Ảnh hưởng của hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp của nông hộ trồng lúa ở đồng bằng sông Cửu Long

Nội dung text: Ảnh hưởng của hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp của nông hộ trồng lúa ở đồng bằng sông Cửu Long

1. Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020 ẢNH HƯỞNG CỦA HẠN CHẾ TÍN DỤNG ĐẾN LƯỢNG TIỀN MUA CHỊU VẬT TƯ NƠNG NGHIỆP CỦA NƠNG HỘ TRỒNG LÚA Ở ĐỒNG BẰNG SƠNG CỬU LONG EFFPECT OF CREDIT RATIONING ON THE AMOUNT OF MONEY DELAYED PAYMENTS IN THE AGRICULTURAL INPUT PURCHASES BY RICE HOUSEHOLDS IN MEKONG DELTA Cao Văn Hơn1 và Lê Khương Ninh2 1Khoa Kinh Tế, Trường Đại học An Giang; 2Khoa Kinh Tế, Trường Đại học Cần Thơ cvanhon@gmail.com Tĩm tắt Bài viết ước lượng ảnh hưởng của hạn chế tín dụng (HCTD) đến lượng tiền mua chịu vật tư nơng nghiệp của nơng hộ trên cơ sở dữ liệu sơ cấp được thu thập từ 1.168 nơng hộ được chọn ngẫu nhiên ở các tỉnh (thành) thuộc Đồng bằng sơng Cửu Long (ĐBSCL). Bước 1 của phương pháp ước lượng PSM với hồi quy Probit cho thấy, các yếu tố như giá trị đất, thu nhập, học vấn, giới tính của chủ hộ và khoảng cách đến tổ chức tín dụng (TCTD) cĩ ảnh hưởng đến khả năng bị HCTD của nơng hộ. Kết quả phân tích ở Bước 2 của phương pháp PSM sử dụng điểm xu hướng tính tốn được ở Bước 1 chỉ rõ, lượng tiền mua chịu tăng khi nơng hộ bị HCTD. Ngồi ra, khi mức độ HCTD giảm, lượng tiền mua chịu của nơng hộ cĩ xu hướng giảm. Từ khĩa: Đồng bằng sơng Cửu Long, hạn chế tín dụng, nơng hộ, mua chịu, PSM. Abstract This paper estimates the impact of credit rationing on the amount of deferred payment of rice farmer in Mekong River Delta (MRD) using a primary data set randomly collected from 1.168 rice farmer at various provinces (cities) in the MRD. The first step of the PSM method with Probit estimator reveals that land value, income, education, gender of the household head and distance to credit institutions having effpects on credit rationing facing of households. The second step of the PSM method using the propensity scores estimated from the first step shows that the amount of deferred payment increases when the household is credit rationed. In addition, when the credit rationing level decreases, the amount of deferred payment of rice farmer tends to decrease. Keywords: Credit rationing, input, MRD, Probit, PSM, rice farmer. 1. Giới thiệu Khi cần vốn để sản xuất, nhiều nơng hộ thường tìm đến các tổ chức tín dụng chính thức bởi sức hút của lãi suất thấp. Tuy nhiên, thực tế cho thấy khơng phải ai cĩ nhu cầu cũng đều được các tổ chức tín dụng đáp ứng đầy đủ. Nĩi cách khác, trong số những người xin vay, chỉ một số vay được tồn bộ, một số vay được một phần nhu cầu và số cịn lại bị từ chối hồn tồn (nghĩa là bị hạn chế tín dụng), mặc dù sẵn sàng chấp nhận lãi suất cao hơn. Nếu bị hạn chế tín dụng, nơng hộ sẽ gặp khĩ khăn do thiếu vốn đầu tư cho sản xuất nên khơng thể cải thiện thu nhập và nâng cao chất lượng cuộc sống. Khi đĩ, mua chịu (trả chậm) vật tư nơng nghiệp được xem như là một hình thức tín dụng thay thế rất cĩ lợi cho các nơng hộ vì giúp họ nhanh chĩng cĩ ngay vật tư để phục vụ cho sản xuất. Ngược lại, hình thức tín dụng này cĩ lãi suất cao làm cho nơng hộ vốn đã khĩ khăn càng khĩ khăn hơn. Mặc dù lãi suất cao nhưng mua chịu vật tư được rất nhiều nơng hộ lựa chọn, đặc biệt là nơng hộ ở Đồng bằng sơng Cửu Long (ĐBSCL). Kết quả là cĩ sự tồn tại song song giữa tín dụng chính thức và tín dụng phi chính thức (mua chịu vật tư nơng nghiệp). Theo Floro và Ray (1997), mối quan hệ giữa tín dụng chính thức và mua chịu vật tư nơng nghiệp cĩ thể tồn tại theo hai cơ chế là thay thế hoặc bổ sung. Nếu là quan hệ thay thế thì các ngân hàng cạnh tranh trực tiếp với các nhà cung cấp vật tư nơng nghiệp. Người vay cố gắng cĩ được các khoản vay đầu tiên từ thị trường chính thức và sau đĩ nhu cầu vượt quá của họ tràn vào thị trường phi chính thức (mua chịu). Người vay khơng vay được từ nguồn tín dụng chính thức sẽ tăng khoản vay từ những người bán chịu vật tư nơng nghiệp. Nếu quan hệ bổ sung thì người bán chịu vật tư và tổ chức tín dụng chính thức khơng cạnh tranh trực tiếp với nhau 90
2. Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020 (Floro và Ray, 1997). Chẳng hạn, trong nơng nghiệp mua chịu vật tư là cách duy nhất nơng hộ cĩ sẵn đầu vào để sử dụng đúng chu kỳ cây trồng, trong khi tín dụng chính thức sẽ khơng cĩ sẵn (Gupta và Chaudhuri, 1997) và phục vụ cho các nhu cầu cĩ thể định trước. Sự hiểu biết tốt về mối quan hệ giữa tín dụng chính thức và mua chịu vật tư nơng nghiệp sẽ giúp nơng hộ dễ dàng lựa chọn phương pháp nguồn vốn phù hợp cho sản xuất. Từ đĩ, nơng hộ đạt hiệu quả sản xuất cao, tăng thu nhập và cải thiện cuộc sống. Tuy nhiên, rất ít nghiên cứu cho lĩnh vực này do đĩ bài viết “Ảnh hưởng của hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nơng nghiệp của nơng hộ trồng lúa ở ĐBSCL” được thực hiện nhằm tạo sự hiểu biết tốt hơn về mối quan hệ giữa tín dụng chính thức và mua chịu vật tư của nơng hộ. Từ đĩ, bài viết đề xuất chính sách hỗ trợ tốt hơn cho nơng hộ. 2. Lý thuyết về mối quan hệ giữa tín dụng chính thức và phi chính thức Mối quan hệ giữa tín dụng chính thức và phi chính thức được quan tâm đầu tiên bởi Floro và Ray (1997), họ cho rằng các tổ chức tín dụng chính thức và khơng chính thức cĩ thể là bổ sung hoặc thay thế. Nếu mối quan hệ là thay thế, các ngân hàng khu vực chính thức cạnh tranh trực tiếp với người cho vay khơng chính thức. Chẳng hạn, thương nhân và cơng ty cung ứng đầu vào (chủ đại lý vật tư nơng nghiệp). Khi đĩ, người vay trước tiên cố gắng vay tiền từ thị trường chính thức, nhưng nhu cầu của họ quá lớn buộc chuyển sang mua chịu vật tư nơng nghiệp. Nếu các khoản vay chính thức và mua chịu vật tư là thay thế, cĩ thể được giải thích theo ba cách (Guirkinger, 2008). Đầu tiên, nơng hộ khơng đủ tài sản thế chấp bị loại trừ khỏi thị trường tín dụng chính thức nên tìm đến mua chịu vật tư nơng nghiệp, bởi vì những chủ đại lý chấp nhận bán chịu dựa vào sàng lọc và giám sát thơng tin thay vì thế chấp. Do đĩ, người vay thiếu khả năng tiếp cận tín dụng chính thức sẽ thể hiện nhu cầu cao hơn về mua chịu vật tư nơng nghiệp (Bell và cộng sự., 1997b; Kochar, 1997; Peterson và Rajan, 1997; Nilsen, 2002; Huyghebaert, 2006), trong khi người vay cĩ khả năng tiếp cận tín dụng chính thức thì cĩ nhu cầu mua chịu ít hơn (Howorth và Reber, 2003). Theo lý thuyết này, mua chịu sẽ là nguồn tín dụng cuối cùng (Giné, 2010). Thứ hai, người bán chịu cĩ thể cĩ lợi thế so với các ngân hàng bởi vì họ cĩ thể quản lý thơng tin khách hàng tốt hơn (Jain, 1999; Conning, 2001), giúp giảm thiểu rủi ro về động cơ lệch lạc của người vay (Aaronson và cộng sự, 2004; Giannetti và cộng sự, 2004) và cho phép họ thực thi các hợp đồng một cách hiệu quả. Do đĩ, người bán chịu thực sự thích hợp hơn người cho vay chính thức, bởi vì các khoản mua chịu của nơng hộ cĩ thể rẻ hơn so với đi vay ở tín dụng chính thức (Chung, 1995; Mushinski, 1999). Lý thuyết này cũng cho thấy, chi phí giao dịch cao liên quan đến các ứng dụng cho vay trong khu vực chính thức cĩ thể khơng khuyến khích nơng dân thực hiện các khoản vay. Nếu chi phí giao dịch liên quan đến mua chịu thấp hơn tín dụng chính thức thì khách hàng tìm kiếm các đại lý để mua chịu. Thứ ba, các khoản mua chịu cĩ thể thích hợp hơn các khoản vay chính thức vì sự khác biệt về rủi ro bởi chủ đại lý vật tư thường cĩ thơng tin tốt hơn về các hoạt động và đặc điểm của nơng hộ nên các hợp đồng thường bỏ qua tài sản thế chấp và ít rủi ro hơn cho người cho vay. Đối với hầu hết nơng dân, đất đai là tài sản quý giá nhất mà họ sở hữu, và họ khơng sẵn sàng cầm cố nĩ làm tài sản thế chấp. Do đĩ, họ cĩ thể tránh các khoản vay chính thức và tìm kiếm phi chính thức (mua chịu vật tư nơng nghiệp). Tuy nhiên, mối quan hệ giữa người cho vay chính thức và chủ đại lý vật tư cũng cĩ thể theo chiều dọc (bổ sung). Khi đĩ, thị trường mua bán chịu tồn tại do việc cung cấp tín dụng chính thức khơng đủ về mặt trả nợ hoặc vì tín dụng chính thức khơng cĩ sẵn trong các trường hợp cụ thể, chẳng hạn như vào đầu chu kỳ cây trồng (Gupta và Chaudhuri, 1997). Mối quan hệ bổ sung này là hợp lý nếu mua bán chịu vật tư cĩ sẵn tại các thời điểm khác nhau. Đầu vào sản xuất cần thiết trong các trường hợp cấp bách của quy trình sản xuất cĩ thể được đáp ứng bằng cách mua chịu vật tư, nhưng đầu vào cần thiết cĩ thể dự báo trước trong các giai đoạn sản xuất cĩ thể được tài trợ bằng tín dụng chính thức. Chẳng hạn, trong một mùa vụ, tín dụng phi chính thức cĩ thể được sử dụng để tài trợ cho mua thuốc bảo vệ thực vật hoặc phân bĩn, trong khi tín dụng chính thức được dành cho các khoản vay sản xuất cĩ 91
3. Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020 thể biết trước như mua giống, chuẩn bị đất. Thứ hai, chi phí tiền thuê lao động cĩ thể được đáp ứng trước khi vụ mùa bắt đầu thơng qua tín dụng chính thức. Sau đĩ, tín dụng phi chính thức phục vụ cho yếu tố đầu vào phi lao động. Trong trường hợp này, mối quan hệ bổ sung giữa lao động và đầu vào phi lao động tương tự mối quan hệ giữa tín dụng chính thức và mua chịu vật tư. Cuối cùng, mối quan hệ bổ sung cĩ thể xảy ra khi các tổ chức tài chính chính thức cĩ các điều khoản hồn trả cứng nhắc khơng tương ứng với dịng tiền của dự án nơng nghiệp. Hầu hết những người cho vay chính thức yêu cầu thanh tốn cố định hàng tháng khơng phù hợp với nhu cầu và dịng tiền của hầu hết nơng hộ (chỉ tập trung dịng tiền trong thời kỳ thu hoạch). Trên cơ sở lý thuyết vừa trình bày, hình thành mơ hình thực nghiệm sau: Muachiu = α + α hanchetindung + x β + u i 0 1 i i i (1) Trong đĩ, Muachiui là lượng tiền mà nơng hộ i mua chịu vật tư nơng nghiệp được tính bằng triệu đồng. hanchetindungi là biến giả chỉ khả năng hạn chế tín dụng của nơng hộ, biến này nhận giá trị bằng 1 nếu nơng hộ bị hạn chế tín dụng và nhận giá trị bằng 0 nếu ngược lại. xi là biến kiểm sốt và ui là sai số. Trong trường hợp này, kết quả cần quan tâm là dấu của hệ số α1 , nếu hệ số này mang dấu dương (+) thì mua chịu và vay chính thức là hai yếu tố thay thế, ngược lại, sẽ là hai yếu tố bổ sung nhau. Biến hạn chế tín dụng cĩ khả năng là nội sinh (Conning và Udry, 2007; Giné, 2010), do nhu cầu tín dụng chính thức và mua chịu vật tư cĩ thể bị ảnh hưởng bởi cùng một tập hợp các yếu tố khơng quan sát được. Nơng hộ giàu sẽ ít bị hạn chế tín dụng và cũng ít nhu cầu vay phi chính thức. Tương tự, những nơng hộ sở hữu nhiều đất hơn cĩ khả năng ít bị HCTD hơn và cĩ nhu cầu lớn hơn đối với các khoản vay phi chính thức. Ngược lại, nơng dân cĩ ít đất sẽ hạn chế tín dụng và cĩ ít nhu cầu tín dụng phi chính thức. Do đĩ, để kiểm sốt cho vấn đề nội sinh của biến hạn chế tín dụng, bài viết sử dụng phương pháp PSM để đo lường. Phương pháp ước lượng Propensity score matching (PSM) – ghép cặp điểm xu hướng – được sử dụng phổ biến trong nhiều nghiên cứu thực nghiệm, chẳng hạn như Bento và cộng sự (2007), Roberts và Key (2008), Beiggenman và cộng sự (2009), Pufahl và Weiss (2009) và Katchova (2010). Ưu điểm của phương pháp ước lượng PSM là kiểm sốt được hiện hượng nội sinh và sai lệch khi chọn mẫu. PSM là kỹ thuật được sử dụng để tạo ra nhĩm can thiệp và nhĩm đối chứng tương đồng dựa vào giá trị xác suất dự đốn (propensity score) của mỗi cá thể. Giá trị xác suất dự đốn được xác định trên cơ sở các đặc điểm của từng cá thể bằng phương pháp ước lượng Probit. Sau đĩ, mỗi cá thể trong nhĩm can thiệp sẽ được ghép cặp (matching) với một cá thể trong nhĩm đối chứng cĩ xác suất dự đốn gần giống nhau để so sánh. Khác biệt giữa cá thể trong nhĩm can thiệp và cá thể nhĩm đối chứng chính là tác động của hiện tượng đang được quan tâm (đĩ là, mua chịu vật tư trong trường hợp của bài viết này). 3. Phương pháp nghiên cứu 3.1. Phương pháp thu thập dữ liệu Bài viết sử dụng dữ liệu sơ cấp được thu thập thơng qua phỏng vấn trực tiếp chủ hộ của các nơng hộ trồng lúa ở các tỉnh (thành) thuộc ĐBSCL. Tỷ trọng nơng hộ ở từng tỉnh (thành) chiếm trong tổng số mẫu được xác định căn cứ vào tỷ trọng diện tích trồng lúa của từng địa phương trong tổng diện tích trồng lúa của tồn vùng ĐBSCL. Ở mỗi tỉnh (thành), tác giả chọn ba huyện lần lượt cĩ diện tích lúa lớn nhất, trung bình và nhỏ nhất để tiến hành khảo sát. Để xây dựng hệ thống dữ liệu phản ánh đầy đủ thực trạng sản xuất lúa của nơng hộ, nhĩm tác giả soạn sẵn bảng câu hỏi và tiến hành khảo sát thử. Sau khảo sát thử, bảng câu hỏi được chỉnh sửa nhằm khắc phục sai sĩt và hình thành bản chính thức để sử dụng. Tuy nhiên, do khĩ khăn khi khảo sát (khơng tiếp cận được chủ hộ, chủ hộ từ chối trả lời và thơng tin cung cấp khơng đầy đủ hay thiếu độ chính xác) nên mẫu khảo sát được sử dụng trong bài gồm 1.168 nơng hộ. Trong đĩ 118 nơng hộ ở An Giang (chiếm 10,1% tổng số), 76 ở Bạc Liêu 92
4. Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020 (6,51%), 87 ở Cà Mau (7,45%), 116 ở Cần Tơ (9,93%), 100 ở Hậu Giang (8,56%), 94 ở Kiên Giang (8,05%), 269 ở Sĩc Trăng (23,03%), 112 ở Tiền Giang (9,59%), 104 ở Trà Vinh (8,90%) và 92 ở Vĩnh Long (7,88%). 3.2. Phương pháp phân tích Phương pháp ước lượng Propensity score matching (PSM) – ghép cặp điểm xu hướng – được sử dụng để ước lượng ảnh của hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nơng nghiệp của nơng hộ thơng qua hai bước. Bước 1. Sử dụng hồi quy Probit để ước lượng các yếu tố ảnh hưởng đến hạn chế tín dụng đối với nơng hộ để xác định điểm xu hướng. Bước 2 tiến hành ghép cặp các nơng hộ bị hạn chế và khơng bị hạn chế tín dụng cĩ điểm xu hướng gần nhau để tính tác động trung bình (ATT) của sự việc nơng hộ bị hạn chế và khơng bị hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư của nơng hộ. Đây chính là sự khác biệt trung bình giữa nhĩm bị hạn chế và nhĩm khơng bị hạn chế trong mẫu quan sát thơng qua điểm số xu hướng. 3.3. Mơ hình nghiên cứu thực nghiệm về các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng bị hạn chế tín dụng của nơng hộ trồng lúa Như đề cập ở phần trên, để xác định điểm xu hướng (propensity score) trước tiên phải xây dựng mơ hình thực nghiệm về ảnh hưởng của các yếu tố đến hạn chế tín dụng của nơng hộ. Thực tế cho thấy, một trong những điều kiện tiên quyết của các TCTD trong quyết định cho vay là tài sản thế chấp. Tài sản thế chấp cĩ hai chức năng, đĩ là giúp TCTD bù đắp thiệt hại nếu người vay khơng trả nợ và hạn chế động cơ khơng trả nợ của người vay. Khi thế chấp tài sản, người vay phát tín hiệu về trách nhiệm sử dụng hiệu quả vốn vay bởi nếu thất bại thì sẽ mất tài sản, qua đĩ giúp TCTD giảm thiểu rủi ro khơng thu hồi được nợ nên sẽ cĩ động cơ giảm lãi suất để khích lệ nơng hộ vay nhiều hơn (Berger và cộng sự, 2011). Ngồi ra, đất sản xuất cịn giúp nơng hộ sử dụng tiền vay đúng mục đích và tạo ra thu nhập để trả nợ. Do đĩ, nơng hộ cĩ nhiều đất sẽ ít bị hạn chế tín dụng (Fletschner, 2009). Thu nhập đĩng vai trị tích cực trong việc giảm thiểu tình trạng hạn chế tín dụng đối với nơng hộ. Thật vậy, các TCTD phải đối mặt với rủi ro khơng thu hồi được nợ bởi nơng hộ khơng đủ năng lực trả nợ. Nơng hộ cĩ thu nhập cao thường sử dụng hiệu quả vốn vay nên dễ trả nợ và ít bị hạn chế tín dụng (Feder và cộng sự, 1990). Bên cạnh đĩ, trong hầu hết trường hợp nơng hộ cĩ thu nhập cao ưu tiên sử dụng vốn tự cĩ với chi phí sử dụng vốn thấp, đặc biệt là ở các nước với hệ thống tín dụng kém phát triển nên chi phí giao dịch cao (Fischer và cộng sự, 2019). Do đĩ, thu nhập cao sẽ giúp nơng hộ giảm thiểu được tình trạng hạn chế tín dụng. Nơng hộ cư trú lâu năm ở địa phương thường ít bị hạn chế tín dụng hay dễ được chấp nhận cho vay bởi các TCTD cĩ nhiều thơng tin hơn về họ để thẩm định năng lực tài chính và ý định trả nợ nhằm giảm thiểu mức độ thơng tin bất đối xứng (Kislat và cộng sự, 2017). Đồng thời, theo các nghiên cứu về vốn xã hội (social capital) như Abbink và cộng sự (2006), Dufhues và cộng sự (2012) và Shoji và cộng sự (2012), TCTD cũng cĩ nhiều thời gian hơn để xây dựng mối quan hệ (cả chính thức lẫn phi chính thức) và cơ chế ràng buộc đối với các nơng hộ cư trú ở địa phương lâu năm nhằm thúc đẩy họ trả nợ. Tương tự, tuổi của chủ hộ cũng ảnh hưởng đến hạn chế tín dụng đối với nơng hộ, điều này được ghi nhận bởi nhiều nghiên cứu thực nghiệm ở các nước như Freeman và cộng sự (1998), Winter- Nelson và Temu (2005), Franklin và cộng sự (2008) và Awunyo-Vitor và cộng sự (2014). Theo các nghiên cứu này, chủ hộ lớn tuổi cĩ mối quan hệ xã hội rộng rãi nên dễ nhận được sự hỗ trợ khi cần thiết, bên cạnh lượng tài sản tích lũy theo thời gian, nên được các TCTD tin cậy hơn bởi cĩ uy tín tín dụng cao, do đĩ ít bị hạn chế tín dụng. Sự chín chắn song hành với độ tuổi khiến chủ hộ lớn tuổi cẩn trọng và cân nhắc kỹ lưỡng khi đưa ra quyết định, đặc biệt là các quyết định về sản xuất, sử dụng tài sản và vốn vay. Do đĩ, chủ hộ lớn tuổi thường được các TCTD đánh giá cao về uy tín tín dụng nên sẽ dễ vay được hay ít bị hạn chế tín dụng. Trình độ học vấn của chủ hộ – một thành tố quan trọng của vốn con người (human capital) – cũng cĩ mối quan hệ chặt chẽ với khả năng bị hạn chế tín dụng mà nơng hộ đối mặt (Phạm và Izumida, 93
5. Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020 2002; Kuwornu và cộng sự, 2012; Kislat và cộng sự, 2017). Chủ hộ với trình độ học vấn cao cĩ năng lực tổ chức tốt để làm tăng hiệu quả sản xuất nên cĩ thể đảm bảo trả nợ đầy đủ và đúng hạn, do đĩ sẽ ít bị hạn chế tín dụng. Hơn nữa, chủ hộ cĩ trình độ học vấn cao sẽ nhạy bén trong việc tiếp thu và áp dụng các tiến bộ khoa học – kỹ thuật vào sản xuất, tiếp cận thơng tin thị trường cũng như thơng tin tín dụng nên dễ vay hơn so với chủ hộ cĩ trình độ học vấn thấp. Chủ hộ với học vấn cao cịn nhìn nhận sâu sắc hơn về rủi ro sản xuất, rủi ro thị trường (khi mua yếu tố đầu vào và bán sản phẩm), cơ hội tiếp cận các nguồn vốn và cĩ thể nhanh chĩng tiếp cận các TCTD nên dễ được cho vay (Fletschner, 2009). Ở nơng thơn, nữ giới phần lớn chỉ làm nội trợ theo phân cơng lao động trong nội bộ gia đình, do đĩ ít am hiểu cách thức vay, thiếu mối quan hệ xã hội và thiếu kỹ năng giao tiếp nên khĩ tiếp cận tín dụng hơn chủ hộ là nam giới (Fletschner, 2009; Alesina và cộng sự, 2013). Việc thiếu thẩm quyền quyết định trên các phương diện cuộc sống khiến nữ giới thường bị cho là khĩ đảm bảo việc trả nợ do ít cĩ khả năng nhận được sự đồng thuận của người chồng nên dễ bị các TCTD từ chối cho vay. Tuy nhiên, do đặc điểm của nữ giới là cẩn trọng nên chỉ quyết định vay khi thật cần và do đĩ rất chú tâm sử dụng khoản vay đúng mục đích để đảm bảo trả nợ (Moro và cộng sự, 2017). Do phải chăm lo gia đình nên nữ giới cĩ động cơ tiết kiệm (dù cĩ thể chỉ là những khoản tiền nhỏ) để phịng khi bất trắc xảy ra nên luơn cĩ sẵn nguồn tiền để trả nợ vay khi đáo hạn. Khi đĩ, nữ giới cĩ thể dễ tiếp cận được nguồn tín dụng từ các TCTD so với nam (Fletschner, 2009). Thơng tin bất đối xứng là hiện tượng phổ biến ở thị trường tín dụng nơng thơn bởi các TCTD khĩ thu thập thơng tin đầy đủ về nơng hộ do nhiều rào cản, trong đĩ cĩ yếu tố khoảng cách địa lý (Cerqueiro và cộng sự, 2011; Bellucci và cộng sự, 2013; Witte và cộng sự, 2015; Kislat và cộng sự, 2017). Hệ quả tất yếu của thơng tin bất đối xứng (lựa chọn sai lầm và động cơ lệch lạc) – cùng với trách nhiệm hữu hạn – là nguyên nhân khiến các TCTD hạn chế tín dụng đối với nơng hộ. Do cư trú phân tán trên địa bàn nơng thơn trải rộng nên khoảng cách địa lý và mức độ thơng tin bất đối xứng giữa TCTD và nơng hộ là khá lớn. Hệ quả là nhiều nơng hộ khơng thể tiếp cận tín dụng chính thức do bị TCTD từ chối bởi thiếu thơng tin. Ở nơng thơn các nước đang phát triển, các mối quan hệ xã hội truyền thống hỗ trợ cho các giao dịch thương mại đĩng vai trị rất quan trọng đối với nơng hộ (Baird và Grey, 2014). Đĩ là vì các mối quan hệ xã hội giúp giảm thiểu rủi ro và mức độ nhạy cảm của nơng hộ đối với sự biến động của các yếu tố ngoại cảnh. Ở nơng thơn, quan hệ xã hội là thành tố quan trọng đối với việc hạn chế tổn thất, bất lợi và rủi ro, thơng qua việc chia sẻ nguồn lực tài chính, vật chất và nguồn lực con người để điều hịa tiêu dùng và tạo ra nguồn quỹ giúp bảo vệ gia đình. Trong đĩ, các cá nhân được tơn trọng bởi cộng đồng (địa vị xã hội cao) sẽ càng cĩ điều kiện tận dụng các khía cạnh này để làm tăng lợi ích. Bên cạnh đĩ, người cĩ địa vị xã hội thường được xem là cĩ uy tín và phải cố gắng trả nợ để giữ gìn vị thế và tiếng tăm cho bản thân nên sẽ được TCTD ưu ái hơn nên sẽ ít bị HCTD (Lê Khương Ninh và Phạm Văn Hùng, 2011; Qin và cộng sự, 2018). Một yếu tố quan trọng khác đối với khả năng tiếp cận tín dụng của nơng hộ trồng lúa là số năm tham gia sản xuất lúa (kinh nghiệm sản xuất). Dễ nhận thấy rằng nơng hộ trồng lúa phải đối mặt với rủi ro trên nhiều phương diện như sản xuất, thị trường và nguồn vốn. Điều đĩ địi hỏi nơng hộ phải cĩ hiểu biết nhất định tích lũy từ các thơng tin tiếp nhận theo thời gian trong quá trình tham gia sản xuất. Các hiểu biết hình thành từ kinh nghiệm giúp cải thiện năng lực quản lý của nơng hộ trên phương diện nhìn nhận vấn đề, tìm ra và áp dụng các giải pháp khắc phục các rủi ro cĩ thể gây ra thiệt hại. Kiến thức đĩ cịn giúp định hướng nơng hộ theo hướng sản xuất bền vững trên phương diện mơi trường, xã hội và kinh tế, qua đĩ làm tăng năng suất sản xuất và tạo niềm tin đối với TCTD để cĩ thể tiếp cận tín dụng dễ dàng hơn (Sumane và cộng sự, 2018). Trên cơ sở các luận điểm hình thành từ kết quả của các nghiên cứu trước như vừa trình bày, bài viết xây dựng mơ hình nghiên cứu thực nghiệm để ước lượng ảnh hưởng của các yếu tố đến hạn chế tín dụng đối với nơng hộ trồng lúa ở ĐBSCL nhằm xác định các điểm xu hướng như sau: 94
6. Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020 hanchetind ung i = β 0 + β1 giatridat i + β 2thunhap i + β 3thoigianso ngdp i + + β 4tuoi i + β 5 hocvan i + β 6 gioitinh i + β 7 khoangcach tctd i + β 8 diavixahoi i + (1) + β 9 kinhnghiem i + ε i Trong Mơ hình (1), biến phụ thuộc (hanchetindungi) được xây dựng trên cơ sở tỷ số giữa số tiền thực vay và số tiền xin vay của nơng hộ (tylevay), khơng tính đến nhu cầu vay cho các mục đích sử dụng khác (như tiêu xài chẳng hạn). Nếu tylevay ≥ 1, nơng hộ khơng bị hạn chế tín dụng; nếu 0 < tylevay < 1, nơng hộ bị hạn chế tín dụng một phần; và nếu tylevay = 0 , nơng hộ bị hạn chế tín dụng hồn tồn. Nĩi cách khác, tylevay càng thấp thì người vay càng bị hạn chế tín dụng và ngược lại. Theo Ciaian và cộng sự (2012), nếu tylevay ≥ 1, nơng hộ được xem là khơng hạn chế tín dụng nên biến phụ thuộc (hanchetindungi) trong Mơ hình (1) cĩ trị số là 0 và ngược lại nơng hộ được coi là cĩ hạn chế tín dụng và biến phụ thuộc (hanchetindungi) cĩ trị số là 1. Trên cơ sở các điểm xu hướng vừa được xác định, bài viết sử dụng phương pháp ghép cặp điểm xu hướng PSM để xác định ảnh hưởng của hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư ( Muachiu i ) trong sản xuất lúa của nơng hộ. Trên cơ sở lý thuyết đã trình bày, biến mua chịu và tình trạng HCTD mà nơng hộ phải đối mặt được kỳ vọng là cĩ quan hệ cùng chiều (thay thế), nghĩa là HCTD giảm làm giảm lượng tiền mua chịu của nơng hộ và ngược lại. Kế đến, thực trạng HCTD đối với nơng hộ được chia thành nhiều mức độ để nghiên cứu ảnh hưởng phi tuyến của mức độ HCTD đến lượng tiền mua chịu của nơng hộ. Cụ thể, mẫu khảo sát được chia thành 6 nhĩm với mức độ HCTD giảm dần, trong đĩ nhĩm 1 bao gồm các nơng hộ cĩ 0 ≤ tylevay < 0,2; nhĩm 2 cĩ 0,2 ≤ tylevay < 0,4; nhĩm 3 cĩ 0,4 ≤ tylevay < 0,6; các nhĩm tiếp theo cĩ tylevay tăng dần với bước nhảy là 0,2; nhĩm cuối (nhĩm 6) là trường hợp nơng hộ đạt tylevay là 100%. 4. Kết quả phân tích và thảo luận 4.1. Mơ tả mẫu khảo sát Mẫu khảo sát sử dụng trong bài gồm 1.168 nơng hộ trồng lúa được chọn ngẫu nhiên ở các tỉnh (thành) thuộc ĐBSCL. Tuổi bình quân của chủ hộ trong mẫu khảo sát là 51,62 (Bảng 1). Số nhân khẩu bình quân là 3,19 người. Thời gian cư trú ở địa phương của các nơng hộ là khá lâu (bình quân 47,31 năm). Trình độ học vấn của các chủ hộ khá thấp, với số lớp học trung bình là 6,34. Trình độ học vấn là yếu tố phản ánh năng lực tiếp thu và áp dụng tiến bộ khoa học – kỹ thuật và thơng tin thị trường vào sản xuất. Do đĩ, trình độ học vấn thấp sẽ ảnh hưởng đến năng suất và hiệu quả sản xuất của nơng hộ trong mẫu khảo sát. Bảng 1. Điểm của nơng hộ trồng lúa ở ĐBSCL qua số liệu khảo sát Tiêu chí Trung bình Độ lệch chuẩn Nhỏ nhất Lớn nhất Tuổi chủ hộ (năm) 51,62 12,31 20 80 Số nhân khẩu (người) 3,19 1,16 1 9 Học vấn chủ hộ (năm) 6,34 3,32 0,00 16,00 Thời gian cư trú ở địa phương (năm) 47,31 13,57 2 80 Diện tích đất nơng nghiệp (m2) 18.000 16,95 5.000 150.000 Khoảng cách từ nơi ở đến tổ chức tín 8,48 6,50 3 33 dụng gần nhất (km2) Số tiền vay chính thức (triệu đồng/năm) 23,82 52,922 0,000 575,000 Số tiền mua chịu vật tư (triệu đồng/năm) 41,5 23,45 0,000 400,000 Nguồn: Tính tốn từ số liệu tự khảo sát năm 2015 Mặc dù cư trú lâu năm ở địa phương nhưng do thiếu tài sản thế chấp (diện tích đất bình quân chỉ là 18.000 m2/hộ với xấp xỉ 3,19 nhân khẩu) nên nơng hộ khĩ vay tín dụng chính thức bởi rủi ro cao do các biến động khĩ lường của thị trường lúa gạo (đặc biệt là giá). Khoảng cách từ nơi cư trú của 95
7. Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020 nơng hộ đến TCTD khá xa (trung bình là 8,48 km), khiến nơng hộ càng khĩ tiếp cận tín dụng chính thức do làm tăng chi phí giao dịch cho cả nơng hộ lẫn TCTD. Bình quân nơng hộ vay 23,82 triệu đồng/năm từ các TCTD. Do mức vay ở các tổ chức tín dụng thấp nên nơng hộ mua chịu vật tư ở các đại lý với số tiền lên đến 41,5 triệu đồng. Trong số 1.168 nơng hộ trồng lúa thì cĩ đến 870 nơng hộ (74,49%) chỉ vay được một phần nhu cầu (hạn chế tín dụng), phản ánh khĩ khăn của các nơng hộ trong việc tìm kiếm nguồn tài trợ cho sản xuất. Chỉ một tỷ lệ nhỏ nơng hộ (25,52%) vay được lượng tiền bằng với nhu cầu (Bảng 2). Bảng 2. Thực trạng vay vốn tín dụng của nơng hộ trồng lúa ở ĐBSCL qua kết quả khảo sát Tiêu chí Số hộ Tỷ trọng (%) Khơng bị hạn chế tín dụng 298 25,52 Bị hạn chế tín dụng 870 74,48 Tổng 1.168 100,00 Nguồn: Tính tốn từ số liệu tự khảo sát năm 2015 4.2. Ảnh hưởng của các yếu tố đến hạn chế tín dụng đối với nơng hộ trồng lúa Trước khi phân tích kết quả mơ hình probit về các yếu tố ảnh hưởng đến hạn chế tín dụng đối với nơng hộ trồng lúa ở ĐBSCL, tác giả thực hiện kiểm tra đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình. Kết quả kiểm tra cho thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,8 nên cĩ thể kết luận khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình ước lượng. Theo Bảng 3, mơ hình ước lượng ảnh hưởng của các yếu tố đến hạn chế tín dụng đối với nơng hộ trồng lúa ở ĐBSCL cĩ ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Biến giatridati cĩ hệ số âm ở mức ý nghĩa 10%, nghĩa là nơng hộ cĩ đất với giá trị cao sẽ ít bị hạn chế tín dụng. Bảng 3. Mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến hạn chế tín dụng đối với nơng hộ; Biến: hanchetindungi (cĩ trị số là 1 nếu nơng hộ bị hạn chế tín dụng, ngược lại là 0) Biến số Hệ số ước lượng Trị số Z Hằng số C 1,1116 3,69 giatridati –0,0003* –1,95 thunhapi –0,0023 –2,11 thoigiansongdpi 0,0004 0,09 tuoii –0,0056 –0,92 hocvani –0,0342 –2,58 gioitinhi 0,2381* 1,81 khoangcachtctdi 0,0186 3,16 diavixahoii –0,0466 –0,49 kinhnghiemi –0,0058 –1,25 Số quan sát (N) 1.168 Mức ý nghĩa 0,0000 Log likelihood –625,5982 Ghi chú: (*), ( ), ( ) lần lượt là các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%. Nguồn: Ước lượng từ số liệu tự khảo sát năm 2015 Nơng hộ cĩ thu nhập cao cũng ít bị hạn chế tín dụng bởi biến thunhapi cĩ hệ số âm ở mức ý nghĩa 5%. Biến hocvanchi cĩ hệ số âm ở mức ý nghĩa 5%, cho thấy nơng hộ cĩ học vấn cao dễ vay hơn so với chủ hộ cĩ học vấn thấp. Biến gioitinhchi cĩ hệ số dương ở mức ý nghĩa 10%, ngụ ý rằng 96
8. Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020 nơng hộ cĩ chủ hộ là nam dễ bị hạn chế tín dụng cao hơn chủ hộ là nữ. Khoảng cách là yếu tố làm tăng khả năng bị hạn chế tín dụng của nơng hộ do biến khoangcachtctdi cĩ hệ số dương ở mức ý nghĩa 1%. Các biến số thoigiansongdpi, tuoii, diavixahoii và kinhnghiemi cĩ hệ số khơng cĩ ý nghĩa thống kê. 4.3. Ảnh hưởng của hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nơng nghiệp Kết quả ghép cặp ở bảng 5 cho thấy, hệ số ảnh hưởng cĩ ý nghĩa thống kê cao (t= 3,612) giữa mối quan hệ tín dụng chính thức và mua chịu vật tư nơng nghiệp của nơng hộ. Hệ số ATT cĩ dấu dương ở mức ý nghĩa 1% cho thấy, tín dụng chính thức và mua chịu vật tư nơng nghiệp của nơng hộ ở đồng bằng sơng Cửu Long là quan hệ thay thế. Cĩ nghĩa là khi bị hạn chế tín dụng nơng hộ mua chịu nhiều hơn. Bảng 5. Mối quan hệ giữa tín dụng chính thức và mua chịu vật tư nơng nghiêp Nhĩm Ảnh hưởng trung bình ATT Giá trị t Cĩ và khơng cĩ hạn chế 1,649 3,612 (2) so với (1) 0,900 5,128 (3) so với (2) - 1,723 - 2,866 (4) so với (3) - 1,299 - 3,480 (5) so với (4) - 0,378 - 1,989 (6) so với (5) 0,494 0,809 Ghi chú: (*), ( ), ( ) lần lượt là các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%. Nguồn: Ước lượng từ số liệu tự khảo sát năm 2015 Kết quả này thể hiện thực tế tình trạng tham gia tín dụng của nơng hộ ở đồng bằng sơng Cửu Long, với bản chất sản xuất nhỏ nên nơng hộ khĩ khăn tiếp cận tín dụng chính thức, do đĩ họ chỉ nhờ vào mua chịu vật tư nơng nghiệp ở các đại lý. Ngược lại, những nơng hộ cĩ diện tích sản xuất lớn dễ dàng vay ở tín dụng chính thức nên ít hoặc khơng mua chịu. Khi chia mức độ hạn chế tín dụng của nơng hộ với các nhĩm tín dụng khác nhau (hạn chế tín dụng giảm dần), kết quả ghép cặp cho thấy các cặp so sánh cĩ hệ số dương và âm. Cụ thể ở cặp so sánh (2) so với (1), hệ số ảnh hưởng trung bình mang dấu dương ở mức ý nghĩa 1% và các cặp so sánh cịn lại (3) so với (2), (4) so với (3) và (5) so với (4) hệ số ảnh hưởng đều mang dấu âm khi nơng hộ giảm hạn chế tín dụng. Ở cặp so sánh cuối cùng hệ số ảnh hưởng mang dấu dương, nhưng khơng cĩ ý nghĩa thống kê giải thích ảnh hưởng của hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư của nơng hộ. Như trình bày ở phần trên, kết quả này phản ảnh đúng bản chất sản xuất lúa của nơng hộ ở ĐBSCL là sản xuất manh mún (quy mơ sản xuất nhỏ). Do quy mơ sản xuất nhỏ nên nơng hộ khĩ vay được hay vay được rất ít từ tổ chức tín dụng chính thức thể hiện ở cặp so sánh (2) so với (1), do đĩ nơng hộ tăng mua chịu vật tư. Đây là mối quan hệ bổ sung giữa tín dụng chính thức và mua chịu vật tư nơng nghiệp. Khi khơng thể vay được đầy đủ từ tín dụng chính thức nơng hộ tìm đến mua chịu vật tư nơng nghiệp. Ngược lại, khi nơng hộ cĩ diện tích đất nhiều (quy mơ sản xuất lớn) nơng hộ dễ vay từ tổ chức tín dụng chính thức nên ít mua chịu vật tư thể hiện ở cặp so sánh (5) so với (4), (4) so với (3) và (3) so với (2)). Đây là mối quan hệ thay thế giữa tín dụng chính thức và mua chịu vật tư nơng nghiệp. Đúng với kỳ vọng của lý thuyết nơng hộ sẽ giảm mua chịu vật tư nơng nghiệp khi giảm hạn chế tín dụng chính thức. Kết quả ở bảng 5 cịn cho thấy, ảnh hưởng của hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư của nơng hộ trong trường hợp quan hệ thay thế cĩ hệ số ảnh hưởng tăng dần (từ – 1,723 đến – 0,378). Điều này cho thấy khi nơng hộ vay được càng nhiều tiền hơn thì càng ít mua chịu hơn. Tuy nhiên, ở cặp so sánh cuối cùng (6) so với (5) hệ số ảnh hưởng khơng cĩ ý nghĩa thống kê, nghĩa là khi nơng hộ vay đạt mức gần với nhu cầu thì khơng cĩ mua chịu vật tư nơng nghiệp. 97
9. Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020 5. Kết luận Trên cơ sở lý thuyết về ảnh hưởng của hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nơng nghiệp, bài viết sử dụng phương pháp PSM để ước lượng ảnh hưởng của hạn chế tín dụng đến lượng tiền mua chịu vật tư nơng nghiệp của nơng hộ trồng lúa. Ở bước 1 của phương pháp PSM với phương pháp hồi quy Probit đối với 1.168 nơng hộ trồng lúa, kết quả nhận được là các biến giatridati, thunhapi và hocvani cĩ hệ số âm ở mức ý nghĩa lần lượt 10%, 5% và 5%. Hai biến cĩ hệ số dương là gioitinhi ở mức ý nghĩa 10% và biến khoangcachtctdi ở mức ý nghĩa 1%. Bước 2 của phương pháp ước lượng này cho thấy, tín dụng chính thức và lượng tiền mua chịu vật tư nơng nghiệp của nơng hộ ở ĐBSCL cĩ mối quan hệ thay thế nhau. Tuy nhiên, khi chia mức độ hạn chế tín dụng thành nhiều nhĩm để xem xét, những nơng hộ bị hạn chế tín dụng nhiều thì tín dụng chính thức và mua chịu vật tư cĩ mối quan hệ bổ sung (trường hợp (2) so với (1)). Ngược lại, khi nơng hộ tăng dần khả năng tiếp cận tín dụng thì mối quan hệ giữa tín dụng chính thức và lượng tiền mua chịu vật tư nơng nghiệp là thay thế. Khi nơng hộ vay được ở các tổ chức tín dụng chính thức gần với nhu cầu thì tín dụng chính thức và mua chịu vật tư của nơng hộ khơng cĩ mối quan hệ. Từ kết quả phân tích cho thấy tăng khả năng tiếp cận tín dụng chính thức là điều kiện tốt nhất đối với sản xuất lúa của nơng hộ bởi tín dụng chính thức và mua chịu vật tư nơng nghiệp cĩ mối quan hệ thay thế nhau. Để làm được điều này trước tiên, Chính phủ cần cĩ chính sách bình ổn giá lúa để giảm thiểu rủi ro cho các nơng hộ và các TCTD bởi khi giá nơng sản ổn định thì thu nhập của các nơng hộ sẽ được cải thiện từ đĩ cĩ thể điều chỉnh kế hoạch sản xuất cho phù hợp hơn với thị trường. Ngồi ra, các TCTD cĩ thể xem xét mở thêm các điểm giao dịch tại các xã thay vì chỉ tập trung ở chợ huyện hay thị tứ và tuyển dụng người địa phương vào làm việc vì họ hiểu rõ người dân xứ mình hơn nên cĩ thể giúp giảm thiểu rủi ro và chi phí giao dịch cho các tổ chức tín dụng. Để bảo tồn vốn, các TCTD yêu cầu người vay thế chấp tài sản, đặc biệt là giấy chứng nhận quyền sử dụng đất. Tuy nhiên, một số hộ khơng cĩ tài sản thế chấp nhưng nhu cầu về vốn cho sản xuất lại cao và rất cấp thiết. Do đĩ, các TCTD cần xem xét việc cho vay thơng qua bảo lãnh của các hội hay tổ (nhĩm) hợp tác. Nơng hộ cần dụng yếu tố đầu vào trong sản xuất lúa hợp lý, đặc biệt là giảm lượng vật tư nơng nghiệp như phân bĩn và thuốc bảo vệ thực vật bởi thực tế nơng hộ đang sử dụng phân bĩn và thuốc bảo vệ thực vật quá mức cần thiết trong sản xuất lúa. Giảm sử dụng thuốc bảo vệ thực vật sẽ giảm thiểu áp lực HCTD và áp lực mua chịu vật tư đối với nơng hộ. Để điều này trở thành hiện thực, cơ quan quản lý nhà nước cần ban hành các tiêu chuẩn kỹ thuật về sử dụng phân bĩn, thuốc bảo vệ thực vật, bên cạnh các hàng rào kỹ thuật để hạn chế việc sử dụng quá liều, hạn chế việc sản xuất và nhập khẩu các loại thuốc cĩ chứa các chất độc hại vượt quá mức quy định. Về phía nơng hộ, để đảm bảo sử dụng yếu tố đầu vào hợp lý cần tham gia các lớp tập huấn như chương trình ba giảm – ba tăng hay một phải – năm giảm. Bên cạnh đĩ, nơng hộ cần tăng cường học tập nâng cao kiến thức để tiếp thu khoa học – cơng nghệ ứng dụng trong sản xuất và sử dụng hiệu quả các yếu tố đầu vào nhằm giảm áp lực vay và tăng năng suất sản xuất lúa./. TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Aaronson, D., R. W. Bostic, P. Huck and R. Townsend (2004) Supplier relationships and small business use of trade credit. Journal of Urban Economics, 55(1), pp 46-67. 2. Abbink, K., Irlenbusch, B. And Renner, E. (2006). Group size and social ties in microfinance institutions. Economic Inquiry, 44(4), 614–628. 3. Alesina, A., Giuliano, P. and Nunn, N. (2013). On the origins of gender roles: Women and the plough. Quarterly Journal of Economics, 128(2), 469–530. 4. Awunyo-Vitor, D., Al-Hassan, R.M., Sarpong, D.B. and Egyir, I. (2014). Agricultural credit rationing in Ghana: What do formal lenders look for? Agricultural Finance Review, 74(3), 364–378. 5. Baird, T.D. & Gray. C.L. (2014). Livelihood diversification and shifting social networks of exchange: A social network transition? World Development, 60, 14–30. 98
10. Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020 6. Bellucci, A., Borisov, A. & Zazzaro, A. (2013). Do banks price discriminate spatially? Evidence from small business lending in local credit markets. Journal of Banking & Finance, 37, 4183– 4197. 7. Bell, C., T. N. Srinivasan and C. Udry (1997b) Rationing, Spillover, and Interlinking in Credit Markets: The Case of Rural Punjab. Oxford Economic Papers, 49(4), pp. 557-585. 8. Bento, A. M. and Jacobsen, M. (2007). Ricardian rents, environmental policy and the double-dividend hypothesis. Journal of Environmental Economics and Management, 53, 17–31. 9. Berger, A.N., Espinosa-Vega, M.A. and Frame, W.S. (2011). Why borrowers pledge collateral? New empirical evidence on the role of asymmetric information. Journal of Financial Intermediation, 20, 55–70. 10. Briggeman, B.C., Towe, C. and Morehart, M.J. (2009). Credit constraints: Their existence, determinants, and implications for US farm and nonfarm sole proprietorships. American Journal of Agricultural Economics, 91(1), 275–89. 11. Ciaian, P., Fałkowski, J. and & Kancs, D. A. (2012). Access to credit, factor allocation and farm productivity: Evidence from the CEE transition economies. Agricultural Finance Review, 72(1), 22–47. 12. Chung, I. (1995) Market choice and effective demand for credit: The roles of borrower transaction costs and rationing constraints. Journal of Economic Development, 20(2), pp. 23-44. 13. Cerqueiro, G., Degryse, H. & Ongena, S. (2011). Rules versus discretion in loan rate setting. Journal of Financial Intermediation, 20, 503–529. 14. Conning, J. (2001) Mixing and Matching Loans: Complementarity and Competition amongst lenders in a Rural Credit Market in Chile. 15. Dufhues, T., Buchenrieder, G. and Hoang, D.Q. (2012). Social capital and loan repayment performance in Northern Vietnam. Agricultural Economics, 43, 277–292. 16. Feder, G., Lau, L. J., Lin, J. Y. and Luo, X. (1990). The relationship between credit and productivity in Chinese agriculture: A microeconomic model of disequilibrium. American Journal of Agricultural Economics, 72, 1151–1157. 17. Fischer, R., Huerta, D. and Valenzuela, P. (2019). The inequality-credit nexus. Journal of International Money and Finance, 91, 105–125. 18. Fletschner, D. (2009). Rural women’s access to credit: Market imperfections and intrahousehold dynamics. World Development, 37(3), 618–631. 19. Floro, M. S. and D. Ray (1997) Vertical Links between Formal and Informal Financial Institutions. Review of Development Economics, 1(1), pp. 34-56. 20. Franklin, S., Diagne, A., and Zeller, M. (2008). Who is credit constrained? Evidence from rural Malawi. Agricultural Finance Review, 68, 255-272. 21. Freeman, H. A., Ehui, S. K., & Jabbar, M. A. (1998). Credit constraints and smallholder dairy production in the East African highlands: Application of a switching regression model. Agricultural Economics, 19(1– 2), 33–44. 22. Guirkinger, C. (2008) Understanding the Coexistence of Formal and Informal Credit Markets in Piura, Peru. World Development, 36(8), pp. 1436-1452. 23. Gupta, M. R. and S. Chaudhuri (1997) Formal Credit, Corruption and the Informal Credit Market in Agriculture: A Theoretical Analysis. Economica, 64 (254), pp. 331-343. 24. Giannetti, M., M. Burkart and T. Ellingsen (2004) What You Sell is What You Lend? Explaining Trade Credit Contracts, C.E.P.R. Discussion Papers 25. Giné, X. (2010) Access to capital in rural Thailand: An estimated model of formal vs. informal credit. Journal of Development Economics, In Press, Corrected Proof. 26. Howorth, C. and B. Reber (2003) Habitual Late Payment of Trade Credit: An Empirical Examination of UK Small Firms. Managerial and Decision Economics, 24(6/7), pp. 471-482. 99
11. Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020 27. Huyghebaert, N. (2006) On the Determinants and Dynamics of Trade Credit Use: Empirical Evidence from Business Start-ups. Journal of Business Finance & Accounting, Vol. 33, No. 1-2, pp. 305-328, January/March 2006. 28. Jain, S. (1999) Symbiosis vs. crowding-out: the interaction of formal and informal credit markets in developing countries. Journal of Development Economics, 59(2), pp. 419-444. 29. Katchova, A. L. (2010). Agricultural contracts and alternative marketing options: A matching analysis. Journal of Agricultural and Applied Economics, 42, 261–276. 30. Kislat, C., Menkhoff, L. and Neuberger, D. (2017). Credit market structure and collateral in rural Thailand. Economic Notes, 9999, 1–46. 31. Kochar, A. (1997) An empirical investigation of rationing constraints in rural credit markets in India. Journal of Development Economics, 53(2), pp. 339-371. 32. Kuwornu, J. K. M., Ohene-Ntow, I. D., & Asuming-Brempong, S. (2012). Agricultural credit allocation and constraint analyses of selected maize farmers in Ghana. British Journal of Economics, Management & Trade, 2(4), 353–374. 33. Lê Khương Ninh và Phạm Văn Hùng (2011). Các yếu tố quyết định lượng vốn vay chính thức của nơng hộ ở Hậu Giang. Tạp chí Ngân hàng, 9, 42–48. 34. Mushinski, D. W. (1999) An analysis of offer functions of banks and credit unions in Guatemala. Journal of Development Studies, 36(2), pp. 88 - 112. 35. Nilsen, J. H. (2002) Trade Credit and the Bank Lending Channel. Journal of Money, Credit and Banking, 34(1), pp. 226-253. 36. Pham, B. D. and Izumida, Y. (2002). Rural Development Finance in Vietnam: A Microeconometric Analysis of Household Surveys. World Development, 30(2), 319–335. 37. Peterson, M. A. and R. G. Rajan (1997) Trade Credit: Theories and Evidence. The Review of Financial Studies, 10(3), pp. 661-691 38. Pufahl, A. and Weiss, C. R. (2009). Evaluating the effects of farm programmes: Results from propensity score matching. European Review of Agricultural Economics, 36, 79–101. 39. Qin, M., Wachenheim, C.J., Wang, Z. and Zheng, S. (2018). Factors affecting Chinese farmers’ microcredit participation. Agricultural Finance Review, 79(1), 48–59. 40. Roberts, M. J. and Key, N. (2008). Agricultural payments and land concentration: A semiparametric spatial regression analysis. American Journal of Agricultural Economics, 90, 627–643. 41. Shoji, M., Kasahara, R., Aoyagi, K. and Sawada, Y. (2012). Social capital formation and credit access: Evidence from Sri Lanka. World Development, 40(12), 2422–2536. 42. Sumane, S., Kunda, I., Knickel, K., Strauss, A., Tisenkofs, T., Rios, I.I, Rivera, M., Chebach, T. and Ashkenazy, A. (2018). Local and farmers’ knowledge matters! How integrating informal and formal knowledge enhances sustainable and resilient agriculture. Journal of Rural Studies, 59, 232–241. 43. Winter-Nelson, A. and Temu, A. A. (2005). Liquidity constraints, access to credit and pro-poor growth in rural Tanzania. Journal of International Development, 17, 867–882. 44. Witte, T., DeVuyst, E.A., Whitacre, B. and Jones, R. (2015). Modeling the impact of distance between offices and borrowers on agricultural loan volume. Agricultural Finance Review, 75(4), 484–498. 100