Quyết định tiết kiệm của hộ gia đình nông thôn vùng đồng bằng sông cửu long

CAO VĂN HƠN • NGUYỄN LAN DUYÊN

Quyết định tiết kiệm của hộ gia đình
nơng thơn vùng Đổng bằng sơng cửu
Long
Cao Văn Hơn'*1* Nguyễn Lan Duyên
Ngày nhận bài: 15/11/2021

I

Biên tập xong: 02/3/2022

I

Duyệt đăng: 10/3/2022

TĨM TẮT: Để có cái nhìn tổng quan về hành vi tiết kiệm và những yếu tô' thúc

■

đẩy hành vi tiết kiệm của hộ gia đình ở nơng thôn Đồng bằng sông Cửu Long
(ĐBSCL), bài viết sử dụng dữ liệu từ 1.279 hộ gia đình ở đây thơng qua phương
pháp hồi quy Tobit. Kết quả cho thấy tiết kiệm bình quân của mỗi hộ chiếm
15% tổng thu nhập gia đình. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu cịn cho thấy có
nhiều yếu tố có ảnh hưởng đến quyết định tiết kiệm của hộ nông dân ở ĐBSCL
với các mức ỷ nghĩa khác nhau. Cụ thể, có ba yếu tố có ảnh hưởng cùng chiều
với tiết kiệm bao gồm thu nhập của hộ, giá trị nhà, khoảng cách từ nơi ở đến tổ
chức tín dụng. Ba yếu tố có ảnh hưởng nghịch chiều với tiết kiệm của nông hộ
là tỷ lệ lao động, diện tích đất sản xuất và khả năng tiếp cận tín dụng.
TỪ KHĨA: Hộ gia đình, tiết kiệm, tỷ lệ tiết kiệm, Tobit.

Mã phân loại JEL: G41, G51.

1. Giới thiệu
Trong cuộc sống người dân thường quan
tâm đến mức thu nhập, chi tiêu của bản thán
và hộ gia đình. Thu nhập cao sẽ giúp cho cá
nhân hoặc hộ gia đình có nhiêu thuận lợi
trong cuộc sống như chi tiêu cho việc chăm
sóc con cái, mua sắm tiện nghi sinh hoạt và
các yếu tố cẩn thiết khác. Tuy nhiên, người dân
thường xuyên phải đối mặt với sự không chắc
chắn do thiếu cơ chế bảo hiểm (thất nghiệp,
đau ốm, thiên tai,...), do đó họ cần phải tiết
kiệm để phịng ngừa những tổn thất bất ngờ
xảy ra (Kazianga & Udry, 2006). Bên cạnh đó,
việc thiếu cơ chế an sinh xã hội cũng là một rủi
ro đối với người lớn tuổi trong gia đình. Do

Sỗ 192

đó, tiết kiệm là một hoạt động cắn thiết đối với
người dân, đặc biệt đối với người dân sống ở
các quốc gia đang phát triền bởi thiếu cơ chế
bảo hiềm và hệ thống an sinh xã hội thấp.
Theo nghiên cứu của Nga (2007), người
dân quyết định tiết kiệm nhằm đạt được các
mục tiêu khác nhau, cụ thể: (i) Thỏa mân tiêu
dùng theo thời gian (tiết kiệm vòng đời); (ii)
Bảo hiểm rủi ro tuổi thọ, rủi ro sức khỏe, rủi ro

(’’ Cao Văn Hơn - Trường Đại học An Giang - Đại
học Quốc Gia TP.HCM; số 18 Ung văn Khiêm,

Phương Đơng Xun, TP. Long Xun, tình An
Giang; Email:

Tháng

3.2022 : TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á

67


QUYẾT ĐỊNH TIẾT KIỆM CÙA Hộ GIA ĐÌNH NƠNG THƠN VÙNG ĐỔNG BẰNG SƠNG cửu LONG

thất nghiệp (động cơ phịng ngừa); và (iii) Tích
lũy tài sản thừa kế cho những người thân yêu
trong gia đình họ (động cơ triều đại). Đối với
động cơ nhằm thỏa mãn tiêu dùng theo thời
gian, người tiêu dùng sẽ tiết kiệm khi còn trẻ
và chi tiêu khi vế già. Đây được gọi là lý thuyết
vòng đời của Modigliani & Brumberg (1954),
lý thuyết nhấn mạnh động cơ tiết kiệm khi
nghỉ hưu. Nếu người tiêu dùng có kế hoạch
dài hạn và chấp nhận quy luật của cuộc sống,
họ có thể lập kế hoạch để lại tài sản cho những
người thừa kế của họ. Động cơ này (động cơ
triếu đại) giải thích cho việc nắm giữ tài sản
và tiết kiệm của người dân (đặc biệt là đối với
những người rất giàu). Một động cơ khác ảnh

hưởng đến việc tiết kiệm của người dân là các
hạn chế vẽ tính thanh khoản. Ràng buộc thanh
khoản với động cơ phòng ngừa (cá nhân cẩn
tự bảo hiểm cho mình) và có thể tạo ra sự cân
bằng của tiêu dùng khi thu nhập thay đổi.
Phân tích trên đây cho thấy, tiết kiệm là
yêu cẩu cấn thiết của người dân, nhưng phần
lớn các nghiên cứu trước đây chỉ quan tâm đến
cách tiếp cận kinh tế vĩ mồ (Van Rijckeghem,
2010; Matur & ctg, 2012; Tatliyer, 2017; Kumar
& Abdin, 2021), nghĩa là hành vi tiết kiệm của
khu vực tư nhân phụ thuộc vào kinh tế vĩ mơ
của mỗi quốc gia. Ngồi ra cịn có các nghiên
cứu vê' mối quan hệ qua lại giữa tiết kiệm và
tăng trưởng kinh tế, tiết kiệm khu vực công và
khu vực tư (Athukorala & Sen, 2004; Thach
& ctg, 2019). Những nghiên cứu ở cấp độ vi
mơ hộ gia đình rất ít được quan tâm, đặc biệt
là ở vùng nông thôn Việt Nam nói chung và
ĐBSCL nói riêng, nơi chưa phát triển mạnh
hệ thống bảo hiểm và cơ chế an sinh xã hội.
Vì vậy, bài viết này được thực hiện nhằm
phân tích thực trạng tiết kiệm của người dân
ĐBSCL, đổng thời ước lượng các yếu tố ảnh
hưởng đến quyết định tiết kiệm của họ. Kết
quả này làm cơ sở khoa học vững chắc giúp
cho các nhà hoạch định chính sách và các tổ
chức tài chính có cái nhìn tổng quan về hành
vi tiết kiệm của hộ gia đình cho dù hộ gia đình

68

TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á

Tháng 3.2022

tiết kiệm dưới hình thức truyển thống, ngân
hàng hay thị trường vốn.

2. Cơ sở lý thuyết và mơ hình
nghiên cứu thực nghiêm
Tiết kiệm của hộ gia đình có thể được đo
lường qua các khía cạnh khác nhau tùy theo
cách tiếp cận của mỗi người. Mỗi định nghĩa
được sử dụng đóng một vai trò quan trọng
trong việc xác định xu hướng tiết kiệm của hộ
gia đình và yếu tố quyết định động cơ của việc
tiết kiệm. Theo Poterba (2002), có hai định
nghĩa vể tiết kiệm của hộ gia đình. Đấu tiên,
tiết kiệm của hộ gia đình được đo lường bằng
dịng thu nhập trừ dòng chi tiêu trong một
khoảng thời gian nhất định. Thứ hai, tiết kiệm
hộ gia đình là những thay đổi tài sản rịng của
hộ gia đình trong một khoảng thời gian nhất
định (bằng với dòng tiến vào trừ dòng tiến ra
cộng với khoản lãi hoặc lỗ trên tài sản hiện
có trong một khoảng thời gian). Hầu hết các
nghiên cứu trước đây về hành vi tiết kiệm của
hộ gia đình khơng dựa vào cách đo lường thứ
hai bởi vấn đê' đo lường lãi và lỗ vốn khó có

thê’ xác định chính xác. Vì vậy, các nghiên cứu
đểu dựa trên cách đo lường đấu tiên và được
phát triển bằng việc bổ sung phúc lợi xã hội
(Nga, 2007; Rocher & Stierle, 2015).
Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả sử
dụng cách đo lường thứ nhất được đưa ra bởi
Poterba (2002), vì đối tượng nghiên cứu là nóng
dân nên khơng có sự thay đổi vê' phúc lợi xã hội
trong tiết kiệm ròng của hộ gia đình. Nơng dân
đổng thời là nhà sản xuất và là người tiêu dùng
nên sản phẩm họ bán ra sẽ có được dòng tiến
vào và dòng tiến ra được thê’ hiện thông qua
hoạt động chi tiêu cho nhu yêu phẩm và sinh
hoạt của gia đình. Vì vậy, nơng dân gần như
khơng có khoản thu và chi nào khác cho phúc
lợi xã hội. Do đó, tiết kiệm của hộ gia đình là
khoản chênh lệch giữa thu nhập và chi tiêu
được thể hiện qua Công thức 1 như sau:

tietkiemhogiadinh = thunhap. - chitieu. (1)

số 192


CAOVẪN HƠN • NGUYỄN LAN DUYÊN

Tỷ lệ tiết kiệm của hộ gia đình sau đó được
tính bằng tỷ lệ giữa số tiền tiết kiệm của hộ gia
đình trên tổng thu nhập.
, . ,.

tietkiemhogiadinhi
tyletietkiemị =---------- ——-------- tongthunhap.

j-)\
')

Mục tiêu tiết kiệm của hộ gia đình là để
có tiền tiêu xài khi nghỉ hưu (hoặc để lại cho
con cái) như một phần của vòng đời thu nhập
và để phòng ngừa những biến động khó lường
trong cuộc sống. Theo đó, giả thuyết vịng đời
thu nhập (Ando & ctg, 1963) và giả thuyết thu
nhập vĩnh viễn (Friedman, 1957) cho rằng mức
tiết kiệm của một người được xác định bởi thu
nhập hiện tại và thu nhập dự đoán trong tương
lai của họ. Các cá nhân cố gắng duy trì mức tiêu
dùng khơng đổi trong suốt cuộc đời. Cụ thể,
trong giai đoạn đầu của vòng đời, họ vay mượn
để tiêu dùng khi thu nhập còn thấp nên tiết
kiệm ít và họ tiết kiệm nhiều hơn khi thu nhập
của họ tăng lên theo độ tuổi. Do đó, tiết kiệm
của các hộ gia đình tăng đến một thời điểm
nhất định và sau đó giảm dẩn theo độ tuổi như
được minh họa bởi Carlin & Soskice (2006). Cả
hai giả thuyết đều ngụ ý rằng tỷ lệ tiết kiệm và
số tiến tiết kiệm tăng theo thu nhập (thunhap.),
đặc biệt là đối với những cá nhân nhận thấy rằng
những thay đổi trong thu nhập của họ là không
đáng kể (tức là thay đổi tạm thời). Tuy nhiên,
hai giả thuyết này chỉ phù hợp trong điếu kiện

môi trường kinh tế khá đơn giản, thu nhập của
một cá nhân là chắc chắn. Vì vậy, một số nghiên
cứu đã mở rộng mơ hình này bằng cách xem
xét ảnh hưởng của động cơ tiết kiệm đê' phịng,
hạn chế thanh khoản và thói quen để giải thích
hành vi tiết kiệm (Engen, Gale, & Uccelo, 1999).
Như đã thảo luận ở trên, lý do chính để
tiết kiệm là để bảo vệ hộ gia đình khỏi những
cú sốc bất ngờ xảy ra trong suốt vịng đời. Hộ
gia đình chịu ảnh hưởng của một số nguổn
rủi ro trong vịng đời khó tránh khỏi, những
rủi ro này có thể gây mất thu nhập. Chẳng hạn
như sức khỏe suy giảm, thất nghiệp hoặc các

số 192

chi phí sinh hoạt đột xuất khác ảnh hưởng
đến mức sống của hộ gia đình. Ngồi ra, hộ
dân cần có kế hoạch đối phó với các mối đe
dọa từ bên ngồi như sự suy thối của nến
kinh tế quốc gia hoặc tồn cầu mà hộ gia đình
khơng có quyến kiểm sốt. Do đó, tình hình
tiêu dùng của hộ gia đình và hành vi tiết kiệm
thay đổi như thế nào khi thu nhập không chắc
chắn thay đổi trong tương lai. Do đó, các hộ
gia đình sẽ xây dựng kế hoạch đê’ có thể giảm
thiểu hậu quả của những loại rủi ro và sự kiện
bất ngờ này (Mody, Ohnsorge, & Sandri 2012).
Để hiểu điểu gì quyết định số tiến tiết kiệm đê'
phịng, người ta cấn đánh giá mức độ khơng

thích rủi ro của các hộ gia đình. Cagetti (2003)
nhận thấy rằng khi tâm lý ngại rủi ro gia tăng
thì hộ gia đình tích lũy nhiều tài sản hơn cho
các mục đích phòng ngừa. Tác giả này cũng
nhận thấy, mức độ sợ rủi ro khác nhau là một
yếu tố quyết định quan trọng để giải thích sự
khác biệt trong hành vi giữa các hộ gia đình.
Mức độ ngại rủi ro của nơng hộ trong nghiên
cứu này được xác định thông qua tuổi (tuoị)
của chủ hộ. Người lớn tuổi có nhiều rủi ro vì
thường có nhiẽu bệnh nên họ cẩn tiết kiệm để
phịng ngừa. Vì vậy, chủ hộ càng lớn tuổi thì
mức tiết kiệm của hộ sẽ càng cao.
Như vừa trình bày, khi thu nhập lớn hơn
chi phí, ngân sách có thặng dư thì hộ gia đình
có thể tiết kiệm được khoản thặng dư đó (Agar
& Guglielmo, 2001; Kibet & ctg, 2009). Hộ gia
đình có thể giữ số thặng dư trong quyển sở
hữu của mình để cất giữ nhằm sử dụng trong
tương lai hoặc gửi tiết kiệm và cũng có thể đầu
tư vào một lĩnh vực nào đó. Nếu cất giữ hộ dân
phải có trách nhiệm bảo vệ nó khỏi bị trộm
cắp hoặc hư hỏng. Nhưng người dân sử dụng
số tiền tiết kiệm này dưới dạng gửi tiết kiệm
thì số thặng dư sẽ được tăng lên trong tương
lai đổng thời có thể bù đắp phẩn nào sự mất
giá đổng tiền do tác động của lạm phát. Do
đó, mối quan hệ tốt với các tổ chức tín dụng
sẽ giúp nơng hộ tăng thu nhập thông qua việc
gửi tiết kiệm. Tuy nhiên, theo lý thuyết kinh

Tháng 3.2022 : TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á

69


QUYẾT ĐỊNH TIẾT KIỆM CỦA Hộ GIA ĐINH NÔNG THÔN VÙNG ĐỔNG BẰNG SƠNG cửu LONG

tế, tiếp cận tín dụng (tiepcantd.) được cho là
có ảnh hưởng tiêu cực đến tiết kiệm của hộ
dân. Nguyên nhân là người tiêu dùng thiếu
kiên nhẫn sẽ bị cám dỗ để đi vay và tiêu dùng
nhiêu hơn ở hiện tại, do đó tiết kiệm ít hơn.
Một số người tiết kiệm hiện tại sẽ giảm chi tiêu
vì nhu cấu trong tương lai, điểu này làm gia
tăng tiết kiệm. Do đó, khơng có thay đổi nào
trong việc tiết kiệm sẽ xảy ra đối với những
người tiết kiệm rất kiên nhẫn và khơng thích
rủi ro cao. Điếu này cho thấy việc cải thiện
khả năng tiếp cận tín dụng sẽ tác động tiêu
cực đến tiết kiệm (Soharwardi & ctg, 2014).
Tuy nhiên, để cải thiện được khả năng tiếp
cận tín dụng của hộ gia đình thi khoảng cách
giữa hộ gia đình và tổ chức tín dụng là yếu tố
cần thiết. Khoảng cách (khoangcach.) giữa hộ
và tổ chức tín dụng càng gấn thì mức độ thơng
tin bất đối xứng càng giảm. Kết quả là nơng
hộ có thể cải thiện được tiếp cận tín dụng. Vì
vậy, khoảng cách cũng được coi là yếu tố quan
trọng để nông hộ quyết định tiết kiệm.

Soharwardi & ctg (2014) đã chứng minh,
tỷ lệ người đang làm việc so với tổng số thành
viên gia đình (tylelaodong.) có liên quan tích
cực đến tiết kiệm của hộ gia đình. Sự phụ
thuộc của các thành viên trong gia đình là
chia sẻ thu nhập của con cái sống chung với
cha mẹ. Số người phụ thuộc càng ít đơng
nghĩa với tỉ lệ người lao động trọng hộ cao
nên hộ sẽ có nhiêu thu nhập dẫn đến tiết kiệm
cao (Alessie & ctg, 2004). Điếu này thể hiện
mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ lao động
và tiết kiệm của nông hộ. Tuy nhiên, quy mơ
gia đình lớn khơng đổng nghĩa với tỷ lệ lao
động cao (và ngược lại), nó phụ thuộc vào số
thành viên có việc làm trong hộ gia đình so
với những người khơng có việc làm (Agrawal,
Sahoo, & Dash, 2009).
Tài sản vật chất là một trong những yếu
tố quyết định chính đến tiết kiệm của hộ gia
đình. Nó được tính bằng cách cộng giá trị
của nhà ở, cửa hàng, tổng diện tích đất nơng
nghiệp và tổng số lượng tón kho. về mặt lý

70

TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á

Tháng 3.2022

thuyết, nó có tương quan thuận với tiết kiệm

hộ gia đình (Suppakitjarak & Krishnamra,
2015). Tuy nhiên, giá trị của tất cả các tài sản
vật chất có thể đa cộng tuyến với tổng thu nhập
của hộ gia đình, nhưng đây là biến rất quan
trọng nên nhóm tác giả khơng thể bỏ nó. Để
giải quyết vấn đê' đa cộng tuyến, nhóm tác giả
đã chuyển đồi giá trị của tất cả tài sản vật chất
thành hai danh mục con như sau: quy mô của
đất sản xuất (dientichdat.) và giá trị của ngôi
nhà (giatrinha,). Quy mơ đất đai cao sẽ làm
cho hộ gia đình có thu nhập cao từ đó có tác
động đáng kể đến tiết kiệm của hộ gia đình. Vì
vậy, quy mơ đất đai sẽ có mối quan hệ thuận
chiều với tiết kiệm hộ gia đình (Soharwardi &
ctg, 2014). Ngược lại, nhà ở thường được sử
dụng cho mục đích sinh hoạt, nhưng ngơi nhà
có giá trị càng cao càng cắn nhiều tiền hơn để
duy tri và do đó khoản tiết kiệm sẽ giảm. Giá
trị của ngơi nhà được cho là có liên quan tiêu
cực với tiết kiệm của hộ gia đình.
Một yêu tố khác ảnh hưởng đến mức độ
tiết kiệm của hộ gia đình là trình độ học vấn
của chủ hộ. Trình độ học vấn (hocvan.) được
đo lường dựa trên số năm mà một cá nhân đã
trải qua trong giáo dục chính thức và dự kiến
sẽ cải thiện sự hiểu biết về tiết kiệm. Do đó,
sự lựa chọn các phương thức tiết kiệm của họ
là phù hợp. Hơn nữa, những cá nhân có trình
độ học vấn cao hơn sẽ ít cảm thấy bị đe dọa
bởi môi trường thể chế so với những người có

trình độ học vấn thấp hơn. Một nghiên cứu
của Soharwardi & ctg (2014) đã chỉ ra rằng tỷ
lệ tiết kiệm tăng lên cùng với trình độ học vấn.
Giới tính (gioitinh) cũng là một biến số
quan trọng ảnh hưởng đến mức tiết kiệm
của hộ gia đinh. Ngày nay, xã hội của chúng
ta đã bỏ qua sự phân biệt đối xử vế giới tính.
Nữ giới cũng tích cực tham gia các hoạt động
xã hội và họ đang kiếm được một khoản thu
nhập rất tốt. Thông thường, phụ nữ quan tâm
đến việc tiết kiệm tối đa phần thu nhập của
mình, đặc biệt, phụ nữ làm việc ở nông thôn
cùng với người bạn đời, anh em, cha mẹ, giúp

Sô 192


CAO VÃN HƠN • NGUYỀN LAN DUYÊN

tạo thêm thu nhập Fisher, Hayhoe, & Lown
(2015). Điếu đó lý giải tại sao chủ hộ là nữ giới
thường tiết kiệm nhiều hơn hộ có chủ hộ là
nam giới. Kết quả nghiên cứu của Bashir & ctg
(2013) cho thấy, nữ giới chủ yếu tiết kiệm cho
các nhu cầu ngắn hạn nhiều hơn so với nam
giới trong khi nam giới tiết kiệm cho các nhu
cẩu trung và dài hạn.
Trên cơ sở lý thuyết vừa phân tích, bài viết đề
xuất mơ hình thực nghiệm các yếu tố ảnh hưởng
đến mức tiết kiệm của hộ gia đình như sau:

tyletietkiem. = Po + P1thunhapi + P2tuoich. +
Pjtiepcantd. + P4khoangcach. + p5tylelaodong.
+ P6dientichdatsx. + P7giatrinha. + pghocvan.
+ p9gioitinh. + e.
(3)

Trong đó, tyletietkiem. là biến phụ thuộc
được đo lường bằng tỷ lệ giữa số tiẽn tiết kiệm
và tổng thu nhập của hộ trong năm.
Các biến độc lập bao gốm: thunhap. là tổng
thu nhập của hộ gia đình, được đo lường bằng
triệu đổng/năm. tuoich. là tuổi của chủ hộ, được
đo lường bằng năm. tiepcantdlà khả năng tiếp
cận tín dụng của nơng hộ (=1 nếu nơng hộ
tiếp cận được tín dụng và =0 nếu ngược lại),
khoangcach. là khoảng cách từ hộ gia đình
đến tổ chức tín dụng gấn nhất tính bằng km.
tylelaodong. là tỷ lệ lao động có việc làm so với
tổng số thành viên trong gia đình, tính bằng
%. dientichdatsx. là diện tích đất sản xuất của
nơng hộ, tính bằng 1.000 m2. giatrinha.là giá trị
nhà ở của nơng hộ được tính bằng triệu đổng.
gioitinh.là giới tính của chủ hộ (Nam = 1, Nữ =
0). hocvan. là trình độ học vấn của chủ hộ tính
theo năm và i chỉ nơng hộ thứ i.

3. Dữ liệu và phương pháp
nghiên cứu
3.1. Phương pháp thu thập dữ liệu
Dữ liệu sử dụng trong bài viết được thu

thập thông qua phỏng vấn trực tiếp chủ hộ
của các hộ gia đình ở các tỉnh (thành) thuộc

số 192

ĐBSCL. Tỷ trọng hộ ở từng tỉnh (thành)
chiếm trong tổng số mẫu được xác định căn cứ
vào tỷ trọng quy mô hộ của từng địa phương
trong tổng số hộ của toàn vùng ĐBSCL. Ở

mỗi tỉnh (thành), nhóm tác giả chọn ba huyện
lấn lượt có quy mơ hộ lớn nhất, trung bình
và nhỏ nhất để tiến hành khảo sát. Nhóm tác
giả soạn sẵn bảng câu hỏi và tiến hành khảo
sát thử năm phiếu. Sau khảo sát thử, bảng câu
hỏi được chỉnh sửa nhằm khắc phục sai sót và
hình thành bản hỏi chính thức.
Tuy nhiên, do khó khăn khi khảo sát
(khơng tiếp cận được chủ hộ, chủ hộ từ chối
trả lời và thông tin cung cấp khơng đấy đủ hay
thiếu độ chính xác) nên mẫu khảo sát được sử
dụng trong bài gồm 1.279, trong đó có 200 hộ
ở An Giang (chiếm 15,64% tổng sỗ mẫu), 117
ở Bạc Liêu (9,15%), 100 ở Cà Mau (7,81%), 70
ở Cần Thơ (5,47%), 99 ở Đổng Tháp (7,74),
77 ở Hậu Giang (6,02%), 328 ở Kiên Giang
(25,65%), 92 ở Sóc Trăng (7,19%), 70 ở Tra
Vinh (5,47%) và 126 ở Vĩnh Long (9,85%).
3.2. Phương pháp phân tích
Trên cơ sở số liệu thu thập được, bài viết

sử dụng phương pháp thống kê mơ tả để
phần tích thực trạng của các nơng hộ, sau đó
sử dụng phương pháp hổi quy Tobit để ước
lượng Mơ hình 3 nhằm xác định ảnh hưởng
của các yếu tố đến tỷ lệ tiết kiệm của các hộ
gia đình ở ĐBSCL.
Theo Gujarati (2004), Tobit là mơ hình
phù hợp nhất được sử dụng để ước lượng
ảnh hưởng của các biến độ lập đến biến phụ
thuộc nếu giá trị của biến phụ thuộc bị kiểm
duyệt, nghĩa là không được phép nhỏ hơn hay
lớn hơn một giá trị nhất định nào đó. Trong
trường hợp bài viết này, giá trị của biến phụ
thuộc (đó là, tỷ lệ tiết kiệm) chỉ có thể nhỏ
hơn hoặc bằng 1 bởi nơng hộ chỉ có thê’ tiết
kiệm được đúng số tiền có được.

4. Kết quả nghiên cứu và thào
luận

Tháng 3.2022

TẠP CHÍ KINH TÉVÀ NGÂN HÀNG CHÂUÁ

71


QUYẾT ĐỊNH TIẾT KIỆM CỦA HỘ GIA ĐÌNH NƠNG THƠN VÙNG ĐỐNG BẰNG SÔNG cửu LONG

4.1. Đặc điểm mẫu khảo sát

Kết quả nghiên cứu từ 1.279 hộ gia đình
ở nơng thơn ĐBSCL cho thấy mức tiết kiệm
bình qn của mỗi hộ là 47,60 triệu đổng/
năm (chiếm 15% thu nhập). Mức tiết kiệm
này tương đối thấp bởi bình quân mỗi hộ có
khoảng bốn người thì mỗi người tiết kiệm
chỉ được 13,17 triệu/năm. Nguyên nhân
được cho là nông hộ sở hữu đất tương đối ít
(khoảng 2,2 ha/hộ) dẫn đến giá trị sản xuất
thấp (khoảng 325 triệu/nàm). Với mức thu
nhập này, hàng năm nông hộ phải chi cho tất
cả các khâu từ chi tiêu sinh hoạt cho đến mua
yếu tố đấu vào sản xuất. Trong khi đó giá các
yếu tố đầu vào sản xuất ngày càng tàng (thiếu
kiểm sốt) làm cho nơng hộ khơng có được
thặng dư để tiết kiệm.
Ngồi ra, nơng hộ có ít tiết kiệm một phần
là do học vấn thấp (trung bình 6,37 lớp) nên ít
có cơ hội đầu tư hay làm cơng việc khác ngồi
nơng nghiệp để kiếm thêm thu nhập. Học vấn
thấp một phấn là do sản xuất nông nghiệp
của người dân theo kinh nghiệm “cha truyền
con nối”, mặt khác do điều kiện khó khăn
của đất nước nên những người trong độ tuổi
này (trung bình 51 tuổi) ít được đến trường.
Học vấn thấp khơng những gây khó khàn cho
nông hộ trong sản xuất như áp dụng khoa học

kỹ thuật mà cịn làm cho nơng hộ khó tiếp cận
được nguổn vốn để phục vụ cho sản xuất. Vì

vậy, trong 1.279 nơng hộ được khảo sát có đến
493 hộ khơng vay được vốn từ các tổ chức tín
dụng chính thức. Mặc dù nơng hộ có tài sản
thế chấp như đất sản xuất nơng nghiệp hoặc
giá trị nhà ở (trung bình 532 triệu/hộ). Không
những vậy, khoảng cách từ nông hộ đến tổ
chức tín dụng tương đối gần (khoảng 7km).
Điều này cho thấy, nơng hộ ở ĐBSCL tương
đối khó khăn trong sản xuất cũng như trong
việc tạo thu nhập cho gia đình.
4.2. Các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ lệ tiết kiệm
của nông hộ Đổng bằng sông Cửu Long
Kết quả ước lượng từ hổi quy Tobit cho
thấy mơ hình có ý nghĩa thống kê cao và có sáu
yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tiết kiệm của
hộ nông dân ở ĐBSCL. Trong đó, các biến có
ảnh hưởng cùng chiều đến tỷ lệ tiết kiệm bao
gồm thu nhập của hộ, giá trị nhà và khoảng
cách từ nơi ở đến tổ chức tín dụng; và các biến
tỷ lệ lao động, diện tích đất sản xuất, khả nàng
tiếp cận tín dụng có ảnh hưởng ngược chiều
đến tỷ lệ tiết kiệm của hộ gia đình ĐBSCL.
Đầu tiên, biến thu nhập của nơng hộ có hệ
số dương ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cho
thấy nông hộ có thu nhập cao sẽ có tỷ lệ tiết

Bàng 1: Đặc điểm hộ gia đình ở vùng ĐBSCL
Trung bình

Độ lệch

chuẩn

Giá trị
nhỏ nhất

Giá trị lớn
nhất

47,60

156,35

-326,00

1.716,00

Nhân khấu (người)

4,16

1,26

1,00

9,00

Tuổi (năm)

51,05

11,06

20,00

80,00

Học vấn (lớp)

6,37

3,28

0,00

16,00

Khoảng cách tới tồ chức tín dụng (km)

7,45

5,09

1,00

29,00

Giá trị nhà (triệu đồng)

532,24

536,21

0,00

2.600,00

Diện tích đất sàn xuất (1.000m2)

22,39

17,31

1,00

130,00

Tổng thu nhập (triệu đồng)

325,19

210,06

26,00

2.008,00

Biến

SỐ tiền tiết kiệm (triệu đồng)

Nguồn: Kết quả tính tốn từ số liệu tự khảo sát năm 2018.

72

TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á

Tháng 3.2022

số 192


CAO VĂN HƠN • NGUYỄN LAN DUYÊN

Bàng 2: Các yếu tổ ảnh hưởng đến tỷ lệ
tiết kiệm của hộ dân ĐBSCL

(Biến phụ thuộc: tyletietkiem (tỷ số giữa
số tiền tiết kiệm và tổng thu nhập của hộ)
Hệ số p

Giá trị t

Hàng số

0,673

0,000

thunhaPị

0,001***

0,000

tuoii

0,001

0,693

Tiếu chi

-0,065***

0,001

0,001***

0,000

dientichdatsXị

-0,001***

0,000

khoangcach.

0,005***

0,000

-0,077***

0,000

tylelaodongị

giatrinha,

tiepcantdị
gioitinhj

0,006

0,637

hocvan.

0,001

0,987

Log likelihood

695.24476

Số quan sát (N)

1.279

Prot»chi2

0.000

(*), (**), và (***) lần lượt có ý nghĩa mức 10%,
5% và 1%.
Nguồn: Kết quả ước lượng từ số liệu tự khào sát
năm 2018.

kiệm nhiều hơn so với nơng hộ có thu nhập
thấp. Điều này khá tương đổng với kết quả
của các nghiên cứu của Hong, Sung & Kim
(2002), Teshome & ctg (2013), Soharwardi &
ctg (2014), Shaikh (2021) và đúng với lý thuyết
vừa trình bày, nghĩa là khi thu nhập cao thì
nơng hộ có nhiều cơ hội để tiết kiệm.
Ngược lại, biến tỷ lệ lao động có mối quan
hệ ngược chiều với tỷ lệ tiết kiệm ở mức ý
nghĩa 1%. Ngụ ý, khi tỷ lệ lao động của hộ gia
đình càng tăng thì tỷ lệ tiết kiệm càng giảm và
ngược lại. Bởi gia đình có ít người phụ thuộc
nên ít lo rủi ro, do đó tỷ lệ tiết kiệm củng ít
đi. Kết quả này phù hợp với thực nghiệm
nghiên cứu ở các nước phát triển của Hong &
ctg (2002) bởi hệ thống y tế và an sinh xã hội
tốt, nhưng ngược với kết quả nghiên cứu của
Shaikh (2021)

số 192

Tương tự như yếu tố thu nhập, nơng hộ
có nhà giá trị cao sẽ tiết kiệm nhiều hơn nơng
hộ có nhà giá trị thấp. Tuy nhiên, kết quả này
ngược với kỳ vọng lý thuyết trình bày nhưng
lại rất phù hợp với thực tế nông hộ ở ĐBSCL.
Đối với nông hộ nơi đây, nhà ở hay giá trị
nhà ở khơng chỉ là tài sản mà cịn là nơi thờ
phụng, nơi gia đình sum họp và đồn tụ anh
em họ hàng khi có đám tiệc. Vì vậy, những hộ
dân này luôn quan tâm tu bổ để ngôi nhà của
họ ln có giá trị và là nơi trang nghiêm của
dịng họ. Kết quả là nhà ở của những hộ có
giá trị cao sẽ tiết kiệm nhiều tiền để đảm bảo
yêu cầu như thực nghiệm các nghiên cứu của
Hong & ctg (2002), Teshome & ctg (2013) và
Soharwardi & ctg (2014).
Khi các hộ gia đình sống xa tổ chức tín
dụng, họ khó vay được tiền vì thơng tin bất
đối xứng. Do đó, nơng hộ cấn chuẩn bị tiến
để phịng ngừa rủi ro trong cuộc sống thay vì
trơng chờ vào tiền vay. Điểu này có nghĩa là
nơng hộ sống xa tổ chức tín dụng sẽ ít được
vay hơn vì vậy họ tiết kiệm nhiểu hơn (biến
khoảng cách có hệ số dương ở mức ý nghĩa
1%). Ngược lại, nếu nông hộ dễ tiếp cận được
tín dụng sẽ ít tiết kiệm hơn. Điểu này được thể
hiện ở biến khả nàng tiếp cận tín dụng có hệ
số âm ở mức ý nghĩa 1%, nghĩa là nông hộ vay
được ở các tổ chức tín dụng sẽ ít tiết kiệm hơn

so với hộ khó tiếp cận tín dụng. Kết quả này
phù hợp với lý thuyết ban đẩu và tương đồng
với nghiên cứu của Teshome & ctg (2013).
Nông hộ có diện tích đất sản xuất nhiếu
sẽ ít tiết kiệm so với nơng hộ khác bởi diện
tích đất có hệ số âm ở mức ý nghĩa 1%. Điều
này ngược với kỳ vọng của lý thuyết ban đầu là
nơng hộ có nhiếu đất sản xuất sẽ tạo ra được
nhiểu thu nhập (Soharwardi & ctg, 2014). Từ
đó, nơng hộ sẽ tiết kiệm nhiếu hơn. Tuy nhiên,
sản xuất nông nghiệp của nông hộ ở ĐBSCL
có phấn ngược lại. Nơng hộ sản xuất ra sản
phẩm nhưng lại lệ thuộc vào giá bán sản phẩm
và giá nguyên liệu đẩu vào bởi thương lái và
các đại lý vật tư. Do đó, nơng hộ bán được sản

Tháng 3.2022 : TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á

73


QUYẾT ĐỊNH TIẾT KIỆM CỦA HỘ GIA Đ1NH NÔNG THÔN VÙNG ĐĨNG BẰNG SƠNG cửu LONG

phẩm (giá thấp) phải đấu tư lại cho các yếu tố
đầu vào (giá cao) nên nơng hộ khơng có hoặc
có được thặng dư rất ít từ sản xuất lúa. Ngược
lại, nơng hộ có ít đất sản xuất có thể kết hợp
sản xuất với hoạt động kinh doanh khác để đa
dạng hóa thu nhập. Trong khi đó, các lĩnh vực
kinh doanh ngồi nơng nghiệp sẽ có lợi nhuận

biên cao hơn so với sản xuất nông nghiệp vì
ít đấu tư cho các yếu tố đẩu vào giá cao. Vì
vậy, khi có nhiêu đất sản xuất nơng hộ sẽ ít tiết
kiệm hơn so với hộ có ít đất sản xuất.
Bên cạnh đó, các yếu tố giới tính chủ hộ,
tuổi chủ hộ và trình độ học vấn của chủ hộ
khơng có ý nghĩa thống kê. Bởi ngày nay,
nam hay nữ đểu có thể ra ngồi kiếm tiến
và hoạt động xã hội nên mỗi người đêu có ý
thức trong cuộc sống. Vì vậy, yếu tố giới tính
khơng phản ánh được mức độ tiết kiệm của
họ khi họ là chủ hộ. Mặc dù lý thuyết vòng
đời và lý thuyết thu nhập vĩnh viễn cho rằng
người lớn tuổi sẽ có thu nhập nhiều hơn và
tiết kiệm nhiếu hơn người nhỏ tuổi, nhưng
kết quả trong trường hợp nghiên cứu này
thì ngược lại. Nguyên nhân là do đối tượng
nghiên cứu là nông hộ sản xuất nơng nghiệp
nên đối tượng này khơng có được thu nhập kế
thừa theo thời gian. Vì vậy, dù có lớn tuổi thì
nơng hộ cũng khơng thể có thu nhập nhiêu
để tiết kiệm. Bên cạnh đó, nơng hộ thường có
học vấn thấp (trình bày trên) và sản xuất theo
kinh nghiệm nên u tố học vấn khơng có sự
khác biệt trong nơng hộ sản xuất lúa, hay nói
cách khác yếu tố học vấn chưa thể giải thích
được khác biệt trong tiết kiệm của nơng hộ.

5. Kết luận
Tiết kiệm của hộ gia đình góp phần gia

tăng đẩu tư phát triển sản xuất và ổn định
cuộc sống của hộ dân trước những biến động
bất thường của cuộc sống, qua đó mang lại lợi
ích thiết thực cho nền kinh tế. Tuy nhiên, do
ảnh hưởng của một số yếu tố nhất định nên
không phải ai cũng có thể tiết kiệm bởi các
đặc điểm của mỗi gia đình và điểu kiện nơi

74

TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á

Tháng 3.2022

sinh sống. Khi đó, nơng hộ sẽ gặp khó khàn
khi sự cố khơng mong muốn xảy ra.
Kết quả kiểm định bằng mơ hình hổi quy
Tobit cho thấy tỷ lệ tiết kiệm của nông hộ ở
ĐBSCL phụ thuộc vào thu nhập của hộ, diện
tích đất sản xuất, giá trị nhà ở, khoảng cách
đến tổ chức tín dụng, khả năng tiếp cận tín
dụng và tỷ lệ lao động trong gia đình. Trong
đó, có ba yếu tố có ảnh hưởng tích cực đến tỷ
lệ tiết kiệm của nơng hộ bao gồm thu nhập
của hộ, giá trị nhà và khoảng cách từ nơi ở đến
tồ chức tín dụng và ba yếu tố ảnh hưởng tiêu
cực đến tỷ lệ tiết kiệm của nơng hộ gổm: tỷ lệ
lao động, diện tích đất sản xuất và khả năng
tiếp cận tín dụng của hộ. Đáng chú ý nhất là
yếu tố diện tích đất sản xuất và giá trị nhà ở

có hệ số trái ngược với cơ sở lý thuyết. Tuy
nhiên, kết quả này khá phù hợp với đối tượng
nghiên cứu trong bài viết là nông hộ sản xuất
nông nghiệp nhỏ lẻ và sống ở nông thơn như
vừa trình bày.
Kết quả nghiên cứu này là cơ sở hữu ích
đê các nhà lập chính sách, các tổ chức tín
dụng làm cơ sở để lập chính sách củng như
kê hoạch phát triển thị trường tín dụng nơng
thơn trong thời gian tới. Đặc biệt là chính sách
đối với đối tượng là nơng hộ nhằm khuyến
khích và tăng lợi ích cẩn thiết có liên quan để
thu hút họ tiết kiệm. Chính vì vậy, các tổ chức
tín dụng cấn quan tâm mở rộng địa bàn hoạt
động về các vùng người dân chưa tiếp cận
được tín dụng. Một mặt là để thu hút lượng
tiến tiết kiệm nhàn rỗi của người dần nơi đây,
mặt khác cung cấp tín dụng cho những người
có nhu cầu. Đối với cơ quan nhà nước cân
phát triển hạ tầng giao thông và thông tin liên
lạc để giảm thông tin bất đối xứng giữa hộ dân
và tổ chức tín dụng cũng như với thị trường
đầu vào và đẩu ra trong sản xuất. Có như vậy,
các hộ dần mới chủ động xây dựng chi tiêu
và tiết kiệm hợp lý nhằm nâng cao chất lượng
cuộc sống.

số 192

CAO VĂN HƠN • NGUYỄN LAN DUYÊN

Tài liệu tham khảo
Agrawal, p., Sahoo, p., & Dash, R. K. (2009). Savings behaviour in South Asia. Journal of Policy
Modeling, 31(2), 208-224.
Alessie, R„ Hochguertel, s„ & Soest, A. V. (2004). Ownership of stocks and mutual funds: A
panel data analysis. Review of Economics and Statistics, 86(3), 783-796.

Athukorala, p. c., & Sen, K. (2004). The determinants of private saving in India. World
Development, 32(3), 491-503.

Bashir, T, Hassan, A., Nasir, s., Baber, A., & Shahid, w. (2013). Gender differences in saving
behavior and its determinants: Patron from Pakistan. IOSR Journal of Business and Management,
9(6), 75.
Brugiavini, A., & Weber, G. (2003). Household saving: Concepts and measurement. Life-Cycle

Savings and Public Policy, 33-55. DOI:10.1016/B978-012109891-9.50033-6.

Cagetti, M. (2003). Wealth accumulation over the life cycle and precautionary savings. Journal of
Business & Economic Statistics, 21(3), 339-353.
Carlin, Wendy, and David Soskice. 2006. Macroeconomics: Imperfection, Institutions & Policies.
First. New York: Oxford University press.

Engen, E. M., Gale, w. G., Uccello, c. E„ Carroll, c. D., & Laibson, D. I. (1999). The adequacy of

household saving. Brookings Papers on Economic Activity, 1999(2), 65-187.

Fisher, p. J., Hayhoe, c. R., & Lown, J. M. (2015). Gender differences in saving behaviors among
low -to moderate-income households. Financial Services Review, 24(1), 1-13.
Friedman, M. (1957). The permanent income hypothesis. NBER Chapters, 20-37. Retrieved

from />
Gujarati, D.N. (2004), Basic Econometrics, Fourth Edition, McGraw-Hill.

Hong, G. s., Sung, J., & Kim, s. M. (2002). Saving behavior among Korean households. Family
and Consumer Sciences Research Journal, 30(4), 437-462.
Kazianga, H., & Udry, c. (2006). Consumption smoothing? Livestock, insurance and drought in

rural Burkina Faso. Journal of Development economics, 79(2), 413-446.

Kibet, L. K., Mutai, B. K., Ouma, D. E., Ouma, s. A., & Owuor, G. (2009). Determinants of

household saving: Case study of smallholder farmers, entrepreneurs and teachers in rural areas of
Kenya. Journal of development and agricultural economics, 1(7), 137-143.
Kumar, R., & Abdin, M. s. (2021). Impact of epidemics and pandemics on consumption pattern:

evidence from Covid-19 pandemic in rural-urban India. Asian Journal of Economics and Banking,
5(1), 12-14.
Matur, E. p., Sabuncu, A. & Bahẹeci, s. (2012). Determinants of Private Saving and Interaction

between Public and Private Savings in Turkey, Topics in Middle Eastern and North African
Economies, (14), 102-125. Retrieved from />study_v_eas7_ 1 .pdf.

SỐ192

Tháng 3.2022

TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á

75

QUYẾT ĐỊNH TIẾT KIỆM CÙA HỘ GIA Đ1NH NỒNG THÔN VÙNG ĐỔNG BẰNG SÔNG cửu LONG

Mody, A., Ohnsorge, E, & Sandri, D. (2012). Precautionary savings in the great recession. IMF
Economic Review, 60(1), 114-138.
Modigliani, E, & Brumberg, R. (1954). Utility analysis and the consumption function: An

interpretation of cross-section data. Franco Modigliani, 1(1), 388-436.
Nga, M.T., (2007). An Investigative Analysis into the Saving Behavior of Poor Households in

Developing Countries: With Specific Reference to South Africa. An MSc Thesis Presented to the

Department of Economics, University of the Western Cape. South Africa.

Poterba, J. M. (2002). Taxation, risk-taking, and household portfolio behavior. In Handbook, of

public economics (Vol. 3, pp. 1109-1171). Elsevier,
Shaikh, s. A. (2021). Incorporating Private Savings Behavior in Product Offerings: A Case Study

of Pakistan. Signifikan: Jurnal Ilmu Ekonomi, 10(2), 247-258.
Soharwardi, M. A., Khan, A. s., & Sherani, M. K. (2014). Determinants of household savings:
A case study of Yazman-Pakistan. International Journal of Scientific & Engineering Research, 5(12),
1624-1630.
Suppakitjarak, N., & Krishnamra, p. (2015). Household saving behavior and determinants of the

forms of saving and investment in Thailand. Journal of Economics, Business and Management, 3(3),
326-330.

Tatliyer, M. (2017). Determinants of private saving level: Evidence from Turkey. Sosyoekonomi,

25(32), 149-167.

Teshome, G., Kassa, B., Emana, B„ & Haji, J. (2013). Determinants of rural household savings
in Ethiopia: The case of east Hararghe Zone, Oromia regional state. Journal of Economics and
Sustainable Development, 4(3), 66-75.

Thach, N. N„ Anh, L. H., & An, p. T. H. (2019). The Effects of Public Expenditure on Economic
Growth in Asia Countries: A Bayesian Model Averaging Approach, Asian Journal of Economics and

Banking, 3(1), 126-149.

Van Rijckeghem, c. (2010). Determinants of Private Saving in Turkey: An Update, Bogazifi

Universitesi iktisat Bôlủmủ (falipna Tebligi, 4. Retrieved from />wpaper/2010-04.html.

76

TẠP CHÍKINHTÊ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á

Tháng 3.2022

số 192


CAO VĂN HƠN • NGUYỄN LAN DUYÊN

Determinants of Household Savings in
the Mekong River Delta
Cao Van Honr), Nguyen Lan Duyen
Received: 15 November 2021

I

Revised: 02 March 2022

I

Accepted: 10 March 2022

ABSTRACT: In order to overview of saving behavior and factors that promote
saving behavior of households in rural households in the Mekong Delta, the
article uses data from 1,279 households using Tobit regression. The results
show that the average saving level of each household accounts for 15% of
household's total income. Additionally, the results also show that there
are many factors that have effects on saving decision of households in the
Mekong Delta with different levels. Specifically, there are three factors that
have positive influences on the savings rate, including household income,
house value and distance from their place of residence and credit institutions.
Conversely, three factors have negative effects on the savings rate, including
the labor ratio, the total area of production land, and ability of access to credit.
KEYWORDS: Households, savings, savings rate, Tobit.

JEL classification: G41, G51.

KI

Cao Van Hon

Email:
(1 An Giang University - Viet Nam National University Ho Chi Minh City;

No. 18 Ung Van Khiem, Phuong Dong Xuyen, City Long Xuyen, An Giang Province.

Sc; 192

Tháng 3.2022

TẠPCHÍKINHTẾVÀNGÂN HÀNG CHÂUÁ

77