Đặng Thị Kim Phượng
Trường Cao đẳng Kinh tế - Kỹ thuật Cần Thơ
Phan Đình Khôi
Trường Đại học Cần Thơ Ngày nhận: 26/08/2021 Ngày nhận bản sửa: 22/12/2021 Ngày duyệt đăng: 18/01/2022
Tóm tắt: Bài viết sử dụng phương pháp so sánh điểm xu hướng PSM và ứng dụng Stata để đánh giá tác động của vốn vay từ một chương trình vay vốn thuộc Quỹ hỗ trợ phụ nữ phát triển kinh tế ở huyện Thới Lai, thành phố Cần Thơ năm 2019, trên cơ sở so sánh giữa 113 phụ nữ tham gia và 47 phụ nữ không tham gia chương trình. Kết quả nghiên cứu cho thấy, yếu tố tài sản, mục đích vay vốn và vốn vay có ảnh hưởng đến thu nhập của phụ nữ; và thu nhập của phụ nữ tham gia chương trình cao hơn so với phụ nữ không tham gia từ 11.702.000 đồng/năm đến 12.944.000 đồng/năm. Kết
Impact of microcredit on women’s income in Thoi Lai, Can Tho
Abstract: This paper uses the PSM propensity score comparison method and Stata apppliaction to the impact of loans from the fund to support women in economic development in Thoi Lai district, Can Tho city. The impact assessment results show that the factors of assets, loan purpose, and loan amount have an influence on the income of women and the income of women participating in the program is higher than that of non-participating women from 11,702,000 VND to 12,944,000 VND/year, this result is based on a comparison between 113 women participating and 47 women not participating in the program in 2019 in Thoi Lai district. The results imply that participating in microcredit will contribute to improving women’s income. To enhance the impact of microcredit on women’s income when participating in the program, women need to participate in many local meetings, and local government organizations strengthen coordination with unions to support women in accessing information, training, counseling and career guidance. The State should have tax and financial incentives in accordance with the law for enterprises that employ a lot of female workers.
Keywords: Can Tho, Impact, Income, Microcredit, Women Dang, Thi Kim Phuong
Email: dtkphuong@ctec.edu.vn Can Tho Technical Economic College Phan, Dinh Khoi
Email: pdkhoi@ctu.edu.vn CanTho University
quả hàm ý rằng, tham gia tín dụng vi mô sẽ góp phần tăng thu nhập của phụ nữ. Để nâng cao tác động của tín dụng vi mô đến thu nhập của phụ nữ khi tham gia chương trình, phụ nữ cần tham gia nhiều cuộc hội họp ở địa phương, và các tổ chức chính quyền địa phương tăng cường phối hợp với các đoàn thể để hỗ trợ phụ nữ tiếp cận thông tin, được đào tạo, tư vấn, hướng nghiệp. Nhà nước có chính sách ưu đãi về thuế và tài chính theo qui định của pháp luật đối với các doanh nghiệp sử dụng nhiều lao động nữ.
Từ khóa: Cần Thơ, phụ nữ, tín dụng vi mô, tác động, thu nhập.
1. Giới thiệu
Chủ trương giảm nghèo bền vững đã trở thành chính sách nền tảng, xuyên suốt quá trình thực hiện công cuộc đổi mới, xây dựng và phát triển nước ta. Cùng với những chính sách nhằm xóa đói giảm nghèo, các chương trình tín dụng chính sách cụ thể được Ngân hàng Chính sách xã hội (NHCSXH) tích cực triển khai trong toàn quốc góp phần quan trọng tạo sinh kế, giảm nghèo, cải thiện đời sống của người dân. Tuy nhiên, một bộ phận người dân vẫn còn nhiều khó khăn, một số hộ dân bị tái nghèo vì khó tiếp cận tín dụng ngân hàng do những thủ tục rườm rà và không đáp ứng các điều kiện để được vay vốn ngân hàng, chẳng hạn như không có tài sản thế chấp để vay vốn (UNDP, 2012; VDR, 2004)... Gần đây, nhờ chương trình tín dụng vi mô (TDVM), tỷ lệ người nghèo ở Việt Nam đã giảm đáng kể (Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, 2018).
Chương trình TDVM là một phần của tài chính vi mô (TCVM) (Shinha, 1998)- tổ chức TCVM là một dạng doanh nghiệp xã hội đặc biệt với mục tiêu hoạt động là cung cấp dịch vụ tài chính nhằm đáp ứng nhu cầu của các cá nhân, hộ gia đình có thu nhập thấp và doanh nghiệp siêu nhỏ (Luật TCTD, 2010). Chương trình TDVM là hoạt động cho vay các khoản nhỏ, thời gian vay ngắn và được cung cấp bởi các tổ chức tài chính chính thức và bán chính
thức (DERG, 2012). TDVM đóng vai trò hết sức quan trọng đối với việc phát triển kinh tế- xã hội, công cuộc giảm nghèo đói và phát triển xã hội tại các nước đang phát triển (Krog, 2000). TDVM mở ra cơ hội mới cho người tiếp cận vốn (Yunus, 2007) cũng như cung cấp cơ hội tạo ra năng lực sinh kế, tự làm chủ (Alhassan và Akudugu, 2012); TDVM đặc biệt tập trung hướng vào đối tượng khách hàng là phụ nữ nông thôn, giúp họ tự vươn lên, tạo ra giá trị tốt đẹp cho gia đình và xã hội (Mai Thị Anh Đào, 2016).
Thời gian qua, khả năng tiếp cận tín dụng của người dân nông thôn cả nước nói chung, riêng ở ĐBSCL và Cần Thơ nói riêng đã được cải thiện đáng kể, nhưng nguồn tín dụng chính thức vẫn chưa đáp ứng đủ nhu cầu, do bị hạn chế bởi thông tin bất đối xứng (Phan Đình Khôi, 2012), chi phí giao dịch và rủi ro... khiến cơ hội phát triển và sinh kế bền vững của hộ gia đình cũng như việc tăng sự tự chủ về tài chính của phụ nữ, góp phần trao quyền cho phụ nữ trong gia đình và cộng đồng bị trì hoãn.
Xuất phát từ thực tế này, việc phân tích tác động của TDVM đến thu nhập của phụ nữ qua chương trình vay vốn của Quỹ hỗ trợ phụ nữ phát triển kinh tế tại huyện Thới Lai, thành phố Cần Thơ được lựa chọn nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu sẽ cung cấp các thông tin khoa học về tác động của TDVM đến thu nhập của phụ nữ khi tham
gia chương trình tín dụng và một số hàm ý giải pháp tăng thu nhập cho phụ nữ, giúp họ phát triển toàn diện, phát huy vai trò của mình trong xã hội.
2. Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu 2.1. Cơ sở lý thuyết
Trong đánh giá tác động của TDVM đến thu nhập của phụ nữ nông thôn ở ĐBSCL năm 2019, vấn đề khả năng tiếp cận tín dụng, sinh kế và sinh kế bền vững là mục tiêu nghiên cứu với hướng tiếp cận đa dạng. Theo đó, lý thuyết về sự thay đổi (Theory of change- ToC) cung cấp phương pháp luận cho lập kế hoạch, sự tham gia và đánh giá, đã được sử dụng để nhận dạng các yếu tố tác động và mối quan hệ giữa chúng, các khác biệt giữa kết quả mong muốn và kết quả thực tế.
Ngoài ra, lý thuyết thay đổi của Heckman &
George (1980) và khung sinh kế bền vững của Bộ Phát triển Quốc tế Anh (Department for International Development- DFID) cũng được tiếp cận để phân tích về sinh kế bền vững và tái nghèo.
Phân tích về sinh kế và đói nghèo, Chambers và Robet (1983), Conway (1992), Scoones (2009) cho rằng một sinh kế được xem là bền vững khi nó có khả năng ứng phó và phục hồi khi bị các tác động, duy trì và tăng cường các khả năng về tài sản ở thời điểm hiện tại và trong tương lai, nhưng không làm xói mòn nền tảng của các nguồn lực tự nhiên.
Khái niệm “vốn”, trong khung sinh kế bền vững gồm: (a) Vốn vật chất là cơ sở hạ tầng và các loại hàng hóa mà người sản xuất cần để hậu thuẫn sinh kế; (b) Vốn tài chính là các nguồn lực tài chính sử dụng để đạt được các mục tiêu sinh kế; (c) Vốn xã hội là các nguồn lực xã hội sử dụng theo đuổi các mục tiêu sinh kế gồm: quan hệ, mạng lưới, thành viên nhóm, niềm tin, sự phụ thuộc lẫn nhau và trao đổi cung cấp các mạng an
ninh phi chính thống quan trọng; (d) Vốn con người đại diện kỹ năng, tri thức, khả năng làm việc và sức khỏe tốt gộp lại tạo thành những điều kiện giúp con người theo đuổi các chiến lược sinh kế khác nhau và đạt được các mục tiêu sinh kế. Ở cấp độ hộ gia đình, vốn con người là số lượng và chất lượng lao động của hộ- loại vốn này tùy thuộc vào quy mô của hộ, trình độ giáo dục và kỹ năng nghề nghiệp, khả năng quản lý, tình trạng sức khỏe, tri thức về các cấu trúc sở hữu chính thống và phi chính thống;
(e) Vốn tự nhiên là những nguyên vật liệu tự nhiên: đất đai, nước, rừng, đa dạng sinh học và nguồn tài nguyên không thể tái tạo được như khoáng sản để tạo dựng sinh kế.
Đối với sinh kế hộ thì các loại vốn trên đều có giới hạn.
Tiếp cận sinh kế bền vững với tư duy xóa đói giảm nghèo và người dễ bị tổn thương, thì vốn tài chính là biến số quan trọng trong các nguồn vốn trong khung sinh kế trên.
Vốn tài chính gồm tiền tiết kiệm, các khoản tín dụng và vay nợ, các khoản tiền chuyển về, lương hưu và lương định kỳ. Nguồn vốn tài chính có thể được cải thiện đáng kể qua việc vay vốn và vốn tài chính này có thể cải thiện các loại vốn còn lại trong sinh kế hộ gia đình.
2.2. Tổng quan nghiên cứu 2.2.1. Tín dụng vi mô với thu nhập
Công cụ cần thiết cho công tác xóa đói giảm nghèo là TCVM. Nghiên cứu của Morduch và Haley (2001); Barslund và Tarp (2008) cho thấy chương trình tín dụng có tác động tích cực đến thu nhập của hộ gia đình. Nghiên cứu của Nichols (2004) về cuộc sống của người nghèo ở nông thôn Trung Quốc trong 7 năm (1995-2001) đã kết luận khi tham gia chương trình Ưu đãi tín dụng cho người nghèo (The funding the poor cooperative- FPC) cuộc sống của
khách hàng vay tăng hơn ba lần so với những người không vay vốn; và những người đi vay là người nghèo nhất có tốc độ tăng thu nhập nhanh hơn những người vay có điều kiện tương đối.
Nghiên cứu của Vitor và cộng sự (2012) sử dụng phương pháp phân tích điểm xu hướng (Propensity Score Matching- PSM) với dữ liệu 300 phụ nữ kinh doanh, có tham gia và không tham gia TDVM, đã chỉ ra rằng thu nhập của phụ nữ kinh doanh tăng khi tham gia TDVM. Cùng sử dụng phương pháp PSM, Samuel (2012) cho thấy chương trình TDVM gia tăng cơ hội việc làm cho phụ nữ nông thôn, góp phần tăng thu nhập của hộ gia đình ở nông thôn.
Nguyễn Thùy Trang (2017), sử dụng phương pháp PSM nghiên cứu tác động sự tham gia hội phụ nữ đến thu nhập nông hộ tại tỉnh Hậu Giang, từ kết quả điều tra 90 hộ ở 3 xã Tân Bình và Hòa An, huyện Phụng Hiệp và Đại Thành, thị xã Ngã Bảy, đã cho thấy thu nhập của nhóm phụ nữ tham gia hội phụ nữ tăng cao hơn so với nhóm không tham gia. Nghiên cứu của Phan Thị Nữ (2012) sử dụng phương pháp khác biệt kép (DID) và mô hình hồi quy đa biến OLS, đã khẳng định TDVM có vai trò tích cực đối với hộ nghèo vay vốn. Nghiên cứu của Phan Đình Khôi (2012), sử dụng phương pháp biến công cụ và hiệu quả cố định (IV- PE) kết hợp với dữ liệu thứ cấp VHLSS 2006, 2008 để xem xét tác động của việc tham gia TDVM đến thu nhập và chi tiêu của hộ gia đình, kết quả cho thấy có ảnh hưởng, nhưng không nhiều. Nghiên cứu của Ngô Thị Mận (2017) đánh giá tác động của TDVM đến thu nhập của hộ nghèo trên địa bàn huyện Giang Thành, tỉnh Kiên Giang dựa trên số liệu VHLSS 2015 và sử dụng phương pháp DID kết hợp với hồi quy OLS, đã chỉ ra rằng tín dụng có tác động tích cực đến mức sống của người nghèo thông qua làm tăng chi tiêu đời sống.
2.2.2. Khả năng tiếp cận TDVM và các yếu tố tác động
Rào cản hạn chế khả năng tiếp cận của các hộ nghèo được AFD (2008) đề cập trong nghiên cứu “Đói nghèo, tiếp cận tín dụng và các quyết tố quyết định tham gia vào một chương trình TDVM mới ở khu vực nông thôn Morocco”. Ayen (2016), sử dụng kỹ thuật phân tích xu hướng điểm PSM để nghiên cứu “Tác động của chương trình TDVM cho nữ chủ hộ gia đình ở Jimma Zone, Ethiopia”. Kết quả nghiên cứu cho thấy, các hộ gia đình sở hữu giá trị đất đai, thu nhập và giá cả sản phẩm sản xuất ra ảnh hưởng đến khả năng tham gia TDVM nhiều hơn. Và, có sự khác biệt đáng kể giữa nhóm tham gia (572 điểm) và nhóm không tham gia so với nhóm không tham gia (501 điểm).
Đề cập đến phương thức tiếp cận tín dụng chính thức và phi chính thức, tác giả Phan Đình Khôi (2013) nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng chính thức và phi chính thức của nông hộ ở ĐBSCL, đã chỉ ra các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng thể hiện qua mức thu nhập, thủ tục hành chính và thành viên của tổ vay vốn. Quách Mạnh Hào (2005) nghiên cứu tiếp cận tín dụng và giảm nghèo ở nông thôn Việt Nam, dựa trên bộ dữ liệu chéo và phân tích mô hình kinh tế lượng thông qua bộ dữ liệu khảo sát thực địa cùng bộ dữ liệu khảo sát mức sống dân cư 1992/1993 và VHLSS 1997/1998, đã cho rằng đặc điểm của hộ gia đình có ảnh hưởng đến thu nhập của hộ nghèo. Trần Ái Kết và Huỳnh Trung Thời (2013) nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ trên địa bàn tỉnh An Giang; với quy mô mẫu khảo sát là 150 hộ, đã cho thấy tuy hầu hết các hộ gia đình này đều được tham gia vay vốn của các tổ chức tín dụng chính thức nhưng việc vay vốn này vẫn còn bị hạn chế bởi chi phí
vay (29,7%), tài sản thế chấp (22%), gần tổ chức tín dụng (45,4%), giới hạn số tiền vay (24%) và lãi suất vay (5,4%). Ngoài ra, các yếu tố thu nhập của hộ gia đình, quan hệ của chủ hộ gia đình, mục đích vay vốn, giá trị tài sản cũng ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận TDVM. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước (Trần Thọ Đạt, 1998;
Duong, 2013; Nguyễn Quốc Oánh và Phạm Thị Mỹ Dung, 2010).
Tóm lại, TDVM và các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập đã thu hút mối quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu trong và ngoài nước.
Trong đó, chủ yếu sử dụng phương pháp hồi quy OLS, DID, PSM, biến công cụ và hiệu quả cố định (IV-PE) để phân tích tác động của TDVM đến thu nhập, nhưng chưa đề cập đến tác động TDVM đến thu nhập cho riêng phụ nữ. Trong số các phương pháp trên thì phương pháp PSM được đánh giá cao về tính khả thi lẫn khắc phục vấn đề chọn mẫu sai lệch, nên bài viết này sẽ sử dụng phương pháp PSM để đánh giá tác động của TDVM đến thu nhập của phụ nữ nông thôn ở ĐBSCL thông qua một chương trình TDVM.
2.3. Phương pháp và mô hình nghiên cứu Trên cơ sở kế thừa các nghiên cứu trước đây, bài viết này sử dụng phương pháp so sánh điểm xu hướng PSM để đánh giá tác động của chương trình TDVM đến thu nhập của phụ nữ huyện Thới Lai, thành phố Cần Thơ. Việc đo lường tác động được tiến hành trên cùng một chương trình TDVM (sau đây gọi tắt là “chương trình”) trong cùng thời điểm đối với hai nhóm phụ nữ:
(1) tham gia hay (0) không tham gia. Và, xác suất tham gia chương trình được xác định bằng một điểm xu hướng. Các kết quả của phụ nữ tham gia và không tham gia có điểm xu hướng tương tự nhau được so sánh để xác định hiệu quả của chương trình.
Các phụ nữ không có cùng điểm xu hướng tương tự sẽ được loại ra trong phương pháp so sánh. Điểm xu hướng (Propensity Score Matching) xác định bởi mô hình Probit, với biến phụ thuộc là thu nhập (Y) và biến độc lập (X) là những yếu tố dùng để kiểm soát tác động của chương trình đến thu nhập của phụ nữ. Mô hình cụ thể như sau:
Yi = αXi + βTi + ε (1) Trong đó:
T là biến nhận giá trị (0,1) tương ứng với trường hợp: T = 0, phụ nữ không có vay vốn; T = 1, phụ nữ có vay vốn từ chương trình.
X là các đặc điểm có thể quan sát được - như đặc điểm của chủ hộ và đặc điểm chung của phụ nữ hay của chương trình..
ε mức giới hạn sai số thể hiện những đặc điểm không quan sát được nhưng có ảnh hưởng đến biến Y.
Yi là biến phụ thuộc, là thu nhập của phụ nữ. Để đánh giá tác động trước khi tham gia và sau khi tham gia vào chương trình có các yếu tố sau:
Yi1 là kết quả (điểm xu hướng) của phụ nữ không tham gia vào chương trình.
Yi2 là kết quả (điểm xu hướng) của phụ nữ có tham gia vào chương trình.
Như vậy, tác động của chương trình TDVM dựa trên điểm xu hướng của phụ nữ trong một mẫu có thể được xác định bằng công thức:
δi = Yi2 − Yi1 (2)
Các kết quả tác động của quan sát thứ itùy thuộc vào tính chất loại trừ lẫn nhau của kết quả đối chứng và giả định phân phối độc lập. Cụ thể như sau:
Yi = TiYi2 + (1 − Ti)Yi1 Hoặc
Yi = Yi1 + (Yi2 − Yi1)Ti = Yi1 + δTi (3) Từ phương trình (3), sử dụng phương pháp OLS (Ordinary Least Square) ước tính tác động thu nhập (Heckman, 1978); sai số chọn mẫu có thể làm chệch kết quả, nên phương pháp so sánh điểm xu hướng (Propensity
Score Matching) được lựa chọn để cải thiện kết quả ước tính. Thu nhập của những phụ nữ tham gia chương trình và những phụ nữ không tham gia được so sánh dựa trên những đặc điểm quan sát của họ.
Các bước thực hiện đánh giá tác động bằng phương pháp PSM được Baker (2000), Ravallion (2001), Khandker, Koolwal &
Samad (2010) đề xuất như sau:
Bước 1: Tiến hành điều tra, thu thập thông tin của hai nhóm tham gia và không tham gia chương trình. Để đảm bảo tính tương đồng cho việc so sánh ở bước 3.
Bước 2: Xây dựng mô hình tham gia chương trình dựa trên các đặc điểm quan sát được và ảnh hưởng đến quyết định có hay không tham gia. Mô hình hồi quy Probit được sử dụng.
Bước 3: Ước tính điểm xu hướng là xác suất dự đoán cho từng chỉ tiêu trong mỗi nhóm, giá trị điếm xu hướng tương ứng nằm trong khoảng từ 0 đến 1.
Bước 4: Xác định vùng hỗ trợ chung cho phép so sánh. Tác động thu nhập được tính toán từ sự khác biệt giữa các cặp phụ nữ tham gia và không tham gia chương trình trong điều kiện tương đồng về các yếu tố quan sát được (Becker & Ichino, 2002).
Tác động thu nhập trung bình (ATT) của phụ nữ có tham gia chương trình TDVM được ước lượng trên cơ sở phương pháp PSM Rosenbaum và Rubin (1983) theo công thức sau:
ATT = E(Y1|X, T = 1) - Ex [E(Y0|X, T = 0)| T = 1] (4)
Bảng 1. Tóm tắt các biến trong mô hình nghiên cứu
Ký hiệu Kỳ vọng
dấu Y: Biến phụ thuộc: Thu nhập (bình quân). Đvt: triệu đồng/ người/ năm
X1: Tuổi Tuổi được đo bằng số năm kể từ gnày sinh đến thời điểm nghiên cứu (năm)
Nathan and Lawrence (2006) Vương
Quốc Duy và Đặng Hoài Trung (2015) + X2: Dân tộc 1 = Kinh, 0 = khác Kinh Phan Đình Khôi (2012); Nguyễn Văn Vũ
An và ctg (2016) +
X3: Học vấn Số năm học tính đến thời điểm nghiên cứu (năm) Nathan and Lawrence (2006); Vương
Quốc Duy và Đặng Hoài Trung (2015) + X4: Quy mô Số tiền được vay (đvt: triệu đồng)
Vitor et al (2012); Banerjee và Dulfo (2016)
+ X5: Thời hạn
vay Thời hạn sử dụng vốn vay
(đvt: tháng) +
X6: (MĐVV) 1= mục đích vay vốn là sản xuất kinh doanh, 0 = mục
đích khác. +
X7: Quy mô
hộ gia đình Số lượng thành viên hộ gia
đình (người) Nathan and Lawrence ( 2006); Đinh Phi
Hổ và Đồng Đức (2015) +
X8: Phụ
thuộc Số người phụ thuộc trong hộ
gia đình (người) Đinh Phi Hổ và Đồng Đức (2015), Vương Quốc Duy và Đặng Hoài Trung (2015) - X9: Tài sản Tổng giá trị tài sản (triệu
đồng) Trần Ái Kết và Huỳnh Trung Thời (2013) +
X10: Việc
làm 1 = có một công việc làm có
thu nhập, 0 = thất nghiệp AFD (2008); Phan Đình Khôi (2013); Đinh
Phi Hổ và Đồng Đức (2015) +
X11:
SLTGHH Số lần tham dự cuộc họp địa
phương Lensik and Pham (2007); Lin et al (2015) + Nguồn: Đề xuất của tác giả từ tổng quan nghiên cứu
Ba kỹ thuật PSM được sử dụng để so sánh lần lượt là so sánh cặp lân cận gần nhất, cặp trung tâm và bán kính được sử dụng (Caliendo, 2009). Tác động trong nghiên cứu này được định nghĩa là thu nhập ròng của phụ nữ tham gia chương trình TDVM.
Cụ thể, tính toán và so sánh thu nhập của phụ nữ có tham gia và không tham gia CTTDVM. Giá trị trung bình của tất cả các kết quả so sánh chính là tác động của chương trình đối với những phụ nữ có tham gia chương trình.
2.4. Dữ liệu nghiên cứu
Số liệu được khảo sát từ tháng 01/3/2019 đến 31/12/2019, “Đáp viên” là những phụ nữ được lập danh sách từ các hộ gia đình sinh sống tại 5 ấp: Thới Hiệp A, Thới Hòa A, Thới Thuận A, Thới Phong A và Thới Quan của thị trấn Thới Lai, huyện Thới Lai, thành phố Cần Thơ. “Đáp viên” đều là hội viên Hội Liên hiệp Phụ nữ huyện Thới Lai và được chia thành 2 nhóm: (1) nhóm phụ nữ có nhu cầu vay mà chưa được vay; (2) nhóm phụ nữ đã vay vốn từ chương trình
“Bàn tay vàng” thuộc Dự án “Tăng cường năng lực làm kinh tế cho phụ nữ” được Tổ chức Cứu trợ trẻ em (Save the Children International- SCI) tài trợ- chương trình do Hội phụ nữ quản lý. Số quan sát được chọn ngẫu nhiên qua cuộc khảo sát trực tiếp và đảm bảo cỡ mẫu; bộ câu hỏi được thiết kế phù hợp cho khảo sát (ví dụ: đặc điểm cá nhân và mối quan hệ xã hội của chủ hộ).
Có 160 quan sát trong mẫu. Nghiên cứu sử dụng phần mềm Stata để thực hiện thống kê mô tả và đánh giá tác động qua phương pháp PSM.
3. Kết quả nghiên cứu và thảo luận 3.1. Đặc điểm của mẫu nghiên cứu
Chương trình “Bàn tay vàng” hoạt động không vì lợi nhuận; hình thức vay theo sự bảo lãnh của nhóm (5 - 8 thành viên/nhóm), không cần tài sản thế chấp. Các thành viên tự nguyện tham gia vào nhóm, có sự tin cậy lẫn nhau và bảo lãnh cho khoản vay của nhau. Khi bất kỳ thành viên nào trong nhóm không trả được nợ, các thành viên khác phải cùng có trách nhiệm hoàn trả thay số tiền vay, đảm bảo trả đủ cả gốc lẫn lãi và đúng hạn, nếu không trả thì cả nhóm sẽ không được vay vốn ở chu kỳ tiếp theo nữa.Bảng 2 cho thấy độ tuổi trung bình của phụ nữ của hai nhóm là 47 tuổi. Ở độ tuổi này, đa số phụ nữ đã có gia đình, có con, nên sức khỏe đã giảm sút, do đó công việc chủ yếu của phụ nữ là làm nông, sản xuất nhỏ hay làm thuê. Tài sản của phụ nữ được khảo sát trung bình 200 đến 350 triệu đồng, đây được xem là sự bảo đảm của vốn vay của phụ nữ. Thu nhập trung bình của đối tượng nghiên cứu không có sự chênh lệch quá lớn giữa hai nhóm. Qua số liệu, thu nhập trung bình năm của phụ nữ tại khu vực nghiên cứu ở mức 36- 90 triệu đồng; trong khi đó, mức thu nhập bình quân đầu người của thành phố Cần Thơ là 88,3 triệu đồng/năm.
3.2. Kết quả ước lượng
Kết quả ước lượng mô hình ở bước 2 được trình bày ở Bảng 2. Một số kiểm định được thực hiện nhằm đảm bảo tính phù hợp của mô hình điểm xu hướng. Kết quả kiểm định hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình đều lớn hơn 0,7, chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình đạt 88,25%
xem như mô hình không bỏ sót các biến quan trọng ở mức tương đối tốt. Tỷ lệ dự báo mô hình nhận giá trị của AUC (area under the curve) khá cao lên đến 0,9514 cho thấy mô hình đạt hiệu quả và có tính
phân loại cao. Từ đây có thể cho rằng điểm threshold (ngưỡng phân loại) đạt 50% là hoàn toàn phù hợp. Ngoài ra, khi phân tích độ nhạy của mô hình, cho kết quả đánh giá hiệu quả giữa các tiêu chí đo lường mức độ chính xác và ngưỡng được chọn> 0,5;
chứng tỏ mô hình tiếp cận tín dụng vi mô của phụ nữ tại huyện Thới Lai- Tp. Cần Thơ có độ nhạy tốt. Các biến có ý nghĩa thống kê và có mối tương quan thuận với quyết định tham gia CTTDVM bao gồm:
mục đích vay vốn (MĐVV), số tiền vay Bảng 2. Đặc điểm mẫu nghiên cứu
Số quan sát Trung bình Độ lệch Min Max
Vốn vay Tham gia Không tham gia
160113
47 10,852
6,281 5,685
3,298 2,703
2,127 29,352
15,318 Tuổi Tham gia
Không tham gia
160113
47 47
47 9,385
9,293 28
31 65
Tài sản 65 Tham gia Không tham gia
160113
47 356,646
213,872 119,362
94,421 105
105 632
Thu nhập 500 Tham gia Không tham gia
160113
47 61,763
64,136 11,654
10,476 36
44,4 90
84 Nguồn: Số liệu khảo sát, 2019 Bảng 3. Kết quả ước lượng mô hình hồi quy Probit
Biến Hệ số Sai số chuẩn Giá trị P
Hệ số -3,821 1,660 0,021
Vốn vay 0,165 0,045 0,000***
Tuổi 0,016 0,016 0,344
Dân tộc 0,722 0,283 0,011**
Học vấn 0,105 0,072 0,143
Quy mô 0,312 0,205 0,128
Phụ thuộc -0,380 0,256 0,139
Tài sản 0,002 0,001 0,107*
Việc làm -0,117 0,301 0,696
SLTGHH 1,293 0,219 0,000***
Thu nhập -0,014 0,013 0,302
MĐVV -0,245 0,132 0,064*
Prob>Chi2: 0,000 Số quan sát: 160 Pseudo R2: 0,5866
Xác suất dự báo đúng: 0,8644
(***;**;* ý nghĩa thống kê 1%; 5%; 10%) Nguồn: Kết quả phân tích từ số liệu khảo sát (2019) trên phần mềm Stata
(Vốn vay), số lần tham gia hội họp ở địa phương (SLTGHH), dân tộc và tài sản. Các yếu tố giải thích trong mô hình probit có ý nghĩa và đươc sử dụng trong các bước tính các điểm xu hướng tiếp theo.
Bảng 3, trình bày kết quả điểm xu hướng để làm cơ sở ghép cặp so sách giữa hai nhóm tiếp cận và không tiếp cận. Vùng hỗ trợ chung của mô hình được xác định trong khoảng từ 0,1354 đến 1,0.
Vùng hỗ trợ chung này thỏa mãn điều kiện của mô hình (giá trị nằm trong khoảng từ 0 đến 1), ứng với số phụ nữ trong vùng hỗ trợ 160, bao gồm 113 phụ nữ tham gia và 47 phụ nữ không tham gia. Các phụ nữ thuộc hai nhóm nằm trong vùng hỗ trợ chung này được bắt cặp so sánh theo phương pháp ghép cặp trung tâm, phương pháp so sánh cận nhật và phương pháp so sánh phạm vi bán kính. Sau đó, kết quả so sánh của từng cặp cá thể trên sẽ được dùng để tính giá trị trung bình chung (ATTA). Bảng cho thấy cả 3 phương pháp so sánh điểm xu hướng (trung tâm, cận gần nhất và bán kính) cho kết quả tương đồng. Theo đó, chương trình
tín dụng vi mô đã tác động tích cực đến thu nhập của phụ nữ khi tham gia chương trình.
Phụ nữ tiếp cận vào chương trình có thu nhập cao hơn không tiếp cận từ 11.702.000 đồng/năm đến 12.944.000 đồng/năm, dựa trên việc so sánh giữa 113 phụ nữ tham gia và 47 phụ nữ không tham gia chương trình có cùng đặc điểm tương đồng bằng cách sử dụng các biến kiểm soát trong mô hình Probit đã xác định ở phần trên.
Bảng 5 cho thấy tác động can thiệp bình quân trên nhóm tham gia bằng so sánh cận gần nhất. Kết quả cho thấy so sánh cận gần nhất giữa 113 phụ nữ tham gia chương trình và 47 phụ nữ không tham gia chương trình, mức thu nhập chịu tác động của chương trình là 12.350.000 đồng/năm với giá trị T=
3,240. Hiệu quả can thiệp bình quân trên đối tượng bình quân bằng so sánh trong phạm vi bán kính. Kết quả cho thấy tác động làm thu nhập của phụ nữ tham gia chương trình tăng 12.944.000đồng/năm khi so sánh giữa 113 phụ nữ tham gia và 47 phụ nữ không tham gia với giá trị T = 5,5518. Tác động của nhóm tham gia và nhóm đối chứng còn Bảng 4. Kết quả điểm xu hướng vùng hỗ trợ chung của mô hình
Estimated propensity score percentiles smallest
1% 0.1365321 0.1354184
5% 0.1985266 0.1365321
10% 0.2683182 0.1369839 0bs 159
25% 0.5246393 0.1450195 Sum of Wgt 159
50% 0.7772812 Mean 0.709689
largest Std. Dev 0.270004
75% 0.9551555 0.9996009
90% 0.9880737 0.999995 Variance 0.0729
95% 0.9983058 1 Skewness -0.690387
99% 1 1 Kurtosis 2.166746
Nguồn: Kết quả phân tích từ số liệu khảo sát (2019) trên phần mềm Stata
được so sánh bằng phương pháp so sánh dựa trên hạt nhân. Kết quả cho thấy khi so sánh giữa 113 phụ nữ tham gia và 47 phụ nữ không tham gia chương trình cho thấy thu nhập tăng 11.702.000 đồng/năm đối với phụ nữ tham gia chương trình với giá trị T = 4,055. Các giá trị T ở cả 3 phương pháp so sánh đều lớn giá trị T tới hạn 1,96 nên đủ để kết luận việc tham gia chương trình có tác động đến thu nhập của phụ nữ trên địa bàn Huyện Thới Lai, Tp. Cần Thơ.
Với kết quả tác động điểm xu hướng ở trên, cho phép xác nhận rằng đối với những phụ nữ tham gia chương trình có thu nhập tăng cao hơn so với phụ nữ không tham gia chương trình. Để kiểm tra kết quả tác động có đáng tin cậy không, bài viết tiến hành kiểm tra độ tin cậy của hiệu quả can thiệp bình quân, tức là thực hiện so sánh cận nhất trực tiếp với một đối tượng so sánh cho từng đối tượng can thiệp.
Bảng 6 cho thấy phụ nữ tham gia chương trình sẽ có thu nhập ở mức 14.867.260 đồng/
năm so với phụ nữ không tham gia chương trình với mức ý nghĩa dưới 1%. Điều này chứng tỏ kết quả đánh giá điểm xu hướng có độ tin cậy cao, có thể sử dụng mô hình để đánh giá thực tế tác động của chương trình
đối với thu nhập của phụ nữ trên địa bàn huyện Thới Lai, thành Phố Cần Thơ.
Tóm lại, phụ nữ tham gia chương trình TDVM sẽ làm gia tăng thu nhập từ 11.702.000 đồng đến 12.944.000 đồng/
năm. Với kết quả này một lần nữa khẳng định TDVM có tác động tích cực đến thu nhập của người tham gia chương trình TDVM; đồng thời cũng tương đồng kết quả của Hulme và Mosley (1996), Nichols (2004), Yunus (2007), Brown (2010), Ahmed (2011), Nguyễn Kim Anh (2011), Vitor (2012), Phạm Vũ Lửa Hạ (2003), Đinh Phi Hổ và Đồng Đức (2015), Ngô Thị Mận (2017), Nguyễn Thùy Trang (2017).
4. Kết luận và giải pháp 4.1. Kết luận
Chương trình TDVM tác động tích cực đến thu nhập của phụ nữ trên địa bàn huyện Thới Lai, thành phố Cần Thơ, như: tăng thu nhập và được thể hiện qua thay đổi cơ cấu chi tiêu, xu hướng tiêu dùng. Các yếu tố: tài sản, số vốn vay, số lần tham gia hội họp ở địa phương, dân tộc và mục đích vay vốn ảnh hưởng tích cực đến khả năng tiếp Bảng 5. Kết quả tác động điểm xu hướng
Chỉ tiêu Nhóm
tham gia Nhóm
đối chứng Thu nhập thay đổi
(đồng/năm) Sai số chuẩn Giá
trị t
So sánh trung tâm 113 47 11.702.000 2,886 4,055
So sánh cận gần nhất 113 22 12.350.000 3,811 3,240
So sánh trong phạm vi bán kính 113 47 12.944.000 2,346 5,518 Nguồn: Kết quả phân tích từ số liệu khảo sát (2019) trên phần mềm Stata Bảng 6. Độ tin cậy của can thiệp bình quân
Biến phụ thuộc Hệ số Độ lệch Giá trị P
ATT 14,86726 2,159 0,0000***
Số quan sát 160
Ghi chú: *** Mức ý nghĩa 1%; ** Mức ý nghĩa 5%; * Mức ý nghĩa 10%
Nguồn: Kết quả phân tích từ số liệu khảo sát, 2019
cận chương trình của phụ nữ. Đồng thời, khi phân tích tác động điểm xu hướng cho thấy phụ nữ tham gia vào chương trình sẽ có thu nhập cao hơn so với không tham gia từ 11.702.000 đồng đến 12.944.000 đồng/
năm. Kết quả này dựa trên việc so sánh giữa 113 phụ nữ tham gia và 47 phụ nữ không tham gia chương trình có cùng đặc điểm tương đồng với vùng hỗ trợ chung của mô hình từ 0,1354 đến 1,0.
4.2. Giải pháp
Trao quyền cho phụ nữ nông thôn về kinh tế ngoài tập trung vào tài chính, còn đòi hỏi ít nhất là đầu tư vào xây dựng năng lực, thể chế và thay đổi văn hóa cũng như khả năng tiếp cận với tài chính và thị trường (T20 Argentina, 2018). Theo đó, một số kiến nghị giải pháp đưa ra gồm: (i) thay đổi nhận thức về vai trò và khả năng đóng góp của phụ nữ trong các hoạt động kinh tế; (ii) tăng cường hiểu biết của lao động nữ nông thôn về các điều khoản liên quan tới quyền hạn và nghĩa vụ trong Luật lao động, liên quan tới vấn đề bình đẳng giới và các chính sách liên quan tới đào tạo và giải quyết việc làm cho lao động nữ nông thôn. Muốn vậy phụ nữ cần
tích cực tham gia hội họp, sinh hoạt tập thể ở địa phương, nhiều mối quan hệ từ đó dễ tiếp cận chương trình TDVM; (iii) thay đổi nội dung, hình thức đào tạo nghề cho phụ nữ nông thôn: đào tạo phải sát với thực tiễn, gắn với giải quyết việc làm cho phụ nữ, gắn với các chương trình khởi nghiệp; tổ chức tập huấn, chuyển giao khoa học kỹ thuật, dạy nghề; xây dựng các tổ phụ nữ liên kết cho phụ nữ; và (iv) cần có các chính sách, hỗ trợ đồng bộ đi đôi với đào tạo nghề để tạo việc làm cho phụ nữ. Ngoài ra, có chính sách hỗ trợ, ưu tiên các doanh nghiệp trong vùng sử dụng nhiều lao động nữ.
Bên cạnh những kết quả đã đạt được, bài viết không thể tránh được lỗi mắc phải do bỏ sót biến trong mô hình. Các lỗi có thể bắt nguồn từ các yếu tố không quan sát được, chẳng hạn như sự biến động giá cả của thị trường hoặc rủi ro trong quá trình sản xuất, xuất hiện dịch bệnh gây ảnh hưởng lớn đến thu nhập của phụ nữ tham gia chương trình TDVM. Do vậy, những nghiên cứu trong tương lai có thể dụng các phương pháp đánh giá tác động hữu hiệu hơn để hạn chế yếu tố lỗi có thể có, được chỉ ra trong nghiên cứu này ■
Tài liệu tham khảo
AFD, (2008), Poverty, Access to Credit and the Determinants of Participation in a New Micro-credit Program in Rural Areas of Morocco, Impact Analyses Series N02, October 2008.
Alhassan and Akudugu (2012), ‘Impact of microcredit on income generation capacity of women in the Tamale Metropolitan area of Ghana’, The Journal of Economic and Sustainable Development, Vol 3, No 1, pp 41-48.
Ahmed, F.,Siwar. C, Idris. N. A. H. and Begum, R.A, (2011), ‘Microcredit’s contribution to the socio-economic development amongst rural women: A case study of Panchagarh District in Bangladesh’, African Journal of Business Management Vol. 5(22), pp. 9760-9769, 30 September, 2011.
Brown G. (2010), When Small is Big. Microcredit and Economic Development. Open Source Business Resource http://
www.osbr.ca. November 2010.
Barslund. M and F. Tarp (2008), ‘Formal and informal credit in four provinces of Vietnam’, Journal of Development Studies, 44:485-503
Chambers and Robert (1983), Rural development: Puttsing the last first. Longman Scientific & Technical, Co-published in the United States with John Wiley & Sons, Inc., New York, 37-38
DFID, (1999), Sustainable livelihoods guidance sheets. https://www.ennonline.net.
DERG, (2012), The availability and effectiveness of credit in rural Vietnam: Evidence from the Vietnamese Access to Resources Household Survey 2006-2008-2010, Report from Agriculture and Rural Development Programme.
Đinh Phi Hổ và Đông Đức (2015), ‘Tác động của tín dụng chính thức đến thu nhập của nông hộ ở Việt Nam’, Tạp chí
Phát triển kinh tế, số 26 (2), .
Heckman, J. J., and Borjas, G. J. (1980), ‘Does unemployment cause future unemployment? Definitions, questions and answers from a continuous time model of heterogeneity and state dependence’. Economica, 47(187), 247-283.
Hulme, David and Paul Mosley (1996), Finance Against Poverty: Volume 1.[e-book] Routledge, London & New York.
Ismail, R. and Yussof, I. (2010), Human capital and income distribution in Malaysia: A case study, Available from:
http://www.sesric. org/jecd/jecd_articles/ART09022001-2.pdf.
Khandker, S. R., Koolwal, G. B, and Sarnad, H. A (2010), Handbook on Impact Evaluation: Quantitative Methods and Practices, Washington DC: World Bank Publications.
Krog, J. (2000), Attacking Poverty with Decentralization and Microcredit: Indian Experiences, www.ulandslaere.au.dk Lin, T & Chou, H. J. (2015). Trade credit and bank loan: evidence from Chinses firms. International review of economic
& fianance. Vo(36), 17-29.
Lensink, R. & Pham, T. T. T., (2007). Lending policies of informal, formal and semiformal lenders. Economics of Transition, 15(2), 181-209.
Mai Thị Anh Đào (2016), ‘Tác động của tài chính vi mô đến thu nhập của hộ nghèo ở Việt Nam’, Tạp chí khoa học Trường đại học Văn Hiến, quyển 4, tập 3: 38-46.
Morduch, J., and & Haley, B., (2001), Analysis of the effects of microfinance on poverty reduction, NYU Wagner Working Paper.
Nguyễn Trọng Hoài (2005), Nghiên cứu ứng dụng các mô hình kinh tế lượng phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến nghèo đói và đề xuất giải pháp xóa đói giảm nghèo ở Đông Nam Bộ, Đề tài Khoa học và Công nghệ cấp Bộ, Trường Đại học Kinh tế TP. HCM.
Nichols S (2004), A Case Study Analysis of the Impacts of Microfinance upon the Lives of the Poor in Rural China, School of Social Science and Planning RMIT University.
Ngân hàng thế giới (2004), Báo cáo phát triển Việt Nam (VDR), Nghèo. Báo cáo chung của các tài trợ tại Hội nghị Tư vấn các nhà tài trợ cho Việt Nam, Hà Nội, 2-3/12/2003
Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (2018), Báo cáo thường niên 2018, NXB Thông tin và truyền thông.
Ngô Thị Mận (2017), ‘Phân tích tác động của tín dụng vi mô đến thu nhập của hộ nghèo trên địa bàn Huyện Giang Thành, tỉnh Kiên Giang’, luận văn thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế Tp. Hồ Chí Minh
Nguyễn Thùy Trang (2017), ‘Tác động sự tham gia hội phụ nữ đến thu nhập nông hộ tại Tỉnh Hậu Giang’, Tạp chí khoa học Trường Đại học Cần Thơ. Tập 48C: 64-69.
Nguyễn Văn Vũ An và ctg (2016), ‘Đánh giá khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ tại xã Đại An, huyện Trà Cú, tỉnh Trà Vinh’, Tạp chí khoa học, trường Đại học Trà Vinh; số 22, 11.
Nichols S., (2004), A Case Study Analysis of the Impacts of Microfinance upon the Lives of the Poor in Rural China, School of Social Science and Planning RMIT University
Nathan, O. F & Lawrence, B. (2006). The impact of microfinance on the welfare of the poot in Uganda. Journal of social and economic policy. New Delhi: Serials Publ., ZDB-ID 2253601-2, Vol. 1, 59-74Phạm Vũ Lửa Hạ, (2003), ‘Phát triển hệ thống tín dụng nông thôn ở Việt Nam’, Trung Tâm tư vấn chính sách Nông nghiệp, http://cap.gov.vn/news/ac_search_csdl.asp?char=P.
Phan Thị Nữ (2012), ‘Đánh giá tác động của tín dụng đối với giảm nghèo ỏ nông thôn Việt Nam’, Tạp chí khoa học Đại học Huế, 3:35-49
Phan, D.K. (2012), An Empirical Analysis of Accessibility and Impact of Microcredit: the Rural Credit Market in the Mekong River Delta, Vietnam. PhD thesis. Lincoln University, New Zealand.
Phan Đình Khôi (2013), ‘Các nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng chính thức và phi chính thức của nông hộ ở Đồng Bằng Sông Cửu Long’, Tạp chí khoa học Trường Đại học Cần Thơ. Tập 18D: 38-53.Puhazehdhi V and Satya Sai (2001), ‘Economic and Social Empowerment of Rural Poor Throught Self-Help Groups’, India Journal of Agricultural Economic, Vol. 56, No.3, pp450-452.
Quach, M.H. (2005). Access to Finance and Poverty Reduce an application to rural VietNam. PhD thesis. University of Birmingham.
Trần Ái Kết và Huỳnh Trung Thời (2013), ‘Các nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ trên địa bàn Tỉnh An Giang’, Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ. Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế và Pháp luật: 27 (2013): 17-24.
Scoones, I (2009), Livelihoods perspectives and rural development, Journal of Peasant Studies, Volume 36, 2009, 1 Shinha, S (1998), ‘Microcredit: Impact, Targeting and Sustainability’, IDS bulletin, Vol 24, No.9.
UNU WIDER và ctg, (2016), Đặc điểm kinh tế nông thôn Việt Nam: Bằng chứng từ Điều tra hộ gia đình nông thôn tại 12 tỉnh của Việt Nam. https://www.wider.unu.edu/sites/default/files/Publications/Report/PDF/VARHS16-report-2017-VIE.pdf.
Vitor, D., Abankwah, V., and Kwansah, J. (2012), ‘Women Participation in Microcredit and Its Impact on Income: A Study of Small-Scale Businesses in the Central Region of Ghana’, Journal of Experimental Agriculture International, 2(3), 502-515. https://doi.org/10.9734/AJEA/2012/1127.
Vương Quốc Duy và Đặng Trung Hoài (2015), ‘Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của hộ chăn nuôi heo trên địa bàn quận Ô Môn, Cần Thơ’, Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ. Số 36: 42-51.
