Đang tải... (xem toàn văn)
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.
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ QUỐC DÂN CHUYÊN ĐỀ TIẾN SĨ SỐ TÊN CHUN ĐỀ SỐ 3: XÂY DỰNG MƠ 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: PGS.TS Tô Trung Thành PGS.TS Trần Trọng Nguyên HÀ NỘI, THÁNG 12 NĂM 2018 LỜI CAM KẾT Tôi đọc hiểu hành vi vi phạm trung thực học thuật Tôi cam kết danh dự cá nhân chuyên đề tự thực không vi phạm yêu cầu trung thực học thuật Nghiên cứu sinh (ký ghi rõ họ tên) Nguyễn Thị Hồng Nhâm MỤC LỤC 3.1. Các mơ hình lý thuyết 3.1.1. Mơ hình đánh giá các yếu tố tác động đến khả năng tiếp cận tài chính chính thức của doanh nghiệp .1 3.1.2. Mơ hình đánh giá các yếu tố tác động đến khả năng tiếp cận tài chính phi chính thức của doanh nghiệp 3.2. Dữ liệu và biến số 3.2.1. Nguồn dữ liệu 3.2.2. Xử lý dữ liệu 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 mơ 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 mơ 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 mơ hình 1 Bảng 3.2. Ký hiệu, giải thích, cách tính/ đo lường và kỳ vọng chiều tác động của các biến trong mơ hình 2 .10 Bảng 3.3. Mơ tả thống kê các biến trong mơ hình 1 12 Bảng 3.4. Mơ tả thống kê các biến trong mơ hình 2 12 Bảng 3.5. Kết quả mơ hình Multilogistic sử dụng phương pháp hồi quy 2SLS .14 Bảng 3.6. Kết quả mơ hình logistic .23 HÌNH Hình 3.1. Số lượng doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu có ý định niêm yết trên thị trường chứng khốn trong vòng 5 năm tới 17 Từ sở lý luận, tổng quan nghiên cứu khung phân tích xây dựng, luận án xác định khả tiếp cận tài doanh nghiệp nói chung DNNVV nói riêng bao gồm: khả tiếp cận thức (Ngân hàng TCTD); khả tiếp cận phi thức (người thân, gia đình, bạn bè vay từ tín dụng phi thức…) Do đó, phần này, xây dựng hai mơ hình đánh giá yếu tố tác động đến khả tiếp cận tài chính thức phi thức Số liệu sử dụng từ kết số điều tra bao gồm: Điều tra Doanh nghiệp Tổng cục Thống kê năm 2017; Dữ liệu sơ cấp trích xuất từ số liệu điều tra trực tiếp 695 doanh nghiệp thuộc địa phương Hà Nội, Đà Nẵng Đồng Nai thực vào tháng 12 năm 2017; Điều tra doanh nghiệp nhỏ vừa Việt Nam từ 2009 - 2015; Dữ liệu đánh giá lực cạnh tranh cấp tỉnh thực Phòng thương mại Cơng nghiệp Việt Nam (VCCI) năm 2009 – 2015 3.1 Các mơ hình lý thuyết 3.1.1 Mơ hình đánh giá yếu tố tác động đến khả tiếp cận tài chính thức doanh nghiệp 3.1.1.1 Xây dựng mơ hình Để phân tích yếu tố tác động đến khả tiếp cận tài chính thức doanh nghiệp từ ngân hàng TCTD, nghiên cứu sử dụng mơ hình logit đa thức tổng quát (Multinomial Generalized Logit - Multilogistic) Gọi Yij là khả xảy doanh nghiệp tiếp cận nguồn vốn vay, phương trình hồi quy logit đa thức có dạng tổng quát 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 số quan sát, Xi tập hợp yếu tác động đến khả tiếp cận vốn doanh nghiệp, j=0, J tập hợp khả giả định xảy độc lập, 0, 1, , J tập hợp hệ số ước lượng tương ứng với khả J xảy Vì �p j 1 ij , hệ số ước lượng 0, 1, , J phải đặt để hệ số lại ước lượng Trường hợp J = 5, phương trình (3.1.1.1) trở thành mơ hình logit đa thức với mức độ tương ứng dựa thang đo đánh giá 1-5 (từ khơng sẵn có khó khăn đến sẵn có thuận lợi): Yi = DN có khả cho điểm 1; Yi = DN có khả cho điểm 2; Yi = DN có khả cho điểm 3; Yi = DN có khả cho điểm 4; Yi = DN có khả cho điểm Mơ hình lựa chọn phương án Yi = làm tham chiếu sở Khi đó: pi0, pi1, pi2, pi3, pi4 thể xác suất mà doanh nghiệp i lựa chọn phương án 0,1, 2, 4, đó: pi0 + pi1+ pi2 + pi3 + pi4 = Mỗi xác xuất lựa chọn xác định phương trình tương ứng Điều tổng xác suất biến cố đầy đủ loại trừ lẫn phải Khi giải thích mức độ ảnh hưởng biến đến khả tiếp cận tài doanh nghiệp dùng tỷ số odds ảnh hưởng biên trung bình Trong điều kiện mức độ xảy không theo trật tự, hệ số β phương trình (3.1.1.1) ước lượng phương pháp ước lượng hợp lý tối đa (MLE) theo Greene (2012) Tác động biên trung bình (marginal effect at the mean) tính dựa theo Cameron Trivedi (2010) phương trình (3.1.1.2) sử dụng để giải thích mức độ ảnh hưởng biến độc lập đến khả tiếp cận tài doanh nghiệp Ảnh hưởng biên trung bình Xk đến pij tính sau: exp X i ˆ j � pij k pij (1 pij ) k (3.1.1.2) � Xk ˆ � exp X i j � � � 3.1.1.2 Phương pháp ước lượng Nickell (1981) Kiviet (1995) cho tiến hành ước lượng mơ hình dạng (3.1.1) dễ mắc phải vấn đề nội sinh, nghĩa tồn mối tương quan nhiễu với biến độc lập Tiếp theo, kiểm tra yếu tố nội sinh biến độc lập cách: i) ước lượng mơ hình (3.1.1.1) tạo phần dư, ii) ước lượng cho mơ hình phần dư biến độc lập Kết cho thấy có tương quan biến độc lập nhiễu Do cần xử lý vấn đề nội sinh mơ hình Để khắc phục vấn đề biến nội sinh mơ hình 3.1.1.1, luận án sử dụng phương pháp hồi quy Bình phương nhỏ hai giai đoạn – 2SLS (Two – stage least squares) bước thực sau: - Giai đoạn 1: Xác định Xi biến nội sinh nghĩa Xi có tác động đến khả tiếp cận ngược lại khả tiếp cận có tác động đến X i Tiếp theo, hồi quy biến Xi theo biến độc lập lại thu giá trị ước lượng - Giai đoạn 2: Hồi quy mơ hình 3.1.1.1 thay giá trị biến Xi giá trị ước X i Mơ hình ước lượng khắc phục vấn đề nội sinh lượng � mơ hình 3.1.1.1, tác động biến độc lập đến khả tiếp cận thức giải thích ảnh hưởng biên trung bình tính từ mơ hình 3.1.2 Mơ hình đánh giá yếu tố tác động đến khả tiếp cận tài phi thức doanh nghiệp 3.1.2.1 Xây dựng mơ hình Luận án sử dụng cách tiếp cận hồi quy Logit để ước lượng tác động yếu tố ảnh hưởng đến xác suất doanh nghiệp có tiếp cận nguồn tài phi thức hay khơng Mơ hình Logit biết đến mơ hình hồi quy mà biến phụ thuộc rời rạc nhận hai giá trị có Trong mơ hình Logit, xác suất doanh nghiệp tiếp cận nguồn tài phi thức mơ tả dạng hàm phi tuyến tập hợp biến hồi quy X viết dạng tổng quát 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) xác suất doanh nghiệp tiếp cận nguồn tài phi thức; ) ký hiệu tập biến giải thích lựa chọn; ( X ij� ) hàm phân phối tích lũy hàm phân phối tích lũy phân phối chuẩn; ( X ij� phân phối logistic Tương tự mơ hình 3.1.1.1, tác động biên trung bình sử dụng để giải thích mức độ ảnh hưởng biến độc lập đến khả tiếp cận tài phi thức doanh nghiệp 3.1.2.2 Phương pháp ước lượng Tương tự mơ hình xác định từ phương trình (3.1.1.1) mơ hình xác định từ phương trình (3.1.2.2) thực bước tương tự để kiểm định vấn đề nội sinh Kết cho thấy khơng có tương quan biến độc lập nhiễu Do khơng có vấn đề nội sinh mơ hình Tuy nhiên phương trình (3.1.2.2) ước lượng theo phương pháp hồi quy liệu mảng nên cần lựa chọn mơ hình sau cho phù hợp: Thứ nhất, mơ hình hỗn hợp (Pooled OLS) – mơ hình giả định tung độ gốc hệ số độ dốc không thay đổi theo thời gian theo đơn vị (doanh nghiệp) Nghĩa là, nhóm biến độc lập ảnh hưởng lên biến phụ thuộc doanh nghiệp không đổi theo thời gian Phương pháp ước lượng cho mơ hình hỗn hợp bình phương nhỏ cổ điển Nói cách khác, mơ hình POLS giả định khơng tồn tài nhân tố ci (nhân tố khác biệt đặc trưng đơn vị không đo lường được) mơ hình Tuy nhiên mơ hình phương pháp ước lượng có hạn chế giả định chặt doanh nghiệp thực tế doanh nghiệp ln có khác biệt đặc trưng văn hóa doanh nghiệp, phong cách quản lý, cách thức kinh doanh, môi trường hoạt động khác biệt có khả thay đổi theo thời gian Thứ hai, mơ hình hiệu ứng cố định (FE) – mơ hình giả định cho trường hợp sau: i) Các hệ số dộ dốc không đổi tung độ gốc thay đổi theo đơn vị (doanh nghiệp); ii) Các hệ số độ dốc không đổi tung độ gốc thay đổi theo đơn vị theo thời gian; iii) Tất hệ số thay đổi theo đơn vị; iv) Tất hệ số thay đổi theo đơn vị theo thời gian Như mơ hình hiệu ứng cố định khẳng định có khác biệt đặc trưng đơn vị theo thời gian, khác biệt có tương quan với biến giải thích FE đánh giá ảnh hưởng khác biệt đặc trưng đến biến giải thích Nói cách khác, mơ hình FE có tồn nhân tố ci ci tương quan với biến giải thích Mơ hình hiệu ứng cố định ước lượng phương pháp bình phương nhỏ có biến giả ước lượng dọc Mặc dù mơ hình FE ưu việt mơ hình POLS có hạn chế như: có nhiều biến giả đực đưa vào mơ hình làm giảm bậc tự làm tăng khả đa cộng tuyến cao cho mơ hình, FE không đo lường nhân tố không thay đổi theo thời gian giả định cổ điển cho sai số ngẫu nhiên tuân theo quy luật N : (0, ) khó thực Thứ ba, mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (RE) – mơ hình giả định có khác biệt đặc trưng đơn vị, khác biệt ngẫu nhiên (nằm thành phần sai số ngẫu nhiên) khơng tương quan với biến giải thích Nói cách khác mơ hình RE có tồn ci khơng có tương quan ci với biến giải thích Phương pháp ước lượng cho mơ hình RE bình phương nhỏ tổng qt (GLS) Mơ hình RE ưu việt mơ hình FE sử dụng hệ số chặn cho tất đơn vị chéo, giá trị giá trị trung bình tất đơn vị đơn vị chéo, đo lường nhân tố không đổi theo thời gian Để lựa chọn mơ hình hiệu nhất, kiểm định sử dụng bao gồm: Kiểm định nhân tử Lagrange (xttest0) lựa chọn mơ hình POLS với RE H0 phương sai sai số qua đơn vị khơng đổi hay mơ hình POLS phù hợp Kiểm định Hausman (Hausman, 1978) để lựa chọn mơ hình RE mơ hình FE Trong H0 khơng có khác biệt hai mơ hình Tuy nhiên, theo Judge cộng (1980); Taylor (1980); Johnston Dinardo (1997), liệu bảng khơng cân T nhỏ, N lớn kết kiểm định Hausman không tin tưởng được, nên trường hợp mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên hiệu mơ hình hiệu ứng cố định 3.2 Dữ liệu biến số 3.2.1 Nguồn liệu Dữ liệu doanh nghiệp thực dựa việc tổng hợp liệu từ kết số điều tra bao gồm: Điều tra Doanh nghiệp Tổng cục Thống kê năm 2017; Dữ liệu sơ cấp trích xuất từ số liệu điều tra trực tiếp 695 doanh nghiệp thuộc địa phương Hà Nội, Đà Nẵng Đồng Nai thực vào tháng 12 năm 2017; Điều tra doanh nghiệp nhỏ vừa Việt Nam từ 2009 – 2015 (thực Viện khoa học Lao động Xã hội; Trường địa học Copenhagen Viện nghiên cứu quản lý kinh tế trung ương (CIEM)); Dữ liệu thể chế kinh tế môi trường kinh doanh đực khai thác từ Dữ liệu đánh giá lực cạnh tranh cấp tỉnh thực Phòng thương mại Cơng nghiệp Việt Nam (VCCI) năm 2009 – 2015 PCI bao gồm nhiều tiêu địa diện tốt cho môi trường kinh doanh hay thể chế kinh tế hỗ trợ thị trường Mặc dù tỉnh khơng có chức ban hành luật pháp sách lớn, song tỉnh đơn vị trực tiếp thực thực thi sách Sự khác biệt tỉnh trình cho phép sử dụng tỉnh làm đơn vị phân tích tác động thể chế kinh tế đến đến phát triển doanh nghiệp nói chung (Nguyễn Văn Thắng cộng sự, 2012) Luận án xây dựng hai liệu tương ứng đánh giá yếu tố tác động đến khả tiếp cận tài doanh nghiệp nhỏ vừa Thứ nhất, đánh giá tác động yếu tố đến khả tiếp cận tài chính thức, luận án kết nối hai liệu Điều tra Doanh nghiệp Tổng cục Thống kê năm 2017; Dữ liệu sơ cấp trích xuất từ số liệu điều tra trực tiếp 695 doanh nghiệp thuộc địa phương Hà Nội, Đà Nẵng Đồng Nai thực vào tháng 12 năm 2017 thu liệu chéo Trên sở đó, xây dựng biến đo lường đánh giá ảnh hưởng yếu tố đến khả tiếp cận tài chính thức Thứ hai, luận án sử dụng liệu mảng hoàn chỉnh để nghiên cứu ảnh hưởng yếu tố đến khả tiếp cận tài phi thứccủa doanh nghiệp thiết lập cách kết nối hai số liệu Điều tra doanh nghiệp nhỏ vừa Việt Nam từ 2009 – 2015; Dữ liệu thể chế kinh tế môi trường kinh doanh đực khai thác từ Dữ liệu đánh giá lực cạnh tranh cấp tỉnh thực Phòng thương mại Công nghiệp Việt Nam (VCCI) năm 2009 – 2015 3.2.2 Xử lý liệu Để có liệu phục vụ cho nghiên cứu, NCS xử lý ghép nối liệu sau: doanh nghiệp tiếp cận vay từ Ngân hàng tổ chức tín dụng giảm từ 8,8 – 11 điểm phần trăm Các nghiên cứu ủng hộ kết luận kể đến Yaldiz cộng (2011), Võ Trí Thành cộng (2011) cho khả tiếp cận vốn chủ doanh nghiệp nữ cao so với quản lý nam giới kinh doanh, phụ nữ chủ doanh nghiệp thường tài giáo dục tốt so với nam giới Kết Bảng 3.5 cho thấy doanh nghiệp có giám đốc tài (CFO), khả tiếp cận vốn ngân hàng tăng lên Nếu doanh nghiệp có CFO, xác suất để hợp đồng vay vốn doanh nghiệp chấp nhận tăng khoảng 12,5 điểm phần trăm đến 16,9 điểm phần trăm Tương tự vậy, chủ sở hữu người quản lý có trình độ học vấn đại học trở lên kinh nghiệm làm việc nhiều ba năm xác suất doanh nghiệp tiếp cận vốn ngân hàng TCTD tăng lên khoảng từ 12,26 – 12,97 điểm phần trăm 7,4 – 11,9 điểm phần trăm Võ Trí Thành cộng (2011) DNVVN gặp khó khăn tài DN có chủ sở hữu DN người thiếu kinh nghiệm vận hành DN Cùng quan điểm đó, Nguyễn Thị Nhung cộng (2015) cho chủ doanh nghiệp thiếu kinh nghiệm lực lãnh đạo gặp khó khăn tiếp cận vốn Đối với biến SME, kết ước lượng từ mơ hình cho thấy xác suất để hồ sơ xin vay vốn DNNVV chấp nhận giảm 5,4 điểm phần trăm đến 11,6 điểm phần trăm doanh nghiệp nộp đơn xin vay DNNVV Đối với biến phản ánh đặc trưng doanh nghiệp biến sở hữu nhà nước (DNNN), số năm hoạt động doanh nghiệp (AGE), kết ước lượng từ mơ hình cho biết xác suất vay chấp nhận tăng tương ứng 7,3 điểm phần trăm đến 20,3 điểm phần trăm doanh nghiệp nộp hồ sơ xin vay doanh nghiệp nhà nước Như vậy, thấy loại hình sở hữu nhà nước có ảnh trực tiếp đến khả tiếp cận vốn doanh nghiệp Số năm hoạt động doanh nghiệp thị trường có tác động tích cực đến khả tiếp cận vốn vay doanh nghiệp Kết ước lượng cho thấy số năm hoạt động doanh nghiệp tăng thêm năm xác suất vay chấp nhận tăng 8,7 đến 11,2 điểm phần trăm Điều hàm ý doanh nghiệp hoạt động thị trường lâu năm có tiền sử tín dụng tốt dễ dàng việc tiếp cận với vay từ tổ chức tài Kết ước lượng cho thấy, doanh nghiệp có kế hoạch kinh doanh nộp hồ sơ xin vay vốn ngân hàng xác suất vay chấp nhận ước lượng từ mơ hình tăng tương ứng từ – 14,2 điểm phần trăm Từ thấy doanh nghiệp có hoạch kinh doanh cụ thể tạo điều kiện lớn việc tiếp cận nguồn vốn từ NH TCTD, nhiên hạn chế DNNVV đa phần đối tượng DN có tiền đề hộ gia đình cá thể nên họ thường khơng có kế hoạch kinh doanh cụ thể Đối với biến phản ảnh lực quản trị doanh nghiệp có tác động dương với mức ý nghĩa thống kê 1% Kết ước lượng cho thấy, doanh nghiệp có lực quản trị tốt xác suất khoản vay chấp nhận tăng từ 12 - 14,3 điểm phần trăm Tuy nhiên điều rào cản lớn doanh nghiệp cận vốn, đặc biệt DNNVV đối tượng có lực quản trị hạn chế Biến phản ánh kết hoạt động kinh doanh doanh nghiệp, kết ước lượng từ mơ hình MultiLogistic cho thấy tỷ lệ ROA tăng 1%, xác suất hồ sơ xin vay chấp nhận tăng khoảng 8,7 điểm phần trăm đến 26,5 điểm phần trăm Điều cho thấy doanh nghiệp quản lý tài sản hiệu dường khả tiếp cận vay trở lên dễ dàng Hệ số ước lượng biến Floan có dấu âm có ý nghĩa thống kê cho biết doanh nghiệp tiếp cận với nguồn vốn huy động vốn từ người thân, gia đình bạn bè có ảnh hưởng ngược chiều đến khả tiếp cận nguồn vốn thức từ ngân hàng tổ chức tín dụng Điều hàm ý, nguồn vốn phi thức khơng phải nguồn vốn mang tính chất bổ sung mà mang tính chất thay doanh nghiệp khơng có khả tiếp cận nguồn vốn từ ngân hàng thương mại Hệ số ước lượng biến khoảng cách từ doanh nghiệp đến NHTM (KC) có tác động âm có ý nghĩa thống kê mức ý nghĩa 1% Điều cho thấy, vị trí doanh nghiệp xa ngân hàng xác suất để vay chấp nhận giảm khoảng 10,7 – 16,7 điểm phần trăm Đối với biến phản ánh tác động đặc tính vay đòi hỏi tài sản chấp (TSTC), kết ước lượng từ mơ hình cho thấy sẵn có tài sản chấp có tác động lớn đến xác suất doanh nghiệp có tiếp cận vay hay khơng Hệ số ước lượng mơ hình có ý nghĩa có mức ý nghĩa thống kê 1%, điều hàm ý với hồ sơ xin vay có tài sản chấp xác suất doanh nghiệp có tiếp cận vay tăng từ 10,1 điểm phần trăm 18,9 điểm phần trăm Kết cho thấy rõ ràng sẵn có tài sản chấp nộp hồ xin vay đóng vai trò quan trọng tới khả tiếp cận vốn doanh nghiệp Để làm rõ vấn đề này, cần biết cấu tài sản chấp mà ngân hàng yêu cầu doanh nghiệp Theo số liệu điều tra mẫu nghiên cứu cho thấy loại tài sản chấp yêu cầu từ phía tổ chức tín dụng doanh nghiệp nộp hồ sơ xin vay phổ biến đất, nhà thuộc sở hữu doanh nghiệp chiếm khoảng 38,47%; máy móc thiết bị có tỷ trọng khoảng 26,46%; tài sản cá nhân 24,51% lại khoản phải thu hàng tồn kho 10,55% Kết lần khẳng định doanh nghiệp, đặc biệt DNNVV khó khăn việc tiếp cận vốn vay từ tổ chức tín dụng Nguyên nhân các doanh nghiệp khó đáp ứng tài sản chấp theo yêu cầu tổ chức tín dụng, phần lớn mặt sản xuất, máy móc trang thiết bị DNNVV thuê Tính minh bạch báo cáo tài doanh nghiệp có tác động dương với mức ý nghĩa thống kê 1% Kết ước lượng cho thấy, doanh nghiệp báo cáo tài đáp ứng yêu cầu ngân hàng TCTD xác suất khoản vay chấp nhận tăng 5,1 đến 14,8 điểm phần trăm DN muốn tiếp cận vốn tín dụng vay vốn phát hành trái phiếu DN hay gọi vốn góp nhà đầu tư ngồi nước, điều kiện bắt buộc phải minh bạch họat động tài Điều rào cản lớn doanh nghiệp cận vốn, đặc biệt DNNVV đối tượng có tính minh bạch báo cáo tài thấp chủ yếu hoạt động phải th ngồi Lịch sử tín dụng doanh nghiệp có ảnh hưởng đến khả tiếp cận vốn doanh nghiệp với TCTD, NH Có thể thấy, doanh nghiệp xử lý xong nợ xấu, nợ hạn xác suất khả doanh nghiệp tiếp cận vốn ngân hàng TCTD tăng lên tương ứng 17,7 – 29,3 điểm phần trăm Tương tự kết này, Cole cộng (2004) đánh giá việc doanh nghiệp có khoản vay trước ngân hàng thực đầy đủ nghĩa vụ khaonr vay có ảnh hưởng tới việc khoản vay tới có chấp nhận hay khơng Cùng quan điểm đó, Berger cộng (2005) cho doanh nghiệp có khoản vay trả hạn gây khó khăn tiếp cận nguồn vốn khác Hệ số ước lượng biến doanh nghiệp có quan hệ với ngân hàng (QHNH) cho dấu dương ảnh hưởng biên không đáng kể Điều hàm ý rằng, việc doanh nghiệp có quan hệ với ngân hàng giúp doanh nghiệp thuận lợi thủ tục tiếp cận khoản vốn vay từ ngân hàng yếu tố định 3.4.2 Kết ước lượng mơ hình đánh giá tác động yếu tố đến khả tiếp cận tài phi thức Như lập luận phần phương pháp ước lượng, mơ hình cho kết kiểm định nhân tử Lagrange (xttest0) mơ hình POLS khơng phù hợp (xem phụ lục 5) Vì mơ hình cần lựa chọn RE FE Tuy nhiên bảng số liệu thực luận án bảng không cân bằng, với T nhỏ (4 năm) N lớn (2.723) Do đó, mơ hình sử dụng để phân tích luận án mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (RE) có robust để kiểm soát phương sai sai số thay đổi tự tương quan Thực tương tự mơ hình sử dụng kiểm định biến nội sinh mơ hình với giả thuyết: H 0: Mơ hình khơng có yếu tố nội sinh, thu p_value = 0.023 Do đó, chấp nhận giả thuyết H nghĩa mơ hình khơng có yếu tố nội sinh (phụ lục 6) Bảng 3.6 Kết mơ hình logistic Biến số Coef Robust SE -0.0448*** (0.00547) -0.207 d_denied 0.601*** (0.0378) 0.26 d_stillneed 0.542*** (0.0256) 0.183 d_invest 1.366*** (0.0341) 0.279 d_Landpossession -0.467*** (0.0258) 0.069 ROA -1.088*** (0.0677) -0.007 Log_asset 0.0456*** (0.0110) -0.043 G_rate employee 0.000432** (0.000207) -0.077 firm age 0.178*** (0.0367) 0.014 2.firm size 0.525*** (0.0308) 0.169 3.firm size -1.728*** (0.0516) -0.015 owner_age -0.00358*** (0.00119) -0.003 2.owner_education 0.069*** (0.0359) -0.047 3.owner_education -0.341*** (0.0417) -0.044 Experience 0.188*** (0.0692) 0.089 Constant 3.240*** (0.385) PCI N 2723 Log pseudolikelihood Pseudo R2 AME -1050.946 0.000 Ghi chú: *** p