Các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của hộ nông dân trên địa bàn tỉnh Thanh Hóa

TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƢỜNG ĐẠI HỌC HỒNG ĐỨC - SỐ 53.2021 
25 
CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN KHẢ NĂNG TIẾP CẬN TÍN DỤNG CHÍNH THỨC CỦA HỘ NÔNG DÂN TRÊN ĐỊA BÀN TỈNH THANH HÓA 
Ngô Việt Hƣơng1, Mai Thị Hồng1 
TÓM TẮT 
Hiện nay, mạng lưới các tổ chức tín dụng chính thức hoạt động ở khu vực nông thôn Việt Nam ngày càng rộng khắp đã phần nào hạn chế hiện tượng cho vay nặng lãi. Tuy nhiên, người dân nông thôn vẫn khó tiếp cận tín dụng chính thức nên phải vay khu vực phi chính thức để đáp ứng nhu cầu chi tiêu phát sinh hằng ngày cũng như nhu cầu vốn cho sản xuất. Bài viết này sử dụng mô hình hồi quy Binary logistic để phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của hộ nông dân làm cơ sở để đưa ra một số giải pháp nhằm nâng cao khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của hộ nông dân trên địa bàn tỉnh Thanh Hóa nói riêng và khu vực nông thôn Việt Nam nói chung. 
Từ khóa: Tín dụng chính thức, hộ nông dân, tỉnh Thanh Hóa. 
1. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 
1.1. Cơ sở lý thuyết 
Khái niệm tín dụng chính thức Quan niệm về tín dụng chính thức chƣa đƣợc quy định trong bất cứ một văn bản pháp lý nào. Từ việc kế thừa và đúc kết từ các nghiên cứu trƣớc đây, trong phạm vi bài viết này, tác giả xin đƣa ra khái niệm tƣơng đối về loại hình tín dụng này nhƣ sau: Tín dụng chính thức là hình thức tín dụng hợp pháp, đƣợc sự cho phép của Nhà nƣớc Các thành phần tín dụng chính thức hoạt động dƣới sự giám sát và chi phối của Chính phủ và Ngân hàng Nhà nƣớc. Các nghiệp vụ hoạt động phải chịu sự quy định của Luật ngân hàng nhƣ sự quy định khung lãi suất, huy động vốn, cho vay và những dịch vụ mà chỉ có các tổ chức tài chính chính thức mới cung cấp đƣợc. Các tổ chức tài chính chính thức bao gồm: ngân hàng thƣơng mại, quỹ tín dụng nhân dân, các tổ chức tín dụng phi ngân hàng, các chƣơng trình trợ giúp và phát triển của Chính phủ. Thị trƣờng tín dụng chính thức: là nơi diễn ra công khai các hoạt động giao dịch vốn tín dụng giữa các tổ chức tín dụng là trung gian tài chính với chủ thể cầu vốn tuân thủ theo pháp luật Nhà nƣớc. Tổ chức cung ứng vốn là các trung gian tài chính đƣợc thành lập theo pháp luật nhƣ: hệ thống ngân hàng, quỹ tín dụng nhân dân, các công ty tài chính Tín dụng phi chính thức bao gồm những giao dịch tín dụng theo kiểu tài chính trực tiếp giữa các chủ thể kinh tế với nhau và những giao dịch tài chính gián tiếp không thông qua những tổ chức tín dụng hoạt động trong khuôn khổ của Luật Tổ chức tín dụng. 
 1 Khoa Kinh tế - Quản trị kinh doanh, Trường Đại học Hồng Đức; Email: ngoviethuong@hdu.edu.vn 
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƢỜNG ĐẠI HỌC HỒNG ĐỨC - SỐ 53.2021 
26 
Tín dụng đen là hình thức cho vay tín dụng với lãi suất cao cùng với các quy định chi trả do một cá nhân, nhóm cá nhân hay tổ chức nằm ngoài vòng kiểm soát của pháp luật đề ra. Khái niệm hộ nông dân Ở nƣớc ta, có nhiều tác giả đề cập đến khái niệm hộ nông dân Theo Lê Đình Thắng (1993) thì: “Nông hộ là tế bào kinh tế xã hội, là hình thức kinh tế cơ sở trong nông nghiệp và nông thôn”; Đào Thế Tuấn (1997) cho rằng: “Hộ nông dân là những hộ chủ yếu hoạt động nông nghiệp theo nghĩa rộng, bao gồm cả nghề rừng, nghề cá và hoạt động phi nông nghiệp ở nông thôn” Còn theo Nguyễn Sinh Cúc (2001), trong phân tích điều tra nông thôn năm 2001 đƣa ra quan niệm: “Hộ nông nghiệp là những hộ có toàn bộ hoặc 50% số lao động thƣờng xuyên tham gia trực tiếp hoặc gián tiếp các hoạt động trồng trọt, chăn nuôi, dịch vụ nông nghiệp (làm đất, thuỷ nông, giống cây trồng, bảo vệ thực vật,) và thông thƣờng nguồn sống chính của hộ dựa vào nông nghiệp”. Trong khuôn khổ bài viết này, tác giả sử dụng khái niệm hộ nông nghiệp của Nguyễn Sinh Cúc (2001). 
1.2. Tổng quan các nghiên cứu trƣớc đây 
Tính đến thời điểm hiện tại đã có nhiều nghiên cứu về tín dụng chính thức đối với hộ nông dân Việc tiếp cận tín dụng chính thức của hộ nông dân phụ thuộc vào nhiều yếu tố Kết quả các nghiên cứu về việc tiếp cận nguồn vốn tín dụng chính thức của hộ nông dân Việt Nam trƣớc đây đã đƣa ra các nhân tố ảnh hƣởng đến việc tiếp cận chính thức của hộ nông dân Tác giả Trƣơng Đông Lộc và Trần Bá Duy (2010) trong nghiên cứu “Các nhân tố ảnh hƣởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ trên địa bàn tỉnh Kiên Giang” đã phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của hộ nông dân trên địa bàn tỉnh Kiên Giang Số liệu sử dụng trong nghiên cứu đƣợc thu thập từ một cuộc điều tra bằng bảng câu hỏi với tổng số nông hộ đƣợc phỏng vấn là 152 Áp dụng hàm Probit, kết quả phân tích cho thấy, các nhân tố có ảnh hƣởng đến khả năng tiếp cận tín dụng của nông hộ bao gồm: tuổi của chủ hộ, số thành viên trong gia đình, trình độ học vấn của chủ hộ, diện tích đất của hộ, khả năng đi vay từ các nguồn không chính thức, thu nhập của hộ và tổng tài sản của hộ Nghiên cứu của Trần Ái Kết và Huỳnh Trung Thời (2013) đã chỉ ra việc tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ trên địa bàn tỉnh An Giang bị ảnh hƣởng bởi các nhân tố sau: Diện tích đất, trình độ học vấn, nghề nghiệp, giá trị tài sản, sử dụng tín dụng không chính thức của hộ Đồng thời các nhân tố: Thu nhập của hộ, quan hệ xã hội của chủ hộ, mục đích vay của chủ hộ, giá trị tài sản của hộ có tác động thuận đến lƣợng vốn vay tín dụng chính thức của hộ Trong bài viết “Phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của hộ chăn nuôi heo trên địa bàn quận Ô Môn, Cần Thơ”, tác giả Vƣơng Quốc Duy, Đặng Hoàng Trung (2015) đã sử dụng số liệu sơ cấp và mô hình Probit để phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của hộ chăn nuôi heo trên địa bàn quận Ô Môn, Cần Thơ Nghiên cứu đã chỉ ra rằng các thuộc tính 
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƢỜNG ĐẠI HỌC HỒNG ĐỨC - SỐ 53.2021 
27 
của chủ hộ nhƣ giới tính, trình độ học vấn, độ tuổi và các thuộc tính của nông hộ nhƣ vị trí xã hội, thu nhập, ảnh hƣởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của hộ nuôi heo. Trên cơ sở lý thuyết và kế thừa các nghiên cứu trƣớc đây, bài viết này tập trung phân t ... hiếm tỷ trọng 24,5% tổng số hộ quan sát. Diện tích đất sản xuất bình quân của hộ trong mẫu khảo sát là tƣơng đối cao. Thu nhập bình quân của hộ: Số hộ có thu nhập bình quân hàng năm thấp hơn 100 triệu đồng là 63 hộ chiếm tỷ trọng 20% tổng số hộ quan sát, số hộ có thu nhập bình quân hàng năm trên 100 triệu đồng đến 300 triệu đồng là 135 hộ chiếm tỷ trọng 67,5% tổng số hộ quan sát, số hộ có thu nhập bình quân hàng năm cao hơn 300 triệu đồng là 25 hộ chiếm tỷ trọng là 12,5% tổng số hộ quan sát. Thu nhập bình quân hàng năm của hộ quan sát tƣơng đối cao hơn mức thu nhập bình quân của hộ nông dân trên cả nƣớc là 130 triệu đồng/năm (niên giám thống kê 2018). 
2.2. Kết quả phân tích hồi quy Binary logistic 
Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình 
Bảng 3. Kết quả kiểm định mức độ phù hợp của mô hình 
Omnibus Tests of Model Coefficients Chi-square df Sig. 
Step 1 Step 97.273 6 .000 Block 97.273 6 .000 Model 97.273 6 .000 
Nguồn: Kết quả phân tích từ nguồn số liệu thu thập của tác giả bằng SPSS 
Mục tiêu của kiểm định này nhằm xem xét có mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc hay không Để đánh giá ta dựa vào kiểm định Omnibus, nếu mức ý nghĩa của mô hình đảm bảo có mức độ tin cậy ít nhất 95% (sig<0,05), kết luận có mối quan hệ tuyến tính giữa biến độc lập với biến phụ thuộc (Hoàng Trọng và Chu nguyễn Mộng Ngọc, 2005; Đinh Phi Hổ, 2011) Từ bảng 3, ta thấy Sig của model = 0 (< 0,05) với độ tin cậy lên đến 99%, nhƣ vậy các biến độc lập có quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc trong tổng thể. Nói cách khác mô hình là phù hợp. 
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƢỜNG ĐẠI HỌC HỒNG ĐỨC - SỐ 53.2021 
30 
 Kiểm định mức độ giải thích của mô hình 
Bảng 4. Kết quả kiểm định mức độ giải thích của mô hình 
Model Summary Step -2 Log likelihood Cox & Snell R Square Nagelkerke R Square 1 14.588a .485 .650 
Nguồn: Kết quả phân tích từ nguồn số liệu thu thập của tác giả bằng SPSS 
Mô hình đƣợc coi là tốt khi các biến độc lập có thể giải thích đƣợc > 50% sự thay đổi của biến phụ thuộc [7]. Kết quả bảng 4 cho thấy, hệ số nagelkerke R Square = 0.650 nghĩa là 65% sự thay đổi của biến phụ thuộc đƣợc giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình, còn lại 35% là do các yếu tố khác Nhƣ vậy mô hình đƣợc coi là tốt. 
 Kiểm định mức độ dự báo chính xác của mô hình 
Bảng 5. Kết quả kiểm định mức độ dự báo của mô hình 
Classification Tablea 
 Observed Predicted khanangtiepcanvon Percentage Correct 0 có 
Step 1 Khanangtiepcanvon 0 38 20 65.5 có 2 140 98.6 Overall Percentage 89.0 
Nguồn: Kết quả phân tích từ nguồn số liệu thu thập của tác giả bằng SPSS 
Có thể xác định đƣợc mô hình dự đoán tốt đến đâu qua bảng phân loại sẽ so sánh số trị số thực và trị số dự đoán cho từng biểu hiện và tính tỷ lệ dự đoán đúng của mô hình Một mô hình đƣợc coi là tốt khi mức độ dự báo trung bình đạt trên 50% [7]. Kết quả bảng 5 cho thấy trong số 58 hộ dân không có khả năng tiếp cận vốn, mô hình dự báo đúng 38 hộ, đạt tỷ lệ chính xác 65,5% và trong 142 hộ dân có khả năng tiếp cận vốn, mô hình dự báo đúng 140 hộ, đạt tỷ lệ chính xác 98,6%. Trung bình mô hình dự báo chính xác 89% (> 50%) Nhƣ vậy mô hình là tốt. 
Kiểm định hệ số hồi quy 
Bảng 6. Kết quả hồi quy Binary Logistic của mô hình nghiên cứu 
Variables in the Equation B S.E. Wald df Sig. Exp(B) 95% C.I.for EXP(B) Lower Upper 
 Step 1a 
Tuoichuho .179 .083 .378 1 .003 1.124 1.031 1.218 GCNQSH 1.226 .572 18.048 1 .000 11.134 3.069 31.280 Khoangcach -.349 .105 10.309 1 .000 0.917 .780 1.575 Hocvanchuho .523 .295 12.573 1 .000 2.800 1.448 3.426 Dientichdat .260 .021 .732 1 .005 1.698 1.306 2.592 Thunhap .268 .246 .827 1 .000 1.182 0.785 2.042 Constant -6.607 1.743 30.376 1 .000 .001 
Nguồn: Kết quả phân tích từ nguồn số liệu thu thập của tác giả bằng SPSS
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƢỜNG ĐẠI HỌC HỒNG ĐỨC - SỐ 53.2021 
31 
Trong kiểm định này ta sử dụng kiểm định Wald để kiểm tra xem các biến độc lập có ảnh hƣởng đến biến phụ thuộc hay không? Xét giá trị sig với mức ý nghĩa 5%, nếu sig < 0,05 thì biến độc lập có tƣơng quan ý nghĩa với biến phụ thuộc. Kết quả bảng 6 cho thấy tất cả 6 biến độc lập đều tƣơng quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc (do sig đều < 0,05). Nói cách khác cả 6 nhân tố đƣa ra đều có ảnh hƣởng đến khả năng tiếp cận vốn tín dụng chính thức của hộ nông dân. Dấu của hệ số B cho biết chiều tƣơng quan của các nhân tố đến biến phụ thuộc. Kết quả bảng 6 cho thấy hệ số của biến “khoangcach” mang dấu âm cho thấy nhân tố khoảng cách địa lý có tác động ngƣợc chiều đến khả năng tiếp cận tín dụng của các hộ dân, nghĩa là khi các yếu tố khác không đổi, nếu khoảng cách địa lý từ nhà đến cơ quan tổ chức tín dụng chính thức tăng lên thì khả năng tiếp cận vốn chính thức của các hộ dân giảm đi Các yếu tố còn lại có hệ số B mang dấu dƣơng, do vậy đều có tác động thuận chiều với biến phụ thuộc. Nhƣ vậy mô hình hồi quy ƣớc lƣợng khả năng tiếp cận vốn chính thức của các hộ 
dân là: Ln(௉ሺ௒ୀଵሻ௉ሺ௒ୀ଴ሻ = -6,607 + 0,176*tuoichuho + 1,226*GCNQSH – 0,349*khoangcach + 0,523*hocvanchuho + 0,26*dientichdat + 0,268*thunhap. Dựa vào cột Exp(B) trong bảng 6 có thể dự báo khả năng tiếp cận vốn tín dụng chính thức của hộ dân. Giả sử xác suất vay vốn ban đầu của hộ nông dân là P0= 50%. Xác 
suất vay của hộ sẽ là: P= ௉బכா௑௉ሺ஻ሻଵି௉బ൫ଵିா௑ ሺ஻ሻ൯ Nếu tuổi chủ hộ tăng 1 tuổi (các yếu tố khác không đổi), xác suất vay tăng lên 52,9% Nếu hộ có GCNQSH đất (các yếu tố khác không đổi), xác suất vay tăng lên 91,7% Nếu khoảng cách địa lý từ nơi ở của hộ đến tổ chức tín dụng gần nhất tăng 1km (các yếu tố khác không đổi), xác suất vay giảm còn 47,8%. Nếu học vấn chủ hộ tăng 1 đơn vị (ví dụ từ trung cấp lên cao đẳng, đại học) (các yếu tố khác không đổi), xác suất vay tăng lên 73,68% Nếu diện tích đất canh tác của hộ tăng lên 1ha (các yếu tố khác không đổi), xác suất vay tăng lên 62,9% Nếu thu nhập trung bình năm của hộ tăng lên 1 đơn vị (ví dụ từ 100 triệu/năm lên 200 triệu/năm), xác suất vay tăng lên 64% 
3. KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 
Thông qua kiểm định và giải thích mô hình, có thể kết luận cả 6 nhân tố (tuổi chủ hộ, GCNQSH, khoảng cách địa lý, học vấn chủ hộ, diện tích đất canh tác, thu nhập) đều có ảnh hƣởng đến khả năng tiếp cận vốn tín dụng chính thức của hộ nông dân trên địa bàn tỉnh Thanh Hóa. Xét theo mức độ quan trọng, các nhân tố đƣợc xếp lần lƣợt là: GCNQSH tài sản đất đai, học vấn chủ hộ, khoảng cách địa lý từ nơi ở của chủ hộ đến tổ chức tín dụng gần nhất, thu nhập bình quân năm của hộ, diện tích đất canh tác và độ tuổi của chủ hộ. 
Đối với nhân tố giấy chứng nhận quyền sử dụng đất của hộ (GCNQSH) 
Đây là nhân tố có ảnh hƣởng lớn nhất đối với việc tiếp cận tín dụng chính thức từ hộ nông dân Qua nghiên cứu thực tế cho thấy rằng: 
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƢỜNG ĐẠI HỌC HỒNG ĐỨC - SỐ 53.2021 
32 
Mặc dù Chính phủ đã ban hành Nghị số 55/2015/NĐ-CP ngày 09/6/2015 về chính sách tín dụng phục vụ phát triển nông nghiệp, nông thôn: cá nhân, tổ chức hoạt động trong lĩnh vực nông nghiệp có thể đƣợc vay vốn ngân hàng từ 50 triệu đồng đến 3 tỷ đồng mà không cần tài sản thể chấp, tuy nhiên trong nghị định 55/2015/NĐ-CP vẫn quy định bên vay vẫn phải nộp giấy chứng nhận quyền sử dụng đất (sổ đỏ) hoặc giấy xác nhận chƣa đƣợc cấp sổ đỏ cho ngân hàng Việc ngân hàng giữ sổ đỏ không nhận đƣợc sự đồng tình của nhiều hộ nông dân, do đó đây vẫn là một trở ngại lớn đối với các hộ nông dân khi vay vốn ngân hàng Các tổ chức tín dụng nên quan tâm hơn đến hiệu quả đầu ra của các phƣơng án, dự án sản xuất kinh doanh của các hộ nông dân thay vì việc nắm giữ sổ đỏ của các hộ, giảm bớt các thủ tục hành chính rƣờm rà, xây dựng quy trình cho vay đơn giản, thuận tiện hơn cho ngƣời vay 
Đối với nhân tố trình độ học vấn của hộ (Hocvanchuho) 
Qua kết quả phân tích cho thấy nhân tố trình độ học vấn của chủ hộ có tác động thuận chiều đến việc tiếp cận nguồn vốn tín dụng chính thức của hộ nông dân Vì vậy để tiếp cận đƣợc nguồn vốn vay chính thức, đồng thời nâng cao hiệu quả sử dụng nguồn vốn vay gia đình nông hộ cần tăng cƣờng chi tiêu cho giáo dục để nâng cao trình độ dân trí, phát triển thế hệ sau Các hộ nông dân có kiến thức, am hiểu khoa học kỹ thuật thì hiệu quả sản xuất sẽ tăng, khả năng hấp thụ vốn vay tăng và hiệu quả sử dụng vốn sẽ cao hơn, việc tiếp cận hình thức tín dụng chính thức cũng dễ dàng hơn 
Đối với nhân tố Khoảng cách (Khoangcach) 
Qua phân tích cho thấy nhân tố này có tác động ngƣợc chiều với việc tiếp cận nguồn vốn tín dụng chính thức của hộ nông dân Vì vậy để tạo điều kiện cho các hộ nông dân tiếp cận đƣợc nguồn vốn tín dụng chính thức các tổ chức tín dụng cần mở rộng mạng lƣới hoạt động đến các vùng sâu vùng xa nhằm giảm chi phí và thời gian đi lại cho ngƣời dân khi vay vốn Ngân hàng Nhà nƣớc cũng có vai trò quan trọng, tạo môi trƣờng pháp lý thuận tiện cho các tổ chức tín dụng mở rộng mạng lƣới và đẩy nhanh tốc độ tăng trƣởng tín dụng đối với lĩnh vực nông nghiệp, nông thôn Ƣu tiên cho các tổ chức tín dụng đƣợc mở chi nhánh, phòng giao dịch ở các vùng nông thôn rút ngắn khoảng cách về địa lý giữa tổ chức tín dụng và khu vực nông thôn để ngƣời dân vay vốn đƣợc thuận tiện hơn, đồng thời cũng giúp hộ nông dân tiếp cận đƣợc lƣợng vốn vay nhiều hơn Ngân hàng Nhà nƣớc cũng nên khuyến khích thành lập và phát triển các định chế tài chính vi mô ở khu vực nông thôn để đáp ứng nhu cầu về các sản phẩm dịch vụ, tài chính vi mô trong khu vực nông nghiệp. 
Thu nhập bình quân năm của hộ (thunhap) 
Kết quả phân tích cho thấy, thu nhập bình quân năm của hộ có tác động thuận chiều với việc tiếp cận nguồn vốn tín dụng chính thức của hộ nông dân Thu nhập của hộ đƣợc xem là căn cứ quan trọng của các tổ chức tài chính chính thức trong việc quyết định cho nông hộ vay hay không Nhƣ vậy, các hộ nông dân cần tiết kiệm trong chi tiêu, nâng cao tỷ lệ tích lũy cho tƣơng lai, tránh những khoản chi không cần thiết gây lãng phí. Tiết kiệm 
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƢỜNG ĐẠI HỌC HỒNG ĐỨC - SỐ 53.2021 
33 
để nâng cao mức thu nhập, tăng khả năng đầu tƣ trong tƣơng lai hạn chế đến mức tối đa việc sử sụng vốn vay vào mục đích tiêu dùng mua sắm vật dụng không cần thiết, không có khả năng sinh lợi. 
Diện tích đất sản xuất của hộ (Dientichdat) 
Nhân tố này không những ảnh hƣởng đến việc tiếp cận tín dụng chính thức của hộ nông dân nói chung mà còn ảnh hƣởng đến lƣợng vốn mà hộ nông dân vay đƣợc từ các tổ chức tín dụng Diện tích đất của hộ nông dân phản ánh quy mô sản xuất của hộ và là cơ sở để các tổ chức tín dụng xét duyệt cho vay Vì vậy, các hộ nông dân cần tích lũy vốn để tăng diện tích đất sản xuất hàng năm nhƣ mua thêm hoặc thuê mƣớn thêm để mở rộng quy mô sản xuất, tăng nhu cầu vốn sản xuất cũng nhƣ khả năng tiếp cận nguồn vốn tín dụng chính thức của hộ 
Độ tuổi của chủ hộ: Thông thƣờng các chủ hộ lớn tuổi thƣờng có trách nhiệm hơn đối với các khoản vay và thƣờng chủ hộ lớn tuổi sẽ tích lũy đƣợc nhiều của cải hơn cũng nhƣ có nhiều uy tín ở địa phƣơng hơn những chủ hộ trẻ Do đó, khả năng tiếp cận nguồn vốn tín dụng chính thức của những chủ hộ lớn tuổi sẽ có lợi thế so với các chủ hộ trẻ 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1] Nguyễn Sinh Cúc (2001), Một số bài học kinh nghiệm của cuộc tổng điều tra nông thôn, nông nghiệp và thủy sản năm 2001, Nxb. Thống kê, Hà Nội. [2] Vƣơng Quốc Duy, Đặng Hoàng Trung (2015), Phân tích các nhân tố ảnh hƣởng 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, 36(2015), tr. 42-51. [3] Trần Ái Kết, Huỳnh Trung Thời (2013), Các nhân tố ảnh hƣởng 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, 27(2013), tr. 17-24. [4] Phan Đình Khôi (2013), Các nhân tố ảnh hƣởng đến việc 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, 28(2013), tr. 38-53. [5] Trƣơng Đông Lộc, Trần Bá Duy (2010), Các nhân tố ảnh hƣởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ trên địa bàn tỉnh Kiên Giang, Tạp chí Ngân hàng, 4(2010), trang 29-32. [6] Đinh Phi Hổ (2011), Phương Pháp nghiên cứu định lượng và những nghiên cứu thực tiễn trong kinh tế phát triển nông nghiệp, Nxb Phƣơng Đông, thành phố Hồ Chí Minh. [7] Hoàng Trọng, Chu nguyễn Mộng Ngọc (2005), Thống kê ứng dụng trong kinh tế xã hội, Nxb. Thống kê, Hà Nội. [8] Nguyễn Quốc Nghi (2011), Khả năng tiếp cận nguồn tín dụng chính thức của hộ nghqo trên địa bàn tỉnh Đồng Tháp, Tạp chí Ngân hàng, 7(201), tr. 46-49. [9] Đào Thế Tuấn (1997), Kinh tế hộ nông dân, Nxb. Chính trị Quốc gia, Hà Nội. 
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƢỜNG ĐẠI HỌC HỒNG ĐỨC - SỐ 53.2021 
34 
[10] Lê Đình Thắng (1998), Chuyển dịch cơ cấu kinh tế nông thôn - Những vấn đề lý luận và thực tiễn, Nxb. Nông nghiệp, Hà Nội. [11] Nguyễn Quốc Oánh, Phạm Mỹ Dung (2010), Khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của hộ nông dân: trƣờng hợp nghiên cứu ở vùng cận ngoại thành Hà Nội, Tạp chí Khoa học và Phát triển Trường Đại học nông nghiệp Hà Nội, vol.1, tr.170-177. [12] Tabachnick, Fidell (1996), Using Multivariate Statistics (3rd ed.), New York: Harper Collins. 
FACTORS AFFECTING THE ABILITY TO ACCESS OFFICIAL CREDIT OF FARMER HOUSEHOLDS IN THANH HOA PROVINCE 
Ngo Viet Huong, Mai Thi Hong 
ABSTRACT 
Currently, the network of formal credit institutions operating in rural Vietnam is increasingly widespread, somewhat limiting the practice of usury. However, rural people still find it difficult to access formal credit, so they have to get loans from the informal sectors to meet their daily expenses as well as capital needs for production. This article uses the Binary logistic regression model to analyze the factors affecting the ability to access official credit of farmer households. The model is also employed as a basis to propose some solutions to improve the access to official credit of local households in Thanh Hoa province in particular and rural areas of Vietnam in general. 
Keywords: Official credit, Farmer households, Thanh Hoa province. 
* Ngày nộp bài:6/1/2021; Ngày gửi phản biện: 8/1/2021; Ngày duyệt đăng: 29/1/2021