nhƣ sau: Thứ nhất, hồi quy mô hình cơ bản (sử dụng các biến giải thích: CREDIT, T và T*CREDIT) để xác định xem khi không có tác động của các yếu tố khác, tín dụng từ Agribank có tác động tới mức sống hộ gia đình ở nông thôn theo thời gian hay không. Thứ hai, tiến hành xây dựng mô hình mở rộng (có sự tác động của các yếu tố khác ngoài tín dụng) theo phƣơng pháp “top-down approach”, từ tổng quát đến đơn giản. Cụ thể: Bƣớc 1: Dựa trên khung lý thuyết và các nghiên cứu trƣớc, bằng hồi quy tuyến tính với tất cả các biến liên quan đã liệt kê ở trên, đƣa ra mô hình tổng quát ban đầu. Bƣớc 2: Đánh giá sự phù hợp của mô hình căn cứ vào tiêu chuẩn P-value, R2 và R2 điều chỉnh; loại bỏ các biến không có ý nghĩa thống kê ra khỏi mô hình; đồng thời sử dụng kiểm định Test trong Stata để lựa chọn mô hình “tốt nhất”. Bƣớc 3: Kiểm tra và khắc phục sự vi phạm những giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính nhƣ đa cộng tuyến, phƣơng sai sai số thay đổi. 26 CHƢƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1. Tác động của tín dụng Agribank tới thu nhập hộ gia đình ở nông thôn Đề tài tiến hành đánh giá tác động của tín dụng Agribank tới mức sống hộ gia đình ở nông thôn Việt Nam thông qua tiêu chí đầu tiên, đó là thu nhập thực bình quân đầu ngƣời hộ. Số liệu cho thấy thu nhập thực bình quân có phân phối lệch (chi tiết Phụ lục 2), điều này sẽ làm cho biến phụ thuộc (thu nhập thực bình quân) có xu hƣớng thay đổi nhiều khi biến giải thích tăng (hoặc giảm) và dễ kéo theo hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi. Do đó, đề tài sử dụng giá trị logarit của biến thu nhập thực bình quân để giải quyết vấn đề này. Vì vậy, mô hình hồi quy cơ bản sẽ có dạng hàm Log-Lin (Mô hình 1.1): LogINCOMEit=β0 + β1.CREDIT + β2.T + β3.(TxCREDIT) + it (4.1) Kết quả hồi quy Mô hình 1.1 cho thấy ở mức ý nghĩa 1%, thu nhập thực bình quân đầu ngƣời của hộ có sự gia tăng từ năm 2006 tới năm 2008. Tuy nhiên, biến tín dụng CREDIT và biến tƣơng tác (TxCREDIT) hay biến đo lƣờng khác biệt trong khác biệt không có ý nghĩa thống kê (P-value=48%). Điều đó có nghĩa là mô hình không chứng minh đƣợc rằng có sự khác biệt về thu nhập bình quân đầu ngƣời hộ giữa nhóm hộ vay tín dụng Agribank và nhóm hộ không vay từ bất kỳ nguồn nào. Đồng thời, R2 và R2 điều chỉnh của mô hình đều có giá trị thấp, khoảng 8% cũng cho thấy mức độ phù hợp của mô hình là không cao. Mặt khác, nhƣ chúng ta đã biết, thu nhập của hộ gia đình còn phụ thuộc vào nhiều yếu tố khác, bên cạnh tín dụng. Do đó, đề tài tiến hành hồi quy mô hình mở rộng (Mô hình 1.2): LogINCOMEit = β4 + β5.CREDIT + β6.T + β7.(TxCREDIT) + βi.Zit + it (4.2) Trong đó, Zi là các biến độc lập thể hiện các nhân tố liên quan đến đặc trƣng của chủ hộ, hộ gia đình, của cộng đồng và vùng địa lý đƣa thêm vào mô hình theo thời gian. Giống nhƣ mô hình hồi quy cơ bản, ở Mô hình 1.2 này, kết quả cũng cho thấy rằng thu nhập thực bình quân đầu ngƣời của các hộ gia đình ở nông thôn Việt Nam đều có sự gia tăng theo thời gian và có ý nghĩa về mặt thống kê. Nhƣng biến thể hiện tác động khác biệt kép (TxCREDIT) lại không có ý nghĩa thống kê (P-value=27%). Nói cách khác, mô hình mở rộng cũng đã chứng minh rằng không có sự khác biệt về thu nhập thực bình quân đầu ngƣời giữa hai nhóm hộ. 27 Nhƣ vậy, có thể khẳng định rằng, tín dụng từ Agribank không có tác động đáng kể tới thu nhập của ngƣời dân sống ở vùng nông thôn trong giai đoạn 2006-2008. Ngoài ra, Mô hình 1.2 cũng cho thấy các y