XÂY DỰNG MÔ HÌNH ĐÁNH GIÁ CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG TIẾP CẬN TÀI CHÍNH CỦA DOANH NGHIỆP NHỎ VÀ VỪA

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ QUỐC DÂN

CHUYÊN ĐỀ TIẾN SĨ SỐ 3
TÊN CHUYÊN ĐỀ SỐ 3:

XÂY DỰNG MÔ HÌNH ĐÁNH GIÁ CÁC YẾU TỐ TÁC
ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG TIẾP CẬN TÀI CHÍNH CỦA
DOANH NGHIỆP NHỎ VÀ VỪA

Chuyên ngành:

Kinh tế học

Nghiên cứu sinh:

Nguyễn Thị Hồng Nhâm

Người hướng dẫn: 1. PGS.TS. Tô Trung Thành
2. PGS.TS. Trần Trọng Nguyên

HÀ NỘI, THÁNG 12 NĂM 2018

1


LỜI CAM KẾT
Tôi đã đọc và hiểu về các hành vi vi phạm sự trung thực trong học thuật. Tôi
cam kết bằng danh dự cá nhân rằng chuyên đề này do tôi tự thực hiện và không vi
phạm yêu cầu về sự trung thực trong học thuật.
Nghiên cứu sinh

(ký và ghi rõ họ tên)

Nguyễn Thị Hồng Nhâm


MỤC LỤC
3.1. Các mô hình lý thuyết......................................................................................1
3.1.1. Mô hình đánh giá các yếu tố tác động đến khả  năng tiếp cận tài chính chính
thức của doanh nghiệp...............................................................................................1
3.1.2. Mô hình đánh giá các yếu tố  tác động đến khả  năng tiếp cận tài chính phi
chính thức của doanh nghiệp.....................................................................................3
3.2. Dữ liệu và biến số..............................................................................................5
3.2.1. Nguồn dữ liệu..................................................................................................5
3.2.2. Xử lý dữ liệu....................................................................................................6
3.2.3. Biến số và thước đo.........................................................................................7
3.3. Mô tả thống kê................................................................................................12
3.3.1. Mô tả thống kê các biến.................................................................................12
3.4. Kết quả ước lượng..........................................................................................13
3.4.1. Kết quả   ước lượng mô hình đánh giá tác động của các yếu tố  đến khả  năng
tiếp cận tài chính chính thức....................................................................................13
3.4.2. Kết quả   ước lượng mô hình đánh giá tác động của các yếu tố  đến khả  năng
tiếp cận tài chính phi chính thức..............................................................................22
3.5. Kết luận...........................................................................................................25
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO..............................................................27


DANH MỤC BẢNG, HÌNH
BẢNG
Bảng 3.1. Ký hiệu, giải thích, cách tính/ đo lường và kỳ  vọng chiều tác động của
các biến trong mô hình 1...........................................................................................8

Bảng 3.2. Ký hiệu, giải thích, cách tính/ đo lường và kỳ  vọng chiều tác động của
các biến trong mô hình 2.........................................................................................10
Bảng 3.3. Mô tả thống kê các biến trong mô hình 1................................................12
Bảng 3.4. Mô tả thống kê các biến trong mô hình 2................................................12
Bảng 3.5. Kết quả mô hình Multilogistic sử dụng phương pháp hồi quy 2SLS.......14
Bảng 3.6. Kết quả mô hình logistic.........................................................................23
HÌNH
Hình 3.1.  Số lượng doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu có ý định niêm yết trên thị
trường chứng khoán trong vòng 5 năm tới..............................................................17


Từ cơ sở lý luận, tổng quan nghiên cứu và khung phân tích đã xây dựng, luận
án xác định khả năng tiếp cận tài chính của doanh nghiệp nói chung và DNNVV nói
riêng bao gồm: khả năng tiếp cận chính thức (Ngân hàng và TCTD); khả năng tiếp
cận phi chính thức (người thân, gia đình, bạn bè hoặc vay từ tín dụng phi chính
thức…). Do đó, trong phần này, cũng sẽ xây dựng hai mô hình đánh giá các yếu tố
tác động đến khả năng tiếp cận tài chính chính thức và phi chính thức. Số liệu được
sử dụng từ kết quả một số cuộc điều tra bao gồm: Điều tra Doanh nghiệp của Tổng
cục Thống kê năm 2017; Dữ liệu sơ cấp trích xuất từ bộ số liệu điều tra trực tiếp
695 doanh nghiệp thuộc 3 địa phương Hà Nội, Đà Nẵng và Đồng Nai thực hiện vào
tháng 12 năm 2017; Điều tra doanh nghiệp nhỏ và vừa Việt Nam từ 2009 - 2015;
Dữ liệu đánh giá năng lực cạnh tranh cấp tỉnh được thực hiện bởi Phòng thương mại
và Công nghiệp Việt Nam (VCCI) năm 2009 – 2015.
3.1. Các mô hình lý thuyết
3.1.1. Mô hình đánh giá các yếu tố tác động đến khả năng tiếp cận tài
chính chính thức của doanh nghiệp
3.1.1.1. Xây dựng mô hình
Để phân tích các yếu tố tác động đến khả năng tiếp cận tài chính chính thức
của doanh nghiệp từ ngân hàng và các TCTD, nghiên cứu sử dụng mô hình logit đa
thức tổng quát (Multinomial Generalized Logit - Multilogistic). Gọi Yij là là các khả

năng có thể xảy ra khi doanh nghiệp tiếp cận các nguồn vốn vay, phương trình hồi
quy logit đa thức có dạng tổng quát như sau:

P(Yi  j / X i )  pij 

exp �
X i�
j�
�
�

�
J

X i�
j
j 0

; với j=0,…,J (3.1.1.1)

Trong đó, i là số quan sát, Xi là tập hợp các yếu tác động đến khả năng tiếp
cận vốn của doanh nghiệp, j=0,...J là tập hợp các khả năng được giả định xảy ra
độc lập, và 0, 1,..., J là tập hợp các hệ số ước lượng tương ứng với từng khả

1


J

năng xảy ra. Vì

�p
j 1

ij

 1 , một trong các hệ số ước lượng 0, 1,..., J phải được

đặt bằng 0 để các hệ số còn lại có thể ước lượng.
Trường hợp J = 5, phương trình (3.1.1.1) trở thành mô hình logit đa thức với
5 mức độ tương ứng dựa trên thang đo đánh giá 1-5 (từ không sẵn có và khó khăn
đến rất sẵn có và thuận lợi): Yi = 0 khi DN có khả năng cho điểm bằng 1; Yi = 1 khi
DN có khả năng cho điểm bằng 2; Yi = 2 khi DN có khả năng cho điểm bằng 3; Yi =
3 khi DN có khả năng cho điểm bằng 4; Yi = 4 khi DN có khả năng cho điểm bằng
5. Mô hình lựa chọn phương án Yi = 0 làm tham chiếu cơ sở.
Khi đó: pi0, pi1, pi2, pi3, pi4 thể hiện các xác suất mà các doanh nghiệp i lần
lượt lựa chọn phương án 0,1, 2, 3 hoặc 4, do đó: pi0 + pi1+ pi2 + pi3 + pi4 = 1. Mỗi
xác xuất được lựa chọn sẽ xác định một phương trình tương ứng. Điều này là bởi vì
tổng các xác suất các biến cố đầy đủ và loại trừ lẫn nhau phải là 1. Khi giải thích
mức độ ảnh hưởng của các biến đến khả năng tiếp cận tài chính của doanh nghiệp
có thể dùng tỷ số odds hoặc ảnh hưởng biên trung bình.
Trong điều kiện các mức độ xảy ra không theo trật tự, các hệ số β ở phương
trình (3.1.1.1) được ước lượng bằng phương pháp ước lượng hợp lý tối đa (MLE)
theo Greene (2012). Tác động biên trung bình (marginal effect at the mean) được
tính dựa theo Cameron và Trivedi (2010) trong phương trình (3.1.1.2) và được sử
dụng để giải thích mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đến khả năng tiếp cận tài
chính của doanh nghiệp.
Ảnh hưởng biên trung bình của Xk đến pij được tính như sau:





exp X i ˆ j
�
pij 
 k  pij (1  pij )  k (3.1.1.2)
2
�
Xk
ˆ
�
1  exp X i  j �
�
�





3.1.1.2. Phương pháp ước lượng
Nickell (1981) và Kiviet (1995) cho rằng khi tiến hành ước lượng mô hình
dạng (3.1.1) dễ mắc phải vấn đề nội sinh, nghĩa là tồn tại mối tương quan giữa
nhiễu với biến độc lập. Tiếp theo, kiểm tra yếu tố nội sinh của các biến độc lập


bằng cách: i) ước lượng mô hình (3.1.1.1) và tạo phần dư, ii) ước lượng cho mô
hình giữa phần dư và biến độc lập. Kết quả cho thấy có tương quan giữa các biến
độc lập và nhiễu. Do đó cần xử lý vấn đề nội sinh trong mô hình.
Để khắc phục vấn đề biến nội sinh trong mô hình 3.1.1.1, luận án sử dụng

phương pháp hồi quy Bình phương nhỏ nhất hai giai đoạn – 2SLS (Two – stage
least squares) các bước được thực hiện như sau:
- Giai đoạn 1: Xác định Xi là biến nội sinh nghĩa là Xi có tác động đến khả
năng tiếp cận ngược lại khả năng tiếp cận cũng có tác động đến X i. Tiếp theo, hồi
quy biến Xi theo các biến độc lập còn lại thu được giá trị ước lượng là .
- Giai đoạn 2: Hồi quy mô hình 3.1.1.1 thay giá trị của biến Xi bằng giá trị ước
X i Mô hình mới ước lượng được sẽ khắc phục được vấn đề nội sinh trong
lượng là �

mô hình 3.1.1.1, tác động của các biến độc lập đến khả năng tiếp cận chính thức sẽ
được giải thích bởi ảnh hưởng biên trung bình được tính ra từ mô hình mới này.
3.1.2. Mô hình đánh giá các yếu tố tác động đến khả năng tiếp cận tài
chính phi chính thức của doanh nghiệp
3.1.2.1. Xây dựng mô hình
Luận án sử dụng cách tiếp cận hồi quy Logit để ước lượng tác động của các
yếu tố ảnh hưởng đến xác suất doanh nghiệp có tiếp cận được nguồn tài chính phi
chính thức hay không. Mô hình Logit được biết đến là mô hình hồi quy mà các biến
phụ thuộc là rời rạc và chỉ nhận hai giá trị có thể có là 0 và 1. Trong mô hình Logit,
xác suất doanh nghiệp tiếp cận được nguồn tài chính phi chính thức được mô tả
dưới dạng hàm phi tuyến của một tập hợp các biến hồi quy X có thể viết dưới dạng
tổng quát như sau:
X ij�


P(Yij  1)   ( X ij�
 )  �  ( z )dz
�

P (Yij  1)   ( X ij�
) 

e

(3.1.2.1)

X ij

1 e

X ij 

(3.1.2.2)

Trong đó: P(Yij  1) là xác suất doanh nghiệp tiếp cận được nguồn tài
chính phi chính thức;

 ) là ký hiệu
là tập các biến giải thích được lựa chọn;  ( X ij�


 ) là hàm phân phối tích lũy
của hàm phân phối tích lũy của phân phối chuẩn;  ( X ij�

của phân phối logistic. Tương tự như mô hình 3.1.1.1, tác động biên trung bình
được sử dụng để giải thích mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đến khả năng
tiếp cận tài chính phi chính thức của doanh nghiệp.
3.1.2.2. Phương pháp ước lượng
Tương tự như mô hình xác định từ phương trình (3.1.1.1) thì mô hình xác
định từ phương trình (3.1.2.2) cũng thực hiện các bước tương tự để kiểm định vấn
đề nội sinh Kết quả cho thấy không có tương quan giữa các biến độc lập và nhiễu.

Do đó không có vấn đề nội sinh trong mô hình. Tuy nhiên phương trình (3.1.2.2) có
thể được ước lượng theo phương pháp hồi quy dữ liệu mảng nên cần lựa chọn một
trong các mô hình sau cho phù hợp:
Thứ nhất, mô hình hỗn hợp (Pooled OLS) – là mô hình được giả định về
tung độ gốc và hệ số độ dốc không thay đổi theo thời gian và theo các đơn vị (doanh
nghiệp). Nghĩa là, nhóm biến độc lập ảnh hưởng lên biến phụ thuộc là như nhau
giữa các doanh nghiệp và không đổi theo thời gian. Phương pháp ước lượng cho mô
hình hỗn hợp là bình phương nhỏ nhất cổ điển. Nói cách khác, mô hình POLS giả
định không tồn tài nhân tố ci (nhân tố về sự khác biệt đặc trưng giữa các đơn vị
nhưng không đo lường được) trong mô hình. Tuy nhiên mô hình và phương pháp
ước lượng này có hạn chế đó là do giả định quá chặt giữa các doanh nghiệp trong
khi thực tế các doanh nghiệp luôn có sự khác biệt đặc trưng như văn hóa doanh
nghiệp, phong cách quản lý, cách thức kinh doanh, môi trường hoạt động và sự
khác biệt này rất có khả năng thay đổi theo thời gian.
Thứ hai, mô hình hiệu ứng cố định (FE) – là mô hình được giả định cho các
trường hợp như sau: i) Các hệ số dộ dốc không đổi nhưng tung độ gốc thay đổi theo
các đơn vị (doanh nghiệp); ii) Các hệ số độ dốc là không đổi nhưng tung độ gốc
thay đổi theo các đơn vị và theo thời gian; iii) Tất cả các hệ số thay đổi theo các đơn
vị; và iv) Tất cả các hệ số đều thay đổi theo các đơn vị và theo thời gian. Như vậy
mô hình hiệu ứng cố định khẳng định có sự khác biệt đặc trưng giữa các đơn vị và
theo thời gian, sự khác biệt này có tương quan với các biến giải thích và FE đánh
giá ảnh hưởng của sự khác biệt đặc trưng đó đến biến được giải thích. Nói cách


khác, trong mô hình FE có tồn tại nhân tố ci và ci tương quan với các biến giải thích.
Mô hình hiệu ứng cố định được ước lượng bằng phương pháp bình phương nhỏ
nhất có biến giả hoặc ước lượng dọc. Mặc dù mô hình FE ưu việt hơn mô hình
POLS nhưng cũng có hạn chế như: có quá nhiều biến giả đực đưa vào mô hình làm
giảm bậc tự do và làm tăng khả năng đa cộng tuyến cao cho mô hình, FE không đo
lường được những nhân tố không thay đổi theo thời gian và giả định cổ điển cho sai

số ngẫu nhiên tuân theo quy luật N : (0,  2 ) rất khó thực hiện.
Thứ ba, mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (RE) – là mô hình được giả định có sự
khác biệt đặc trưng giữa các đơn vị, nhưng sự khác biệt này là ngẫu nhiên (nằm
trong thành phần sai số ngẫu nhiên) và không tương quan với biến giải thích. Nói
cách khác trong mô hình RE có tồn tại ci và không có tương quan giữa ci với các
biến giải thích. Phương pháp ước lượng cho mô hình RE là bình phương nhỏ nhất
tổng quát (GLS). Mô hình RE ưu việt hơn mô hình FE như chỉ sử dụng một hệ số
chặn duy nhất cho tất cả các đơn vị chéo, giá trị này là giá trị trung bình của tất cả
các đơn vị đơn vị chéo, đo lường được những nhân tố không đổi theo thời gian.
Để lựa chọn mô hình hiệu quả nhất, các kiểm định được sử dụng bao gồm:
Kiểm định nhân tử Lagrange (xttest0) lựa chọn giữa mô hình POLS với RE. trong
đó H0 là phương sai của sai số qua các đơn vị là không đổi hay mô hình POLS phù
hợp hơn. Kiểm định Hausman (Hausman, 1978) để lựa chọn giữa mô hình RE và
mô hình FE. Trong đó H0 là không có sự khác biệt giữa hai mô hình.
Tuy nhiên, theo Judge và cộng sự (1980); Taylor (1980); Johnston và
Dinardo (1997), đối với dữ liệu bảng không cân bằng và T nhỏ, N lớn thì kết quả
kiểm định Hausman là không tin tưởng được, nên trong trường hợp này mô hình
hiệu ứng ngẫu nhiên hiệu quả hơn mô hình hiệu ứng cố định.
3.2. Dữ liệu và biến số
3.2.1. Nguồn dữ liệu
Dữ liệu về doanh nghiệp thực hiện dựa trên việc tổng hợp các dữ liệu từ kết
quả một số cuộc điều tra bao gồm: Điều tra Doanh nghiệp của Tổng cục Thống kê
năm 2017; Dữ liệu sơ cấp trích xuất từ bộ số liệu điều tra trực tiếp 695 doanh
nghiệp thuộc 3 địa phương Hà Nội, Đà Nẵng và Đồng Nai thực hiện vào tháng 12


năm 2017; Điều tra doanh nghiệp nhỏ và vừa Việt Nam từ 2009 – 2015 (thực hiện
bởi Viện khoa học Lao động và Xã hội; Trường địa học Copenhagen và Viện nghiên
cứu quản lý kinh tế trung ương (CIEM)); Dữ liệu về thể chế kinh tế và môi trường
kinh doanh đực khai thác từ bộ Dữ liệu đánh giá năng lực cạnh tranh cấp tỉnh được

thực hiện bởi Phòng thương mại và Công nghiệp Việt Nam (VCCI) năm 2009 –
2015. PCI bao gồm nhiều chỉ tiêu địa diện tốt nhất cho môi trường kinh doanh hay
thể chế kinh tế hỗ trợ thị trường. Mặc dù tỉnh không có chức năng ban hành luật
pháp và các chính sách lớn, song tỉnh là đơn vị trực tiếp thực hiện thực thi các chính
sách đó. Sự khác biệt giữa các tỉnh trong quá trình này cho phép sử dụng tỉnh làm
đơn vị phân tích tác động của thể chế kinh tế đến đến sự phát triển của doanh
nghiệp nói chung (Nguyễn Văn Thắng và cộng sự, 2012). Luận án xây dựng hai bộ
dữ liệu tương ứng đánh giá các yếu tố tác động đến khả năng tiếp cận tài chính của
doanh nghiệp nhỏ và vừa.
Thứ nhất, đánh giá tác động của các yếu tố đến khả năng tiếp cận tài chính
chính thức, luận án kết nối hai bộ dữ liệu Điều tra Doanh nghiệp của Tổng cục
Thống kê năm 2017; Dữ liệu sơ cấp trích xuất từ bộ số liệu điều tra trực tiếp
695 doanh nghiệp thuộc 3 địa phương Hà Nội, Đà Nẵng và Đồng Nai thực hiện
vào tháng 12 năm 2017 thu được bộ dữ liệu chéo. Trên cơ sở đó, xây dựng các
biến đo lường đánh giá ảnh hưởng của các yếu tố đến khả năng tiếp cận tài chính
chính thức.
Thứ hai, luận án sử dụng bộ dữ liệu mảng hoàn chỉnh để nghiên cứu ảnh
hưởng các yếu tố đến khả năng tiếp cận tài chính phi chính thứccủa doanh nghiệp
được thiết lập bằng cách kết nối hai bộ số liệu Điều tra doanh nghiệp nhỏ và vừa
Việt Nam từ 2009 – 2015; Dữ liệu về thể chế kinh tế và môi trường kinh doanh đực
khai thác từ bộ Dữ liệu đánh giá năng lực cạnh tranh cấp tỉnh được thực hiện bởi
Phòng thương mại và Công nghiệp Việt Nam (VCCI) năm 2009 – 2015.
3.2.2. Xử lý dữ liệu
Để có được bộ dữ liệu phục vụ cho nghiên cứu, NCS đã xử lý ghép nối dữ
liệu như sau:


Mô hình 1: Đánh giá tác động của các yếu tố đến khả năng tiếp cận tài
chính chính thức. Dữ liệu được ghép nối như sau:
Bước 1: Đọc và nghiên cứu bảng hỏi của Điều tra Doanh nghiệp của Tổng

cục Thống kê năm 2017 và Dữ liệu sơ cấp trích xuất từ bộ số liệu điều tra trực tiếp
695 doanh nghiệp thuộc 3 địa phương Hà Nội, Đà Nẵng và Đồng Nai thực hiện vào
tháng 12 năm 2017.
Bước 2: Giữ lại các chỉ tiêu cần thiết cho nghiên cứu.
Bước 3: Nối hai bộ số liệu với nhau thiết lập bộ dữ liệu chéo theo mã số thuế
của doanh nghiệp.
Bước 4: Giảm dữ liệu,chỉ giữ lại những doanh nghiệp đang hoạt động, có
doanh thu, loại bỏ những doanh nghiệp có thông tin không hợp lý ví dụ: số lao động
hay nguồn vốn nhỏ hơn 0…
Mô hình 2: Đánh giá tác động của các yếu tố đến khả năng tiếp cận tài
chính phi chính thức. Dữ liệu được ghép nối như sau:
Bước 1: Đọc và nghiên cứu bảng hỏi của Điều tra doanh nghiệp nhỏ và vừa
Việt Nam từ 2009 – 2015.
Bước 2: Giữ lại các chỉ tiêu cần thiết cho nghiên cứu. Do tên các chỉ tiêu qua
các năm có sự thay đổi nên phải đổi tên các chỉ tiêu nghiên cứu cho đồng nhất.
Bước 3: Nối số liệu các năm lại với nhau và thiết lập bộ dữ liệu bảng theo mã
số thuế của doanh nghiệp và năm nghiên cứu. Được số liệu bảng cho doanh nghiệp.
Bước 4: Ghép số liệu của PCI qua các năm với nhau.
Bước 5: Nối bộ số liệu PCI ở bước 4 với bộ số liệu bảng cho doanh nghiệp ở
bước 3 theo mã tỉnh và năm nghiên cứu.
Bước 6: Giảm dữ liệu,chỉ giữ lại những doanh nghiệp đang hoạt động, có
doanh thu, loại bỏ những doanh nghiệp có thông tin không hợp lý ví dụ: số lao động
hay nguồn vốn nhỏ hơn 0…
3.2.3. Biến số và thước đo
Mô hình 1: Đánh giá tác động của các yếu tố đến khả năng tiếp cận tài
chính chính thức của doanh nghiệp.


Để phân tích các yếu tố tác động đến khả năng tiếp cận tài chính chính thức
của doanh nghiệp từ ngân hàng và các TCTD, nghiên cứu sử dụng mô hình logit đa

thức tổng quát (Multilogistic) đã được trình bày ở phần trước. Biến phụ thuộc Yij là
là các khả năng có thể xảy ra khi doanh nghiệp tiếp cận các nguồn vốn vay. Trường
hợp j = 5, biến phụ thuộc mô hình logit đa thức với 5 mức độ tương ứng dựa trên
thang đo đánh giá 1-5 (từ không sẵn có và khó khăn đến rất sẵn có và thuận lợi): Yi
= 0 khi DN có khả năng cho điểm bằng 1 (phương án 1); Yi = 1 khi DN có khả
năng cho điểm bằng 2 (phương án 2); Yi = 2 khi DN có khả năng cho điểm bằng 3
(phương án 3); Yi = 3 khi DN có khả năng cho điểm bằng 4 (phương án 4); Yi = 4
khi DN có khả năng cho điểm bằng 5 (phương án 5). Mô hình lựa chọn phương án
1: Yi = 0 làm tham chiếu cơ sở.
Nhóm các biến độc lập được xây dựng với kỳ vọng chiều các biến tác động
trong mô hình như sau:
Bảng 3.1. Ký hiệu, giải thích, cách tính/ đo lường và kỳ vọng chiều tác
động của các biến trong mô hình 1.
STT

Ký hiệu

Giải thích

Cách tính/đo lường

Tác động kì
vọng

Ở cấp độ vĩ mô và thể chế
Rào cản từ thể chế tài chính
MBCV
Tính minh bạch công khai,

MBCV=1 nếu NH minh bạch công

cạnh tranh bình đẳng trong

khai, cạnh tranh bình đẳng trong

hoạt động cho vay
Thủ tục tiếp cận tín dụng từ

hoạt động cho vay và ngược lại =0
TTNH=1 nếu DN cho biết hiện thủ

ngân hàng

tục xin vay vốn NH là phức tạp và

TTNH

+

-

mất thời gian và ngược lại bằng 0
Rào cản từ thị trường tài chính
Stockmarket Niêm yết trên thị trường chứng
khoán

Stockmarket =1 nếu doanh nghiệp đã

-

niêm yết trên thị trường CK và
ngược lại bằng 0

Rào cản từ trung gian tài chính
DVBLVV
Dịch vụ bảo lãnh vay vốn

DVBLVV =1 nếu NH có dịch vụ bảo

+

lãnh vay vốn ngược lại =0
Đặc điểm của khoản vay
THKV
Thời hạn khoản vay

THKV=1 nếu DN có khoản vay lớn
nhất với NH và TCTD nhiều hơn 1
năm và ngược lại bằng 0

+


Chi phí tài chính chính thức và phi chính thức
CPLT
Chi phí lót tay,

LS

CPLT =1 nếu DN có chi lót tay và

quà tặng…

quà tặng để nhận được món vay từ

Lãi suất các DN phải trả cho

ngân hàng
laicao=1 nếu DN cho biết hiện nay

món vay cao

đang phải trả lãi vay cao và ngược

+

+

lại bằng 0
Các yếu tố bên trong doanh nghiệp
Đặc điểm chủ DN
GT
Giới tính chủ DN

GT=1 nếu chủ DN có giới tính là

+/-

CFO

DN có giám đốc tài chính hay

nam và ngược lại nhận giá trị bằng 0
CFO=1 nếu DN có giám đốc tài

+

EDU

không
Trình độ học vấn của giám đôc

chính và ngược lại bằng 0
EDU=1 nếu DN có giám đốc tài

+/-

tài chính

chính có trình độ đại học trở lên
chuyên ngành tài chính và ngược lại

EX - CFO

Kinh nghiệm làm việc của

bằng 0
EX-CFO=1 nếu DN có giám đốc tài

giám đốc tài chính

chính có kinh nghiệm làm việc 3

+

năm trở lên và ngược lại bằng 0
Đặc điểm DN
SME

DN vừa và nhỏ

SME =1 nếu số lao động nhỏ hơn

-

200 lao động, số vốn nhỏ hơn 100 tỷ
đồng, doanh thu nhỏ hơn 300 tỷ
DNNN

AGE

Các doanh nghiệp thuộc sở hữu

đồng và ngược lại thì bằng 0
DNNN =1 nếu doanh nghiệp có vốn

nhà nước

Nhà nước lớn hơn 50% và ngược lại

Tuổi của doanh nghiệp

nhận giá trị bằng 0
Tuổi của DN được tính từ khi doanh

+

+

nghiệp chính thức đăng ký hoạt động
KHKD

Kế hoạch KD của DN

kinh doanh.
KHKD=1 nếu doanh nghiệp có kế

+

hoạch kinh doanh cụ thể khi tiến
hành xin vay NH và ngược lại bằng
NLQT

Năng lực quản trị của DN

0
NLQT=1 nếu Năng lực quản trị của

+

DN tốt và ngược lại bằng 0
Kết quả hoạt động sản xuất kinh doanh của DN
ROA
Sale_growth

Tốc độ tăng doanh thu

Lợi nhuận sau thuế trên vốn tổng tài

+

sản
Sale_growth =1 nếu tốc độ tăng

+

doanh thu năm 2016 lớn hơn 2015
Profit

Tình hình lợi nhuận

và ngược lại bằng 0
Profit =1 nếu lợi nhuận sau thế của

+


DN trong năm 2016 là dương và
ngược lại bằng 0
Vị trí địa lý của doanh nghiệp

KC
Khoảng cách không gian từ
DN đến NH

KC=1 nếu DN cho biết hiện nay

-

Ngân hàng đang ở quá xa doanh
nghiệp và ngược lại bằng 0

Mức độ tin cậy tín dụng của doanh nghiệp
TSTC
Tài sản thế chấp
BCTC

Báo cáo tài chính của DN

TSTC=1 nếu doanh nghiệp có sẵn tài

+

sản thế chấp và ngược lại bằng 0
BCTC=1 nếu Báo cáo tài chính cuả

+

DN đáp ứng yêu cầu của ngân hàng
LSTD

Lịch sử vay vốn của DN

và ngược lại bằng 0
LSTD =1 nếu DN đã xử lý xong nợ

+

xấu, nợ quá hạn và ngược lại bằng 0
Vai trò của mạng lưới
QHNH
Quan hệ giữa DN và NH

QHNH=1 nếu DN cho biết có quan

+

hệ mật thiết với ngân hàng và ngược
Floan

Vay người quen, gia đình, bạn

lại bằng 0
Floan =1 nếu DN hiện đang huy

bè

động vốn từ người quen, gia đình,

-

bạn bè… và ngược lại bằng 0

Mô hình 2: Đánh giá tác động của các yếu tố đến khả năng tiếp cận tài
chính phi chính thức của doanh nghiệp.
Nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy Logit để ước lượng tác động của các
yếu tố ảnh hưởng đến xác suất doanh nghiệp có tiếp cận được nguồn tài chính phi
chính thức hay không. Mô hình Logit được biết đến là mô hình hồi quy mà các biến
phụ thuộc là rời rạc và chỉ nhận hai giá trị có thể có là 0 và 1. Y ij=1 nếu doanh
nghiệp có vay phi chính thức và ngược lại.
Nhóm các biến độc lập được xây dựng với kỳ vọng chiều các biến tác động
trong mô hình như sau:
Bảng 3.2. Ký hiệu, giải thích, cách tính/ đo lường và kỳ vọng chiều tác động của
các biến trong mô hình 2.
STT

Ký hiệu

Giải thích

Ở cấp độ vĩ mô và thể chế
Rào cản từ thể chế tài chính (Sử dụng dữ liệu PCI)
PCI chung
Đặc điểm của khoản vay
d_denied
Doanh nghiệp đã từng bị từ chối khi
nộp đơn vay tín dụng chính thức
d_stillneed
Doanh nghiệp vẫn có nhu cầu tín

Cách tính/đo lường

Tác động kì
vọng

=1 nếu có và ngược lại

+

=1 nếu có và ngược lại

+


dụng sau khi vay tín dụng chính thức
d_invest
d_Land possession

Doanh nghiệp có hoạt động đầu tư
Chủ sở hữu của công ty đã có giấy
chứng nhận quyền sử dụng đất

Các yếu tố bên trong doanh nghiệp
Đặc điểm chủ DN
owner_age
Tuổi chủ DN
owner_education
Trình độ giáo dục cao nhất của Chủ
sở hữu/ người quản lý
Experience
Đặc điểm DN

firm age

firm size

Kinh nghiệm làm việc của chủ DN
Tuổi của doanh nghiệp

Quy mô DN

Kết quả hoạt động sản xuất kinh doanh của DN
ROA
Log_asset
Sales
growth

Tốc độ tăng doanh thu

Profit

Tình hình lợi nhận

G_rate
employee

=1 nếu có và ngược lại
=1 nếu chọn 1,2
=0 nếu chọn 3,4,5

=0 nếu trả lời 1,2
=1 nếu 3,4,5

=2 nếu 6,7,8
Kinh nghiệm =1 nếu trả lời có

+
+/-

+/+/-

Tuổi của DN được tính từ khi
doanh nghiệp chính thức đăng
ký hoạt động kinh doanh.
0: dưới 3 năm,
1: từ 3 năm đến dưới 5 năm
2: từ 5 -10 năm
3: trên 10 năm
Tổng số lao động trong năm i
0: 1 - 10 công nhân
1: 11 - 200 công nhân
2:> = 201 công nhân

-

Lợi nhuận sau thuế trên vốn
tổng tài sản
Log tổng tài sản
=1 nếu tốc độ tăng doanh thu
năm i lớn hơn năm (i-1) và
ngược lại bằng 0
=1 nếu lợi nhuận sau thế của
DN trong năm i là dương và

ngược lại bằng 0
Tổng số lao động toàn bộ năm i
so với i-1

+

-

+/+
+

+


3.3. Mô tả thống kê
3.3.1. Mô tả thống kê các biến
Thống kê mô tả các biến trong hai mô hình được thể hiện trong bảng 3.3 và
3.4 dưới đây. Bảng 3.3 mô tả các biến trong mô hình 1, số liệu từ mẫu nghiên cứu
cho thấy số DNNVV chiếm khoảng 56,69% trong tổng số doanh nghiệp trong mẫu
điều tra. Số năm trung bình các doanh nghiệp hoạt động trên thị trường tính tới thời
điểm điều tra là 10,8 năm. Trong đó, các doanh nghiệp vừa và nhỏ DNNVV có số
năm hoạt động nhỏ hơn 5 năm chiếm khoảng 31,2% và dưới 10 năm khoảng 66,5%.
Về mặt cơ sở lý luận cho thấy nếu số năm hoạt động trên thị trường càng nhiều thì
các doanh nghiệp sẽ được kỳ vọng tiếp cận dễ hơn các nguồn vốn trên thị trường tài
chính, tiền tệ. Tuy nhiên, thực tế cho thấy các doanh nghiệp ở Việt Nam có tuổi bình
quân khá trẻ, đặc biệt là các DNNVV. Do đó, đây có lẽ cũng sẽ là một khó khăn nhất
định đối với các DNNVV khi tiếp cận với các nguồn vốn vay từ thị trường.
Bảng 3.3. Mô tả thống kê các biến trong mô hình 1
Giá trị
Độ lệch

Giá trị
Giá trị
trung bình
chuẩn
nhỏ nhất lớn nhất
MBCK
0.440288
0.496779
0
1
TTNH
0.395684
0.489349
0
1
Stockmarket
0.041727
0.200108
0
1
DVBLVV
0.444604
0.49728
0
1
THKV
0.227338
0.419415
0
1

CPLT
0.028777
0.1673
0
1
LS
0.594245
0.491391
0
1
GT
0.786392
0.410178
0
1
CFO
0.269065
0.443793
0
1
EDU
0.181295
0.38554
0
1
EX-CFO
0.227338
0.483266
0
5

SME
0.566907
0.49586
0
1
DNNN
0.061871
0.241094
0
1
AGE
10.79568
9.122998
0
58
KHKD
0.804317
0.397012
0
1
NLQT
0.364029
0.481503
0
1
ROA
-0.00823
0.194417
0
0.546296

Floan
0.598561
0.490543
0
1
KC
0.594245
0.491391
0
1
TSTC
0.420144
0.493937
0
1
BCTC
0.415827
0.493219
0
1
LSTD
0.339568
0.473904
0
1
QHNH
0.467626
0.49931
0
1

Bảng 3.4. Mô tả thống kê các biến trong mô hình 2
Biến số


Biến số
pci
d_denied
d_stillneed
d_invest
d_Landpossessio
n
ROA
Sales growth
Profit
Log_asset
G_rate employee
firm age
firm size
owner_age
owner_education
experience

Số quan

Giá trị

Độ lệch

Giá trị

Giá trị lớn

sát
5,824
5,824
2,831
5,822

trung bình
58.94449
0.06353
0.381491
0.537788

chuẩn
2.949484
0.243935
0.485838
0.498613

nhỏ nhất
51.75
0
0
0

nhất
67.12
1
1

1

5,824
5,551
5,802
5,824
5,552
5,824
5,824
5,824
5,824
5824
5,824

0.707933
0.247573
0.644433
0.733688
13.80227
1.009
0.861607
0.201236
49.01082
0.628778
0.017857

0.454752
0.872322
0.478726
0.442067

1.810777
0.256
0.345342
0.400959
26.66599
0.483173
0.132444

0
0
0
0
8.006368
0
0
0
16
0
0

1
21.86667
1
1
20.64098
6
4
3
91
2

1

3.4. Kết quả ước lượng
3.4.1. Kết quả ước lượng mô hình đánh giá tác động của các yếu tố đến
khả năng tiếp cận tài chính chính thức
Trước tiên, sử dụng kiểm định biến nội sinh trong mô hình với giả thuyết: H 0:
Mô hình không có yếu tố nội sinh, thu được p_value = 0,249. Do đó, bác bỏ giả
thuyết H0 nghĩa là mô hình có yếu tố nội sinh (phụ lục 3).
Thông qua tổng quan một số nghiên cứu, có thể thấy biến độc lập ROA cũng
có thể tác động đến khả năng tiếp cận tài chính và ROA có tương quan mạnh với hai
biến tốc độ tăng doanh thu (Sale_growth) và tình hình lợi nhuận (profit) (phụ lục 4)
(Nhung Nguyễn và cộng sự (2015), Cao Thị Khánh Nguyệt (2014)). Để khắc phục
vấn đề nội sinh theo phương pháp đã được trình bày trong mục 3.1.1.2. sử sụng hồi
quy hai giai đoạn 2SLS.
Giai đoạn 1: Hồi quy ROA theo 2 biến Sale_growth và profit thu được
ROA_mũ (phụ lục 4).
Giai đoạn 2: Hồi quy biến phụ thuộc theo các biến độc lập và ROA_mũ.


Mô hình trong giai đoạn 2 khắc phục được vấn đề nội sinh, kết quả được thể
hiện trong bảng 3.5. Kiểm định LR trong mô hình cho kết luận các biến trong

mô hình là phù hợp.
Bảng 3.5. Kết quả mô hình Multilogistic sử dụng phương pháp hồi quy 2SLS

MBCK
TTNH
Stockmarket
DVBLVV
THKV

CPLT
LS
GT
CFO
EDU
EX-CFO
SME
DNNN
AGE
KHKD
NLQT
ROA_mũ
Floan
KC
TSTC

Phương án 1
Hệ số
AME
-0.740***
-0.031***
(0.0728)
(-22.250)
-0.455***
0.013***
(0.0565)
(12.480)
-0.747***
-0.051***
(0.171)

(-13.630)
-1.986***
-0.018***
(0.0616)
(-15.460)
1.978***
0.027***
(0.0622)
(29.080)
-14.75
-0.429
(532.2)
(-0.030)
3.333***
0.015***
(0.0591)
(14.850)
-3.893***
-0.004***
(0.101)
(-3.110)
-19.71***
-0.055***
(0.472)
(-49.200)
15.78***
0.1403***
(0.420)
(39.450)
3.836***

0.122***
(0.108)
(75.860)
1.425***
0.032***
(0.0501)
(33.130)
0.858***
-0.024***
(0.125)
(-8.870)
0.0157***
0.000***
(0.00280)
(1.810)
0.172***
0.035***
(0.0550)
(-34.59)
-0.845***
-0.035***
(0.0899)
(-25.680)
23.25***
1.388***
(4.173)
(16.070)
-2.933***
-0.015***
(0.0528)

(-18.410)
-1.569***
-0.008***
(0.0630)
(-7.250)
0.660***
0.031***

Phương án 2
Hệ số
AME
0.270***
-0.030***
(0.0567)
(-10.630)
-1.024***
-0.013***
(0.0449)
(-6.100)
2.151***
0.0162***
(0.0913)
(46.420)
-1.386***
-0.002***
(0.0476)
(-1.020)
1.128***
0.024***
(0.0551)

(10.870)
3.284***
0.356***
(0.170)
(0.060)
2.718***
-0.020***
(0.0475)
(-9.120)
-3.671***
0.029***
(0.0937)
(10.180)
2.236***
0.1234***
(0.123)
(38.100)
-0.922***
0.1286***
(0.0858)
(51.130)
0.932***
0.034***
(0.0921)
(10.750)
-0.275***
-0.056***
(-0.0403)
(2.500)
1.601***

0.025***
(0.0717)
(-8.050)
-0.0212***
0.006***
(0.00202)
(-64.380)
1.634***
0.029***
(0.0459)
(11.280)
0.415***
-0.008***
(0.0784)
(-2.350)
-27.78***
0.265***
(2.868)
(1.550)
4.436***
0.146***
(0.0409)
(95.52)
-0.660***
-0.107***
(0.0500)
(-52.340)
0.305***
0.133***

Phương án 3
Hệ số
AME
1.460***
0.136***
(0.0581)
(49.530)
-1.081***
-0.008***
(0.0459)
(-3.830)
1.394***
0.053***
(0.0922)
(17.900)
-1.899***
0.073***
(0.0488)
(32.450)
1.072***
0.018***
(0.0551)
(8.760)
0.597***
0.143***
(0.183)
(0.040)
3.367***
0.044***
(0.0482)

(20.760)
-4.747***
-0.084***
(0.0947)
(-32.230)
4.779***
0.1508***
(0.122)
(104.740)
1.279***
0.1297***
(0.0837)
(71.350)
2.165***
0.119***
(0.0924)
(53.220)
0.100**
-0.112***
(0.0446)
(-4.130)
1.562***
0.073***
(0.0729)
(-23.950)
0.0673***
0.087***
(0.00196)
(90.220)
1.181***

0.070***
(0.0452)
(29.080)
0.723***
0.120***
(0.0804)
(5.610)
-53.95***
0.189***
(3.035)
(16.110)
-3.842***
-0.038***
(0.0431)
-20.750
-1.570***
-0.007***
(0.0502)
(3.790)
0.885***
0.101***

Phương án 4
Hệ số
AME
***
0.0595
0.057***
(0.0611)
(-21.900)

-1.321***
-0.033***
(0.0479)
(-17.410)
0.0760***
0.116***
(0.0947)
(40.280)
-1.092*** 0.034***
(0.0494)
(17.390)
0.692***
0.027***
(0.0567)
(13.080)
3.849***
0.265***
(0.184)
(0.110)
3.840***
0.086***
(0.0494)
(43.250)
-5.174***
-0.110***
(0.0945)
(-48.510)
***
0.125
0.169***

(0.134)
(31.070)
2.776***
0.1226***
(0.0973)
(49.050)
0.234**
0.074***
(0.0931)
(27.990)
0.0298*** -0.116***
(0.0502)
(-5.310)
3.885***
0.203***
(0.0724)
(77.460)
0.0238***
0.112***
(0.00205)
(3.650)
2.910***
0.142***
(0.0480)
(63.960)
0.983***
0.143***
(0.0850)
(12.200)
-33.53***

0.087***
(3.250)
(0.510)
-3.380***
-0.015***
(0.0452)
(-8.100)
-3.160***
-0.167***
(0.0518)
(-100.98)
2.644***
0.189***


(0.0782)
2.808***
(0.0880)
0.190**
(0.0763)
-0.977***
(0.0714)
1.284***
(0.120)
610

BCTC
LSTD
QHNH
Constant

N
R2 hiệu chỉnh
Prob > Chi2
Giá trị LR

(22.01)
0.023***
(14.790)
0.016***
(12.700)
0.008***
(5.890)

(0.0624)
1.824***
(0.0709)
0.00657
(0.0604)
-1.307***
(0.0576)
1.206***
(0.108)
610

(49.220)
-0.033***
(-10.620)
0.083***
(32.320)
-0.003***

(-1.210)

(0.0665)
3.129***
(0.0717)
-2.545***
(0.0640)
-1.564***
(0.0589)
1.150***
(0.108)
610
0.5691
0.0000
315636.22

(0.360)
0.148***
(46.390)
0.293***
(98.310)
0.025***
(9.360)

(0.0687)
1.686***
(0.0760)
0.966***
(0.0648)
1.716***

(0.0605)
1.314***
(0.109)
610

(70.460)
0.051***
(16.280)
0.177***
(68.820)
0.036***
(15.08)

Kết quả ước lượng của Mô hình Multilogistic cho thấy các ước lượng đa
phần đều có ý nghĩa thống kê tác động đến khả năng tiếp cận tài chính chính thức
của doanh nghiêp.
Do việc giải thích độ lớn của các hệ số ước lượng trong mô hình
Multilogistic không giống như mô hình hồi quy tuyến tính hoặc hồi quy OLS, nên
việc giải thích tác động của các yếu tố tới xác xuất mà các doanh nghiệp có thể tiếp
cận vốn vay từ hệ thống tài chính, ngân hàng sẽ được giải thích thông qua tác động
của ước tính giá trị biên trung bình (Average Marginal Effect - AME) của các biến
độc lập.
Kết quả ước lượng cho thấy:
Đối với các biến phản ảnh rào cản từ thể chế tài chính: nếu các ngân hàng và
TCTD minh bạch công khai, cạnh tranh bình đẳng trong hoạt động cho vay thì sẽ
tăng xác suất lựa chọn phương án 3, 4 nghĩa là khả năng doanh nghiệp tiếp cận
được nguồn vốn này tăng từ 5,7 – 13,6 điểm phần trăm. Điều này cũng lí giải được
tác động của việc chi trả các chi phí không chính thức đến tiếp cận các khoản vốn
vay của doanh nghiệp đối với các ngân hàng và TCTD. Ngược lại, biến phản ánh
các thủ tục tiếp cận vốn vay ngân hàng (TTNH) có tác động âm và có ý nghĩa thống

kê ở mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy, hiện nay các doanh nghiệp cho rằng thủ
tục tiếp cận vốn vay ngân hàng còn phức tạp và mất nhiều thời gian, chính điều này
đã làm xác suất tiếp cận được nguồn vốn vay từ ngân hàng của các doanh nghiệp
giảm khoảng 0,8 – 3,3 điểm phần trăm.


Hệ số ước lượng được của biến Stockmarket, đại diện cho sự phát triển của
thị trường vốn, có dấu dương và có ý nghĩa thống kê. Tác động biên bình quân ảnh
hưởng của biến này đến khả năng gia tăng xác suất tiếp cận được món vay của các
doanh nghiệp đối với các tổ chức tín dụng khoảng từ 5,3 – 11,6 điểm phần trăm.
Điều này hàm ý khi thị trường vốn phát triển buộc các doanh nghiệp phải minh bạch
hóa tài chính của mình, chính điều này giúp các doanh nghiệp có khả năng tiếp cận
với nguồn vốn từ các tổ chức tài chính thuận lợi hơn. Số liệu điều tra trong mẫu
nghiên cứu cũng cho thấy số lượng doanh nghiệp mong muốn được niên yết trên thị
trường chứng khoán cũng có xu hướng tăng nhanh trong vòng 5 năm tới. Rõ ràng
nếu các doanh nghiệp được niêm yết trên thị trường chứng khoán, không những có
thể dễ dàng hơn trong tiếp cận nguồn vốn vay từ các tổ chức tín dụng, mà các doanh
nghiệp còn có thể tài trợ bằng các công cụ nợ trên thị trường tài chính thông qua
phát hành trái phiếu doanh nghiệp.


Hình 3.1. Số lượng doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu có ý định niêm yết
trên thị trường chứng khoán trong vòng 5 năm tới
Nguồn: Số liệu điều tra 695 DN, thực hiện năm 2017

Bên cạnh đó, nếu ngân hàng và cácTCTD khi cho vay vốn có dịch vụ bảo
lãnh vay vốn (DVBLVV) tăng xác suất khả năng doanh nghiệp tiếp cận được
nguồn vốn này tăng từ 3,4 – 7,3 điểm phần trăm. Trên thực tế, hiện nay có rất nhiều
ngân hàng và TCTD có dịch vụ bảo lãnh vay vốn. Điều này giúp doanh nghiệp đáp
ứng được yêu cầu của đối tác trong trường hợp đối tác yêu cầu phải có bảo lãnh của

ngân hàng; Giúp tăng độ tin cậy của doanh nghiệp với đối tác của mình bằng bảo
lãnh từ một ngân hàng có uy tín; Đồng thời giúp gia tăng cơ hội vay vốn cho doanh
nghiệp phục vụ sản xuất kinh doanh.
Biến thời hạn khoản vay có dấu dương và có ý nghĩa thống kê với mức ý
nghĩa 1%, điều này cho thấy thời hạn vay cũng có ảnh hưởng đến khả năng vay của
doanh nghiệp. Từ kết quả ước lượng, thấy được khả năng gia tăng xác suất tiếp cận
được món vay của các doanh nghiệp đối với các tổ chức tín dụng khoảng từ 1,8 –
2,7 điểm phần trăm nếu khoản vay có thời hạn lớn hơn một năm. Kết quả này cũng
tương tự nghiên cứu của Berger và cộng sự (2005) cũng cho thấy nếu thời hạn vay
lớn hơn 1 năm thì khả năng trả nợ đối với khoản vay sẽ cao hơn.


Đối với biến phản ánh chi phí không chính thức để tiếp cận được món vay
như chi phí lót tay, mua quà tặng…(CPLT), kết quả ước lượng được từ mô hình cho
dấu đúng kỳ vọng (dấu dương) và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Điều này
hàm ý xác suất doanh nghiệp có thể tiếp cận được món vay từ tổ chức tín dụng tăng
khi doanh nghiệp có chi ra các khoản chi phí lót tay. Kết quả ước lượng từ mô hình
MultiLogistic cho thấy xác suất này tăng khoảng 14,7 - 35,6 điểm phần trăm. Điều
này cho thấy, hiện nay chi phí phi chính thức vẫn là một trong rào cản các doanh
nghiệp tiếp cận vốn chính thức từ các tổ chức tín dụng, đặc biệt là đối với các
DNNVV. Kết quả tương tự cũng được tìm thấy trong một số nghiên cứu của Berger
và cộng sự (2005), Trần Thọ Đạt và Tô Trung Thành (2018) đánh giá xác suất
doanh nghiệp có thể tiếp cận được món vay từ tổ chức tín dụng tăng khi doanh
nghiệp có chi các khoản chi phí phi chính thức...
Kết quả ước lượng được ở Bảng 3.5. cho thấy, nếu các doanh nghiệp chấp
nhận chi trả lãi vay cao hơn thì xác suất tiếp cận được nguồn vốn vay từ ngân hàng
sẽ tăng khoảng 4,4 điểm phần trăm đến 8,6 điểm phần trăm. Tuy nhiên, đối với các
DNNVV và các doanh nghiệp tư nhân, khi mà các nguồn lực tài chính còn rất hạn
chế thì việc phải trả lãi suất cao để được tiếp cận với những khoản vay từ ngân hàng
thương mại là một rào cản lớn đối với các doanh nghiệp này. Kết quả điều tra cũng

cho thấy có tới 64,8% các DNNVV có vốn chủ sở hữu nhỏ hơn mức vốn trung bình
của các DNNVV trong mẫu nghiên cứu (7,6 tỷ đồng). Cũng với quan điểm này,
Trần Thị Thanh Tú và Đinh Thị Thanh Vân (2015) chỉ ra các doanh nghiệp đánh giá
việc tiếp cận vốn vay đã dễ dàng hơn rất nhiều. Một trong những nguyên nhân
mang lại kết quả này có thể là do mức lãi suất cho vay “mềm” hơn. Hay nghiên cứu
của Muravyev và cộng sự (2009); Nguyễn Thị Nhung và cộng sự (2015) chỉ ra mức
lãi suất trung bình mà doanh nghiệp phải trả cho các khoản vay của mình thấp thì sẽ
gây hiệu ứng tốt cho doanh nghiệp khi muốn tiếp cận các khoản vay.
Đối với các biến phản ảnh đặc điểm của chủ sở hữu hay người quản lý bao
gồm giới tính, trình độ học vấn, kinh nghiệm chuyên môn, kỹ năng quản lý ... đều
có ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng của doanh nghiệp với mức ý nghĩa
1%. Từ kết quả ước lượng có thể thấy nếu chủ doanh nghiệp là nam thì xác suất


doanh nghiệp có thể tiếp cận được món vay từ Ngân hàng và tổ chức tín dụng giảm
từ 8,8 – 11 điểm phần trăm. Các nghiên cứu ủng hộ kết luận này có thể kể đến như
Yaldiz và cộng sự (2011), Võ Trí Thành và cộng sự (2011) cũng cho rằng khả năng
tiếp cận vốn của chủ doanh nghiệp nữ là cao hơn so với các quản lý nam do trong
giới kinh doanh, phụ nữ là chủ doanh nghiệp thường tài năng hơn và được giáo dục
tốt hơn so với nam giới. Kết quả Bảng 3.5 cũng cho thấy các doanh nghiệp có giám
đốc tài chính (CFO), thì khả năng tiếp cận vốn của ngân hàng cũng sẽ tăng lên. Nếu
doanh nghiệp có CFO, xác suất để các hợp đồng vay vốn của doanh nghiệp được
chấp nhận sẽ tăng khoảng 12,5 điểm phần trăm đến 16,9 điểm phần trăm.
Tương tự như vậy, nếu chủ sở hữu và người quản lý có trình độ học vấn đại
học trở lên và kinh nghiệm làm việc nhiều hơn ba năm thì xác suất doanh nghiệp
tiếp cận vốn của ngân hàng và TCTD cũng sẽ tăng lên lần lượt trong khoảng từ
12,26 – 12,97 điểm phần trăm và 7,4 – 11,9 điểm phần trăm. Võ Trí Thành và cộng
sự (2011) chỉ ra rằng các DNVVN gặp khó khăn về tài chính là những DN có chủ
sở hữu chính của DN là những người thiếu kinh nghiệm trong vận hành DN. Cùng
quan điểm đó, Nguyễn Thị Nhung và cộng sự (2015) cũng cho rằng chủ doanh

nghiệp thiếu kinh nghiệm và năng lực lãnh đạo sẽ gặp khó khăn khi tiếp cận vốn.
Đối với biến SME, kết quả ước lượng từ mô hình cho thấy xác suất để hồ sơ
xin vay vốn của DNNVV được chấp nhận sẽ giảm 5,4 điểm phần trăm đến 11,6
điểm phần trăm nếu doanh nghiệp nộp đơn xin vay là DNNVV.
Đối với các biến phản ánh đặc trưng của doanh nghiệp như biến sở hữu nhà
nước (DNNN), số năm hoạt động của doanh nghiệp (AGE), kết quả ước lượng từ
mô hình cho biết xác suất món vay được chấp nhận sẽ tăng tương ứng là 7,3 điểm
phần trăm đến 20,3 điểm phần trăm nếu doanh nghiệp nộp hồ sơ xin vay là doanh
nghiệp nhà nước. Như vậy, có thể thấy loại hình sở hữu nhà nước hiện vẫn đang có
những ảnh trực tiếp đến khả năng tiếp cận vốn của doanh nghiệp.
Số năm hoạt động của doanh nghiệp trên thị trường cũng có những tác động
tích cực đến khả năng tiếp cận vốn vay của doanh nghiệp. Kết quả ước lượng được
cho thấy nếu số năm hoạt động của doanh nghiệp tăng thêm 1 năm thì xác suất món
vay được chấp nhận cũng tăng 8,7 đến 11,2 điểm phần trăm. Điều này hàm ý các


doanh nghiệp hoạt động trên thị trường lâu năm có tiền sử về tín dụng tốt hơn và dễ
dàng hơn trong việc tiếp cận với các món vay từ các tổ chức tài chính.
Kết quả ước lượng cũng cho thấy, nếu các doanh nghiệp có kế hoạch kinh
doanh khi nộp hồ sơ xin vay vốn ngân hàng thì xác suất món vay được chấp nhận
ước lượng được từ mô hình sẽ tăng tương ứng từ 7 – 14,2 điểm phần trăm. Từ đó có
thể thấy nếu doanh nghiệp có một hoạch kinh doanh cụ thể tạo điều kiện rất lớn
trong việc tiếp cận các nguồn vốn từ NH và TCTD, tuy nhiên đây cũng là một hạn
chế đối với các DNNVV vì đa phần đối tượng DN này đều có tiền đề là các hộ gia
đình cá thể nên họ thường không có một kế hoạch kinh doanh cụ thể. Đối với biến
phản ảnh năng lực quản trị của doanh nghiệp đều cũng có tác động dương với mức
ý nghĩa thống kê 1%. Kết quả ước lượng cho thấy, khi doanh nghiệp có năng lực
quản trị tốt thì xác suất khoản vay được chấp nhận sẽ tăng từ 12 - 14,3 điểm phần
trăm. Tuy nhiên điều này cũng là một rào cản lớn khi doanh nghiệp cận vốn, đặc
biệt là các DNNVV vì đây là đối tượng có năng lực quản trị rất hạn chế.

Biến phản ánh kết quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp, kết quả ước
lượng từ mô hình MultiLogistic cho thấy nếu tỷ lệ ROA tăng 1%, thì xác suất hồ sơ
xin vay được chấp nhận tăng khoảng 8,7 điểm phần trăm đến 26,5 điểm phần trăm.
Điều này cho thấy một doanh nghiệp quản lý tài sản của mình càng hiệu quả thì
dường như khả năng tiếp cận các món vay càng trở lên dễ dàng hơn.
Hệ số ước lượng được của biến Floan có dấu âm và có ý nghĩa thống kê cho
biết khi các doanh nghiệp tiếp cận với các nguồn vốn huy động vốn từ người thân,
gia đình và bạn bè có ảnh hưởng ngược chiều đến khả năng tiếp cận nguồn vốn
chính thức từ ngân hàng và các tổ chức tín dụng. Điều này hàm ý, nguồn vốn phi
chính thức này không phải là nguồn vốn mang tính chất bổ sung mà mang tính chất
thay thế khi các doanh nghiệp không có khả năng tiếp cận được nguồn vốn từ các
ngân hàng thương mại.
Hệ số ước lượng được của biến khoảng cách từ doanh nghiệp đến NHTM
(KC) có tác động âm và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy,
nếu vị trí của doanh nghiệp ở quá xa ngân hàng thì xác suất để món vay được chấp
nhận giảm khoảng 10,7 – 16,7 điểm phần trăm.


Đối với biến phản ánh tác động đặc tính của món vay đòi hỏi tài sản thế chấp
(TSTC), kết quả ước lượng được từ mô hình cho thấy sự sẵn có tài sản thế chấp có
tác động rất lớn đến xác suất doanh nghiệp có tiếp cận được món vay hay không.
Hệ số ước lượng của mô hình có ý nghĩa có mức ý nghĩa thống kê 1%, điều này
hàm ý với các hồ sơ xin vay có tài sản thế chấp thì xác suất doanh nghiệp có tiếp
cận được món vay tăng từ 10,1 điểm phần trăm 18,9 điểm phần trăm. Kết quả này
cho thấy rõ ràng sự sẵn có của tài sản thế chấp khi nộp hồ xin vay đóng một vai trò
quan trọng tới khả năng tiếp cận vốn của doanh nghiệp.
Để làm rõ hơn vấn đề này, chúng ta cần biết cơ cấu của các tài sản thế chấp
hiện nay mà các ngân hàng đang yêu cầu các doanh nghiệp. Theo số liệu điều tra
trong mẫu nghiên cứu cho thấy loại tài sản thế chấp được yêu cầu từ phía các tổ
chức tín dụng khi doanh nghiệp nộp hồ sơ xin vay phổ biến nhất vẫn là đất, nhà

thuộc sở hữu của doanh nghiệp chiếm khoảng 38,47%; máy móc thiết bị có tỷ trọng
khoảng 26,46%; tài sản cá nhân là 24,51% và còn lại là các khoản phải thu và hàng
tồn kho là 10,55%. Kết quả này một lần nữa khẳng định tại sao các doanh nghiệp,
đặc biệt là các DNNVV khó khăn trong việc tiếp cận vốn vay từ các tổ chức tín
dụng. Nguyên nhân chính là do các các doanh nghiệp này khó có thể đáp ứng được
các tài sản thế chấp theo yêu cầu của các tổ chức tín dụng, bởi phần lớn mặt bằng
sản xuất, máy móc trang thiết bị của các DNNVV là đi thuê.
Tính minh bạch trong báo cáo tài chính của doanh nghiệp đều có tác động
dương với mức ý nghĩa thống kê 1%. Kết quả ước lượng cho thấy, khi doanh
nghiệp báo cáo tài chính đáp ứng yêu cầu của ngân hàng và các TCTD thì xác suất
khoản vay được chấp nhận sẽ tăng lần lượt là 5,1 đến 14,8 điểm phần trăm. DN
muốn tiếp cận vốn tín dụng hoặc vay vốn bằng phát hành trái phiếu DN hay gọi vốn
góp của các nhà đầu tư trong và ngoài nước, thì điều kiện bắt buộc phải minh bạch
trong họat động tài chính. Điều này cũng là một rào cản lớn khi doanh nghiệp cận
vốn, đặc biệt là các DNNVV vì đây là đối tượng có tính minh bạch trong các báo
cáo tài chính rất thấp vì chủ yếu hoạt động này đều phải đi thuê ngoài.
Lịch sử tín dụng của doanh nghiệp có ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận vốn
của doanh nghiệp với các TCTD, NH. Có thể thấy, nếu doanh nghiệp đã xử lý xong