Nhân tố ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng phi chính thức hộ kinh doanh tại các chợ trên địa bàn Thành phố Hà Nội

TÓM TẮT:

Hộ kinh doanh đóng góp trên 30% GDP, tuy nhiên sự hỗ trợ từ cơ chế, chính sách thúc đẩy sự phát triển thành phần kinh tế tư nhân còn hạn chế. Những hạn chế trong hoạt động cung ứng dịch vụ tín dụng chính thức đã tạo cơ hội cho các chủ thể kinh doanh trên thị trường tín dụng phi chính thức triển khai các gói sản phẩm nhằm đáp ứng nhu cầu vốn đa dạng của hộ kinh doanh. Nghiên cứu xác lập nhóm nhân tố, mức độ ảnh hưởng tới tiếp cận tín dụng phi chính thức của các hộ kinh doanh tại các chợ trên địa bàn Thành phố Hà Nội.

Từ khóa: Tín dụng phi chính thức, hộ kinh doanh, nhu cầu vốn.

1. Cơ sở lý thuyết về tín dụng phi chính thức của hộ kinh doanh

Tín dụng phi chính thức là các quan hệ tín dụng được hình thành trên cơ sở hợp đồng hay không hợp đồng giữa cá nhân, tổ chức với chủ thể cấp tín dụng không phải là định chế tài chính. Tín dụng phi chính thức bao gồm: Các quan hệ tín dụng cá nhân dựa trên mối quan hệ bạn bè, người thân; tín dụng từ các nhóm cá nhân tương hỗ; tín dụng vi mô,…

Nghị định 78/2015/NĐ-CP về đăng ký doanh nghiệp quy định “Hộ kinh doanh do một cá nhân hoặc một nhóm người gồm các cá nhân là công dân Việt Nam đủ 18 tuổi, có năng lực hành vi dân sự đầy đủ hoặc hộ gia đình làm chủ, chỉ được đăng ký kinh doanh tại một địa điểm, sử dụng dưới mười lao động và chịu trách nhiệm bằng toàn bộ tài sản của mình đối với hoạt động kinh doanh”.

Như vậy, tín dụng phi chính thức hộ kinh doanh (HKD) là quan hệ tín dụng của HKD với chủ thể cung cấp tín dụng không phải là định chế tài chính. Tín dụng phi chính thức hộ kinh doanh có 5 đặc trưng cơ bản: (1) Nhu cầu vốn đa dạng, nhỏ lẻ, phân tán; (2) Hiệu quả sử dụng vốn vay phụ thuộc vào kinh nghiệm kinh doanh và rủi ro kinh doanh; (3) Nhu cầu vốn kinh doanh trong ngắn hạn; (4) Rủi ro tín dụng trong tín dụng phi chính thức hộ kinh doanh khó kiểm soát; (5) Tính lãi, phương thức trả lãi, gốc linh hoạt - lãi suất tín dụng phi chính thức thường cao hơn lãi suất tín dụng chính thức.

Tín dụng phi chính thức được triển khai qua kênh truyền thống và kênh hiện đại. Đối với kênh truyền thống, tín dụng phi chính thức tiếp cận khách hàng vay vốn qua mối quan hệ cá nhân với cá nhân, thông qua nhóm, hội. Đối với kênh hiện đại, tín dụng phi chính thức triển khai trên nền tảng thiết bị cá nhân, trong đó giao dịch qua app trên điện thoại là hình thức chủ yếu.

2. Mô hình nghiên cứu

Theo báo cáo đánh giá về môi trường kinh doanh của Ngân hàng Thế giới năm 2020, chỉ số tiếp cận tín dụng chính thức của Việt Nam được cải thiện và nằm trong 25 quốc gia có điểm cao nhất. Chỉ số chiều sâu thông tin tín dụng, chỉ số quyền lợi pháp lý được đánh giá cao. Tuy nhiên, hơn một nửa dân số không có tài khoản ngân hàng. Như vậy, hơn một nửa dân số không tiếp cận với kênh dịch vụ tài chính chính thức nói chung và tín dụng chính thức nói riêng.

Thị trường tín dụng phi chính thức có vai trò lấp khoảng trống, đáp ứng nhu cầu vốn của nền kinh tế. Thực tiễn đặt ra 3 câu hỏi cần nghiên cứu: (1) Tại sao hộ kinh doanh tiếp cận tín dụng phi chính thức trong bối cảnh các ngân hàng thương mại (NHTM) mở rộng triển khai gói cho vay tiểu thương? (2) Nhân tố nào quyết định đến tiếp cận tín dụng phi chính thức? (3) Thái độ của cơ quan quản lý với tín dụng phi chính thức cần điều chỉnh như thế nào?

2.1. Tổng quan nghiên cứu

Nghiên cứu của Francis Nathan Okurut (2006) đã sử dụng hàm hồi quy Probit để nghiên cứu sự ảnh hưởng của 6 nhân tố bao gồm: Tuổi, giới tính, quy mô hộ gia đình, trình độ học vấn, chi tiêu hộ gia đình, chủng tộc đến tiếp cận tín dụng phi chính thức ở Nam Phi.

Khandler (2003), xác định 4 nhân tố ảnh hưởng tiếp cận tín dụng hộ gia đình ở Bangladesh, bao gồm: Tuổi của chủ hộ, trình độ học vấn, sở hữu đất đai. Trong đó, nhân tố trình độ học vấn và đất đai sở hữu có ảnh hưởng quyết định đến hành vi vay vốn của hộ gia đình.

Barslund và Tarp (2008), đề xuất mô hình nghiên cứu làm rõ các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng. Mô hình với biến phụ thuộc bị giới hạn phản ánh hàm tiếp cận tín dụng, biến độc lập là biến định tính nhận giá trị 1 khi người vay tiếp cận với tín dụng và nhận giá trị 0 khi không tiếp cận tín dụng.

Nguyễn Hồng Hà (2018), nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng tới tiếp cận tín dụng ngân hàng của hộ kinh doanh ở tỉnh Trà Vinh. Nghiên cứu đã chỉ ra 6 nhân tố ảnh hưởng, bao gồm: Giới tính, trình độ học vấn, kinh nghiệm kinh doanh, thu nhập, tài sản và quan hệ xã hội.

2.2. Mô hình nghiên cứu đề xuất

Nghiên cứu sử dụng mô hình phân tích hồi quy nhị phân Binary logistic, trong đó Y là biến phụ thuộc, là biến nhị phân. Y nhận giá trị bằng 1 khi hộ kinh doanh tiếp cận tín dụng phi chính thức và nhận giá trị bằng 0 khi không tiếp cận tín dụng phi chính thức.  

Mô tả biến độc lập trong Bảng 1. Các biến độc lập bao gồm:

X1: Tuổi của chủ hộ kinh doanh,

X2: Trình độ của chủ hộ,

X3: kinh nghiệm kinh doanh,

X4: thu nhập của hộ kinh doanh,

X5: quan hệ xã hội của hộ kinh doanh,

X6: hỗ trợ từ quan hệ xã hội của chủ thể cung cấp tín dụng phi chính thức.

Bảng 1.  Mô tả biến

Biến	Mô tả biến	Giả thiết
X1- Tuổi	Dưới 35 tuổi - Trẻ được gán giá trị=1 Từ 35-50 tuổi - Trung niên được gán giá trị=2 Từ 60 tuổi- Già được gán giá trị =3	Ho - Càng nhiều tuổi, chủ hộ hạn chế tiếp cận tín dụng phi chính thức.
X2- Trình độ	Học hết THPT- gán giá trị =1 Chưa học hết THPT- gán giá trị=0	H1 - Trình độ tương quan nghịch với tiếp cận tín dụng phi chính thức.
X3- Kinh nghiệm	Kinh doanh tại chợ từ 3 năm trở lên, gán giá trị=1 Kinh doanh tại chợ dưới 3 năm, gán giá trị =0	H2 - Kinh nghiệm kinh doanh tương quan nghịch với tiếp cận tín dụng phi chính thức.
X4- Thu nhập	Thu nhập từ kinh doanh tại chợ là nguồn thu nhập chính của hộ, gán giá trị =1 Thu nhập kinh doanh tại chợ không phải là thu nhập chính của hộ, gán giá trị =0	H3- Thu nhập từ kinh doanh tại chợ tương quan nghịch với tiếp cận tín dụng phi chính thức.
X5- Quan hệ xã hội	Chủ hộ có thể vay vốn từ mối quan hệ thân quen, gán giá trị=1 Chủ hộ không thể vay vốn từ mối quan hệ thân quen, gán giá trị =0	H4- quan hệ của chủ hộ kinh doanh tương quan thuận tới tiếp cận tín dụng phi chính thức.
X6- Hỗ trợ	Được sự hỗ trợ về quan hệ (vận tải, thanh toán, lưu kho…) từ chủ thể cấp tín dụng phi chính thức, gán giá trị =1 Không được sự hỗ trợ về quan hệ (vận tải, thanh toán, lưu kho…) từ chủ thể cấp tín dụng phi chính thức, gán giá trị =0	H5- Hỗ trợ từ chủ thể cấp tín dụng phi chính thức tương quan thuận với tiếp cận tín dụng phi chính thức.

Như vậy, mô hình nghiên cứu đề xuất như sau:

Y= ᵝ1X1+ᵝ1ᵝ2X2+ ᵝ3X3+ᵝ4X4+ ᵝ5X5+ᵝ6x6 + ᵋ

2.3. Mẫu khảo sát

Chợ đầu mối Thành phố Hà Nội chủ yếu bán buôn, là nơi lưu chuyển hàng hóa đến các chợ trong toàn Thành phố, nơi trung chuyển hàng hóa từ đi các tỉnh thành trong toàn quốc. Do đó, lưu lượng hàng hóa, doanh số giao dịch hàng ngày rất lớn, nhu cầu vốn ngắn hạn cho hoạt động kinh doanh cũng rất lớn.

Nghiên cứu đã tiến hành khảo sát ngẫu nhiên các hộ kinh doanh tại ba chợ đầu mối tại địa bàn Thành phố Hà Nội bao gồm: Chợ Đồng Xuân, Chợ Long Biên, Chợ đầu mối Hoàng Mai. Mẫu nghiên cứu có 508 quan sát được mô tả trong Bảng 2.

Bảng 2. Mô tả mẫu nghiên cứu

THÔNG TIN	CHỢ ĐỒNG XUÂN	CHỢ LONG BIÊN	CHỢ HOÀNG MAI
Số phiếu thu về Số phiếu đạt yêu cầu	325 278	156 152	95 78
Tỷ trọng hộ kinh doanh tiếp cận tín dụng chính thức (%) NHTM Công ty tài chính	67,44     50,7 16,74	83,55     81,57 1,98	79,48     74,35 5,13
Tỷ trọng hộ kinh doanh tiếp cận tín dụng phi chính thức (%)	90,6	63,81	66,67

Kết quả thống kê mẫu nghiên cứu cho thấy, hộ kinh doanh tại các chợ tiếp cận tín dụng phi chính thức khi họ đã hoặc không thể tiếp cận với tín dụng chính thức. Điều này hàm ý, kênh tín dụng chính thức chưa đáp ứng đầy đủ nhu cầu vốn kinh doanh của hộ tại các chợ đầu mối trên địa bàn Thành phố Hà Nội.

3. Kết quả nghiên cứu

Kết quả nghiên cứu cho thấy, biến tuổi và trình độ bị loại ra khỏi mô hình do Sig của các biến này > 0,05; các biến độc lập còn lại đều có giá trị < 0,05 nên có mối tương quan với biến phụ thuộc Y. Kết quả phân tích hồi quy nhị phân Binary Logistic bằng phần mềm SPSS phản ánh ở Bảng 3.

Bảng 3. Variables in the equation

	B	S.E	Wald	Df	Sig.
X1	-2,0152	0,284	19,788	1	0,060
X2	0,7820	0,206	8,631	1	0,056
X3	0,4325	0,459	6,012	1	0,033
X4	0,1453	0,544	7,589	1	0,003
X5	0,3437	0,386	4,637	1	0,031
X6	0,7764	0,615	2,486	1	0,014
ᵋ	11,269	1,223	34,976	1	0,000

 Phương trình hồi quy có dạng:

Y= 11,269+ 0,4325X3+ 0,1453X4+ 0,3437X5+ 0,7764X6

Hệ số  ᵝ3 nhận giá trị = 0,4325, bác bỏ H2 - Kinh nghiệm kinh doanh tương quan nghịch với tiếp cận tín dụng phi chính thức; Kinh nghiệm của chủ hộ kinh doanh tại các chợ tương quan thuận với quyết định tiếp cận tín dụng phi chính thức. Đối với chủ hộ kinh doanh lâu năm ở các chợ đầu mối, việc tiếp cận tín dụng phi chính thức nhằm đáp ứng nhu cầu vốn đa dạng cho hàng hóa lưu kho, đáp ứng nhu cầu bán buôn và bán lẻ.

Hệ số ᵝ4 nhận giá trị = 0,1453, bác bỏ H3 - Thu nhập từ kinh doanh tại chợ tương quan nghịch với tiếp cận tín dụng phi chính thức. Nếu thu nhập từ hoạt động kinh doanh tại chợ đầu mối là thu nhập chủ yếu, quyết định đối với tổng thu nhập của hộ gia đình, việc tiếp cận tín dụng sẽ được lựa chọn nhằm mở rộng hoạt động kinh doanh, tăng thu nhập của hộ tại chợ.

Hệ số ᵝ5 nhận giá trị = 0,3437, chấp nhận H4 - quan hệ của chủ hộ kinh doanh tương quan thuận tới tiếp cận tín dụng phi chính thức.

Hệ số ᵝ6 nhận giá trị = 0,7764, chấp nhận H5 - Hỗ trợ từ chủ thể cấp tín dụng phi chính thức tương quan thuận với tiếp cận tín dụng phi chính thức

Hoạt động hỗ trợ từ chủ thể cung cấp tín dụng phi chính thức, kinh nghiệm của chủ hộ kinh doanh có tác động mạnh nhất đến quyết định tiếp cận tín dụng phi chính thức. Tiếp đến, là quan hệ xã hội của chủ hộ kinh doanh, vai trò của thu nhập từ kinh doanh tại chợ trong tổng thu nhập của chủ hộ có ảnh hưởng đến tiếp cận tín dụng phi chính thức.

Đối với nghiên cứu này, đối tượng khảo sát là hạn chế chính của mô hình nghiên cứu. Mẫu chưa đảm bảo tính đại diện theo ngành hàng và quy mô kinh doanh. Đối tượng khảo sát tập trung tại các chợ đầu mối, nơi chủ yếu thực hiện giao dịch bán buôn, chưa tiếp cận với hộ kinh doanh tại các chợ trên toàn Thành phố Hà Nội.

Kết quả nghiên cứu gợi mở hướng nghiên cứu tiếp theo khi mở rộng đối tượng khảo sát và quy mô mẫu điều tra. Bổ sung các biến độc lập mới như quy mô vốn lưu động, doanh số bình quân ngày,… để làm rõ nhóm nhân tố ảnh hưởng, mức độ ảnh hưởng đến quyết định tiếp cận tín dụng phi chính thức của hộ kinh doanh tại các chợ truyền thống trên địa bàn Thành phố Hà Nội.

4. Kết luận và khuyến nghị

Thứ nhất, tín dụng chính thức bao gồm tín dụng được cung cấp bởi NHTM và công ty tài chính chưa bao phủ thị trường, chưa đáp ứng nhu cầu đa dạng của hộ kinh doanh tại chợ đầu mối trên địa bàn Thành phố. Mặc dù, các hộ kinh doanh đã sử dụng dịch vụ tín dụng chính thức, họ vẫn tiếp cận tín dụng phi chính thức với mục đích: (1) Đáp ứng nhu cầu vốn kinh doanh và chấp nhận lãi suất cao hơn, (2) Tín dụng phi chính thức có tính ưu việt khi có thêm sự hỗ trợ từ chủ thể cho vay đối với hoạt động kinh doanh của chủ hộ tại các chợ đầu mối.

Thứ hai, nếu chủ hộ kinh doanh có nhiều mối quan hệ tốt, họ sẵn sàng tiếp cận tín dụng phi chính thức trên cơ sở khai thác mối quan hệ thân quen từ người thân, bạn hàng, tổ ngành hàng kinh doanh tại chợ,… thông qua chiếm dụng vốn, vay nóng nhằm giải quyết thiếu hụt thanh khoản tạm thời hàng ngày. Điều này hàm ý, nhu cầu vốn của hộ kinh doanh tại các chợ rất đa dạng về kỳ hạn (theo ngày, theo tuần). Kỳ hạn thực tế của nhu cầu vốn ngắn hơn rất nhiều so với kỳ hạn của các khoản tín dụng chính thức. Do đó, tín dụng phi chính thức tiếp cận khai thác khoảng trống do tín dụng chính thức bỏ ngỏ.

Tín dụng phi chính thức đáp ứng nhu cầu đa dạng của thị trường tín dụng bán lẻ. Mặc dù, NHTM, Công ty tài chính đã quan tâm tới phân khúc hộ kinh doanh nói chung và hộ kinh doanh tại các chợ nói riêng, tuy nhiên chưa đáp ứng nhu cầu của khách hàng. Quy mô giao dịch tín dụng phi chính thức rất lớn, khó lượng hóa tiềm ẩn rủi ro đối với hộ kinh doanh khi cú sốc kinh tế xảy ra.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

1. Barslund và Tarp (2008). Fomal and informal rural credit in four provinces of Vietnam. Journal of Development Studies. 44, 485-503.
2. Francis Nathan Okurut (2006). Access to Credit by the Poor in the South Africa: Evidence from Household Suvey data 1995-2000. Working Papers from Stellenbosch University,13.
3. Nguyễn Hồng Hà (2018). The factors Afecting the Access to Banking Credits of Family Businesses in Tra Vinh Province Vietnam. Internatinal Journal of Economics and Financial Issues, 8, 64-67.
4. Khandler, S. R (2003), Microfinance and poverty: Evidence using panel data from Bangladesh, The World Bank Economic Review, 19.

Factors affecting the access to unofficial credit of household businesses in different traditional markets of Hanoi

Ph.D Phung Viet Ha

Thuongmai University

ABSTRACTS:

Household businesses contribute over 30% of Vietnam’s GDP. However, the support from the Government of Vietnam’s mechanisms and policies on promoting the development of private economic sector has been limited. Restrictions on the provisions of unofficial credit services have created opportunities for business individuals to deploy many credit products to meet diverse needs for capital of household businesses. This study is to identify factors and the impact of each factor on the access to unofficial credit of household businesses in different traditional markets of Hanoi.

Keywords: Unofficial credit, household business, the need for capital.

[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, Số 11, tháng 5 năm 2020]