Tp chớ Khoa hc v Phỏt trin 2010: Tp 8, s 1: 170 - 177 TRNG I HC NễNG NGHIP H NI
170

KHả NĂNG TIếP CậN TíN DụNG CHíNH THứC CủA Hộ NÔNG DÂN:
TRƯờNG HợP NGHIÊN CứU ở VùNG CậN NGOạI THNH H NộI
Farming Households Access to Formal Credit: Case of Study in Suburban of Hanoi
Nguyn Quc Oỏnh, Phm Th M Dung
Khoa K toỏn v Qun tr kinh doanh, Trng i hc Nụng nghip H Ni
a ch email tỏc gi liờn lc:

TểM TT
Nghiờn cu ny nhm ỏnh giỏ nh hng ca cỏc nhõn t n kh nng tip cn ngun vn tớn
dng chớnh thc ca h nụng dõn cn ngoi thnh H Ni. Mụ hỡnh hi quy hai bc ca Heckman
c s dng c lng nh hng ca cỏc bin c lp n bin ph thuc da trờn cỏc thụng
tin c trng ca h v cỏc nhõn t ngoi sinh khỏc. Trc h
t, cỏc nhõn t nh hng n kh nng
tip cn ngun vn tớn dng chớnh thc ca cỏc h nụng dõn c c lng v sau ú lng vn
tớn dng m h huy ng t cỏc ngun tớn dng c ỏnh giỏ. Kt qu phõn tớch ch ra rng kh
nng tip cn ngun vn tớn dng chớnh thc ca cỏc h nụng dõn b nh hng bi tui v
a v
xó hi ca ch h, tớn dng khụng chớnh thc v th tc vay vn rm r. Trong khi ú trỡnh hc
vn ca ch h, din tớch t, thu nhp ca h, ti sn th chp v mc ớch vay vn l cỏc nhõn t
nh hng n lng vn tớn dng m h nụng dõn vựng nụng thụn cn ngoi vi thnh ph H Ni
vay c t cỏc t chc tớn dng chớnh thc. Mt s
khuyn ngh v mt chớnh sỏch nhm nõng cao
kh nng tip cn ngun vn tớn dng chớnh thc cho cỏc h nụng dõn c cp phn cui ca
nghiờn cu.
T khúa: Ti chớnh nụng thụn, tớn dng chớnh thc.

SUMMARY
This study measures the impact of factors on the farming households access to formal credit in

nghiệp, nông thôn.
Tính đến tháng 6/2008, d nợ cho vay
đối với hộ sản xuất của Ngân hng Nông
nghiệp v Phát triển Nông thôn v hệ thống
Quỹ Tín dụng nhân dân, cộng với vốn của
Ngân hng Chính sách Xã hội cho vay hộ
nghèo v các đối tợng chính sách đạt
khoảng 181.500 tỷ đồng, số d nợ ny chỉ
chiếm khoảng 17% tổng d nợ cho vay các
thnh phần kinh tế của các tổ chức tín
dụng Việt Nam. Tuy nhiên, sự đầu t không
tơng xứng cho khu vực nông nghiệp, nông
thôn thể hiện rất rõ tại H Nội. Trớc ngy
1/8/2008 có khoảng 1,2 triệu dân sinh sống,
chiếm 35% tổng số dân thnh phố H Nội
nhng khu vực ny chỉ chiếm 2,6% tổng d
nợ của các tổ chức tín dụng trên địa bn.
Điều đó cho thấy khả năng tiếp cận nguồn
vốn tín dụng chính thức đối với các hộ nông
dân ngoại thnh l rất hạn chế.
Sự hoạt động hiệu quả của thị trờng
tác động đến bớc đi, tốc độ v chiều hớng
phát triển kinh tế. Các định chế tín dụng t
i
chính chính thức, bán chính thức v phi
chính thức l các bộ phận thiết yếu về mặt
định chế nhằm tạo nên một nền kinh tế thị
trờng hiệu quả. Hệ thống ti chính cung
cấp các dịch vụ có tính chất sống còn đối với
nền kinh tế nh thanh toán, huy động v

Khơng Ninh, 2008).
Khi nghiên cứu về môi trờng đầu t
trong lĩnh vực nông nghiệp ở H Nội, Trần
Hữu Cờng v cs. (2009) đã chỉ ra rằng, tín
dụng l một trong các nhân tố ảnh hởng
trực tiếp đến quyết định đầu t vốn của các
hộ nông dân v doanh nghiệp. Kết quả phân
tích của các tác giả cũng cho thấy khả năng
vay vốn tín dụng của các hộ nông dân v
doanh nghiệp nông nghiệp từ các tổ chức tín
dụng chính thức bị chi phối bởi các nhân tố
nh ti sản thế chấp, kế hoạch đầu t khả
thi, v thủ tục vay vốn rờm r.
Nghiên cứu ny giúp cho việc giải thích
tại sao một số hộ nông dân ở ngoại thnh H
Nội sử dụng tín dụng chính thức trong khi
các hộ khác thì không v những yếu tố no
ảnh hởng đến khả năng tiếp cận tín dụng
chính thức của các hộ nông dân.
Nguyn Quc Oỏnh, Phm Th M Dung
172
2. Phơng pháp nghiên cứu
2.1. Khung phân tích
Các nhân tố có thể tác động đến khả
năng tiếp cận nguồn vốn tín dụng chính thức
của hộ nông dân đợc chia thnh các nhóm
nhân tố nh sau:
- Nhóm nhân tố đặc điểm của hộ nông
dân: Bao gồm các nhân tố tuổi, giới tính,
trình độ, địa vị xã hội của chủ hộ; diện tích

y có dạng:
)(
1
1
)(
X
e
XFP


+
+
=+=
(1)
Để ớc lợng mô hình ny, ta phải
chuyển về dạng tuyến tính. Gọi TDCT l khả
năng nhận đợc nguồn vốn tín dụng chính
thức của hộ nông dân, khi đó mô hình trên
đợc viết lại nh sau:
iiiCTi
XTD



+
+
=
(2)
Trong đó: biến phụ thuộc TD
CTi




+
+
=
(3)
Trong đó, biến phụ thuộc Vay
TDi
l hạn
mức của khoản tín dụng m hộ nông dân thứ
i nhận đợc từ các tổ chức tín dụng chính
thức; Xi l một véctơ của các biến độc lập có
thể tác động đến biến phụ thuộc, bao gồm:
diện tích đất, tổng thu nhập, ti sản thế chấp,
mục đích vay, ngnh nghề sản xuất kinh
doanh của hộ v trình độ học vấn của chủ hộ.
Ưu điểm nổi bật của việc sử dụng mô
hình hồi quy hai bớc của Heckman l nó
cho phép sử dụng thông tin từ những hộ
không đi vay để cải thiện giá trị ớc lợng
của các thông số trong mô hình hồi quy
Kh nng tip cn tớn dng chớnh thc ca h nụng dõn: Trng hp nghiờn cu
173
(Gujarati, 1995). Trong trờng hợp của
nghiên cứu ny, mô hình Heckman không
chỉ đánh giá đợc tại sao một số hộ nông dân

đợc lựa chọn theo ngnh nghề sản xuất
kinh doanh của các hộ nông dân.
3. Kết quả nghiên cứu
3.1. Đặc điểm của hộ nông dân điều tra
Kết quả tổng hợp cho thấy trong số 116
hộ đợc điều tra có đến 65 hộ vay vốn, chiếm
tỉ lệ 56,03% v 51 hộ không vay, chiếm tỉ lệ
43,97%. Trong số các hộ vay vốn tín dụng có
đến 60% hộ vay vốn từ các tổ chức tín dụng
chính thức, 24,6% hộ vay vốn tín dụng ở cả
hai khu vực chính thức v không chính thức,
v chỉ có 15,4% hộ vay từ các tổ chức không
chính thức, điều ny đã phản ánh các tổ chức
tín dụng phi chính thức không đóng vai trò
chi phối ở khu vực nghiên cứu.
Lợng vốn tín dụng bình quân mỗi hộ
nông dân vay đợc từ các tổ chức tín dụng
chính thức khoảng 30 triệu đồng. Số lợng
vay lớn nhất l 193 triệu đồng từ Ngân hng
Nông nghiệp v PTNT, nhỏ nhất l 2,1 triệu
đồng từ Hội Cựu chiến binh. Phần lớn các hộ
nông dân vay vốn từ các tổ chức tín dụng
chính thức đều có mức thu nhập cao, trong
khi các hộ nông dân vay vốn tín dụng không
chính thức thiếu ti sản thế chấp.
3.2. Phân tích thống kê mô tả các biến
Lợng vốn tín dụng bình quân mỗi hộ
vay từ khu vực chính thức l 30,34 triệu
đồng. Hệ số skewness không âm cho biết
phần lớn vốn vay tín dụng của các hộ nông

Kh nng vay TD chớnh thc TD
CT
0,4741 0,4985 -0,2464 -1,9736
tui Tuoi 46,1724 9,1140 -0,1046 0,1166
Trỡnh Trinhdo 9,8879 3,0865 -0,5430 -0,5564
Gii tớnh Gioi 0,8966 0,3059 -2,6385 5,0483
S Sodo 0,9207 0,4610 0,8753 -1,2558
a v xó hi Diavi 0,3007 0,4873 -0,5040 -1,7769
Tớn dng khụng chớnh thc TD
KCT
0,2241 0,4188 1,3404 -0,2071
Th tc cho vay Thutuc 0,4741 0,5015 0,1049 -2,0242
Vn vay TD chớnh thc Vay
CT
30,3457 45,7087 1,9420 3,2426
Din tớch t Dat 3,9510 3,8196 2,2755 7,4864
Tng thu nhp TN
BQ
22,5582 23,7316 1,2398 0,6633
Lói sut tin vay Laisuat 0,7627 0,7414 0,2790 -1,1086
Ti sn th chp TS
TC
0,4052 0,4931 0,3914 -1,8795
Mc ớch vay Mucdich 0,8655 0,5010 0,1401 -2,0154
Ngnh ngh SXKD Nganhnghe 0,5086 0,5021 -0,0349 -2,0342
Ngun: Thng kờ t s liu iu tra
3.3. Kết quả phân tích thực nghiệm
Kết quả ớc lợng mô hình đợc trình
by ở bảng 2. Giá trị kiểm định Wald đã
chứng minh tính phù hợp của mô hình. Các

thức cho họ vay vốn.
Địa vị xã hội của chủ hộ ảnh hởng đến
khả năng tiếp cận nguồn vốn tín dụng chính
thức của hộ ở mức ý nghĩa 5%. Đây l một
trong ba nhân tố ảnh hởng mang tính
quyết định đến khả năng tiếp cận nguồn vốn
tín dụng chính thức của hộ nông dân. Theo
đó, những chủ hộ có địa vị xã hội có khả
năng vay vốn tín dụng chính thức dễ hơn so
với các chủ hộ khác không có địa vị xã hội.
Đơn giản vì họ l những ngời có điều kiện
nắm bắt thông tin nhanh hơn, có uy tín xã
hội v có nhiều chơng trình tín dụng chính
thức của nh nớc đợc thực hiện thông qua
họ nh l những ngời tham gia trực tiếp các
chơng trình đó.
Kh nng tip cn tớn dng chớnh thc ca h nụng dõn: Trng hp nghiờn cu
175
Bảng 2. Kết quả phân tích mô hình Heckman hai bớc về việc tiếp cận
tín dụng chính thức của hộ nông dân ở ngoại thnh H Nội
Bin s Ký hiu H s
Lng vn vay tớn dng chớnh thc (bc th hai)
H s t do Intercept 14,3331
***
Trỡnh hc vn Trinhdo 2,0753
**
Din tớch t Dat 1,7993
**
Tng thu nhp bỡnh quõn/nm TN
BQ

NS
a v xó hi Diavi 0,1756
**
Tớn dng khụng chớnh thc TD
KCT
0,1855
**
Th tc cho vay Thutuc 0,5303
***
S quan sỏt 116
S mu cú vay vn tớn dng 65
Giỏ tr R
2
0,5310
Giỏ tr kim nh Wald
2
(Kim nh F)
17,4661
***
Ghi chỳ:
***
Cú ý ngha thng kờ mc 1%
**
Cú ý ngha thng kờ mc 5%

*
Cú ý ngha thng kờ mc 10%
NS
Khụng cú ý ngha thng kờ
Tín dụng không chính thức cũng l một

nhân tố giới tính, kỳ vọng ảnh hởng của nó
cũng xảy ra đúng nh kết quả ớc lợng,
tham số ớc lợng của nhân tố ny mang
dấu âm. Điều ny có thể đợc giải thích
thông qua quan sát thực tế l trong nhiều
trờng hợp ở khu vực nghiên cứu, phụ nữ l
chủ hộ có rất nhiều lợi thế trong việc tiếp cận
nguồn vốn tín dụng chính thức đợc thực
hiện thông qua các tổ chức đon thể xã hội
nh Hội Liên hiệp phụ nữ, Hội Nông dân.
Trong bớc thứ hai, năm trong số bảy
biến độc lập đợc xem xét có ảnh hởng tin
cậy đến biến phụ thuộc. Các biến ny bao
gồm trình độ học vấn của chủ hộ, diện tích
đất sử dụng, thu nhập bình quân hng năm,
ti sản thế chấp v mục đích vay vốn. ảnh
h
ởng của các nhân tố ny đến lợng vốn tín
dụng m hộ nông dân vay đợc từ các tổ
chức tín dụng chính thức đúng nh kỳ vọng
ban đầu.
Trình độ học vấn của chủ hộ, ở mức ý
nghĩa 5%, ảnh hởng của nhân tố ny đến
lợng vốn tín dụng chính thức m hộ vay
đợc bình quân hơn 2 triệu đồng cho một
năm đến trờng của chủ hộ. Các chủ hộ có
trình độ học vấn cao hơn thờng biết cách
hạch toán kinh tế hơn so với các chủ hộ có
trình độ học vấn thấp. V đó l lý do tại sao
họ vay đợc nhiều vốn từ các tổ chức tín

vay bao giờ cũng l "đồng tiền phải đi liền
khúc ruột", nên các tổ chức tín dụng đã đa
ra những quy định về thế chấp v buộc ngời
vay phải chấp hnh. Đây âu cũng l điều dễ
hiểu. Vì vậy những hộ có ti sản thế chấp
vay đợc nhiều vốn hơn các hộ không có ti
sản thế chấp.
Mục đích vay vốn, cùng với nhân tố ti
sản thế chấp, ảnh hởng rất lớn đến lợng
vốn tín dụng chính thức m hộ nhận đợc từ
các tổ chức tín dụng. Các tổ chức tín dụng
thờng quan tâm đến việc đồng tiền cho vay
của mình có đợc ngời vay sử dụng vo mục
đích sinh lời hay không. Vì vậy, các hộ vay
vốn cho sản xuất kinh doanh bao giờ cũng
vay đ
ợc nhiều hơn so với các hộ vay cho tiêu
dùng từ các tổ chức tín dụng chính thức.
Có hai nhân tố m ảnh hởng của chúng
đến lợng vón tín dụng m hộ nông dân vay
đợc từ khu vực chính thống không có dấu
hiệu rõ rng l lãi suất tiền vay v ngnh
nghề sản xuất kinh doanh. Điều ny có thể
Kh nng tip cn tớn dng chớnh thc ca h nụng dõn: Trng hp nghiờn cu
177
l lãi suất tiền vay của các tổ chức tín dụng
chính thức thờng thấp hơn so với các tổ
chức tín dụng không chính thức. Hơn nữa,
nhu cầu vay vốn tín dụng của các hộ nông
dân thờng không đợc đáp ứng đầy đủ bởi

Edition.
Levine, R. (1997). Financial Development
and Economic Growth: Views and Agenda.
Journal of Economic Literature.
Khánh Chi (2008). Tín dụng: Còn xa để với
tới nông dân, nông thôn!
/>dung-Con-xa-de-voi-toi-nong-dan-nong-
thon/200812/6750.vnplus.Cập nhật ngy
18/12/2008
Lê Thị Thanh Tâm (2008). Phát triển các tổ
chức ti chính nông thôn Việt Nam. Luận
văn tiến sĩ. Trờng Đại học Kinh tế Quốc
dân H Nội.
Nguyễn Văn Ngân v Lê Khơng Ninh
(2008). Những nhân tố quyết định đến
việc tiếp cận tín dụng chính thức của hộ
nông dân ở đồng bằng sông Cửu Long.
Trờng Đại học Cần Thơ. NXB. Giáo dục.
Pham, B.D., and Y. Izumida (2002). Rural
Development Finance in Vietnam: A
Microeconomics Analysis of Household
Surveys, World Development Vol.30, No.2,
pp:319-335.
Trần Hữu Cờng, C.T.K. Loan, T.Q. Trung,
N.H. Anh, B.T. Nga v T.T.T. Hơng.
(2009). Đánh giá môi trờng đầu t v đề
xuất các giải pháp thu hút đầu t vo
nông nghiệp trên địa bn H Nội. Dự án
nghiên cứu khoa học. Trờng Đại học
Nông nghiệp H Nội.