Giới hạn tín dụng từng phần và toàn phần đối với các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:12

Thêm vào BST

Báo xấu

9
lượt xem 6
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết "Giới hạn tín dụng từng phần và toàn phần đối với các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam" nhằm giảm giới hạn tín dụng bao gồm: môi trường kinh doanh cần được nhanh chóng cải thiện, đặc biệt là đơn giản hóa các thủ tục hành chính trong cấp phép cho doanh nghiệp; các quy định về hỗ trợ tín dụng của Ngân hàng Nhà nước cần gắn với quy mô và loại hình doanh nghiệp;...

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Giới hạn tín dụng từng phần và toàn phần đối với các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam

GIỚI HẠN TÍN DỤNG TỪNG PHẦN VÀ TOÀN PHẦN ĐỐI VỚI CÁC DOANH NGHIỆP NHỎ VÀ VỪA TẠI VIỆT NAM TS. Phan Đình Khôi1 , CN. Phan Lý Ngọc Thảo1 (1),(2) Trường Đại học Cần Thơ Tóm tắt: Vốn đóng vai trò quan trọng đối với sự tồn tại và phát triển của doanh nghiệp nói chung, đặc biệt là các doanh nghiệp nhỏ và vừa (SMEs). Nhiều chính sách nhằm kết nối SMEs với các tổ chức tín dụng chính thức được thực hiện nhưng số lượng SMEs không thể tiếp cận với nguồn vốn ngân hàng và phải tìm đến nguồn vốn khác vẫn chiếm tỷ lệ khá cao. Bài viết này phân tích giới hạn tín dụng chính thức đối với SMEs ở Việt Nam. Kết quả cho thấy các yếu tố gồm tuổi doanh nghiệp, quy mô doanh nghiệp, có giấy chứng nhận đăng ký kinh doanh, có quan hệ với chính quyền đoàn thể, tham gia hiệp hội kinh tế-xã hội, không trả nợ đúng hạn, số chủ nợ, thời hạn vay ngắn hạn, chưa từng vay và có người bảo lãnh khoản vay làm giảm khả năng bị giới hạn tín dụng của doanh nghiệp. Ngược lại, tuổi của người quản lý/chủ, số lần bị từ chối cho vay chính thức, vay phi chính thức và không có tài sản thế chấp khoản vay làm tăng khả năng bị giới hạn tín dụng. Đặc biệt, nghiên cứu cũng cho thấy sự khác biệt của các yếu tố ảnh hưởng trong trường hợp bị giới hạn tín dụng một phần và bị giới hạn tín dụng hoàn toàn. Từ khóa: Giới hạn tín dụng, Thông tin bất đối xứng, SMEs, Việt Nam 1. Đặt vấn đề Đáp ứng nhu cầu vốn cho doanh nghiệp luôn là bài toán nan giải và được bàn cãi trên các diễn đàn kinh tế trong những năm gần đây. Thực tế cho thấy việc tiếp cận và sử dụng nguồn vốn vay từ các tổ chức tín dụng (TCTD) của các doanh nghiệp gặp rất nhiều khó khăn, đặc biệt là các doanh nghiệp nhỏ và vừa (SMEs). Đây được xem là nhóm doanh nghiệp chiếm số lượng đông nhất trong tổng số doanh nghiệp tại Việt Nam, chiếm tỷ lệ hơn 99% số lượng doanh nghiệp cả nước, đóng góp gần 40% GDP hàng năm và tạo ra khoảng 50% việc làm cho toàn xã hội (Mỹ Phương, 2016). Mặc dù, Nhà nước đã ban hành nhiều thông tư, nghị định nhằm hỗ trợ nhóm doanh nghiệp này được dễ dàng hơn trong việc tiếp cận và sử dụng nguồn vốn từ ngân hàng, tuy nhiên, theo khảo sát của Viện Khoa học Quản trị Doanh nghiệp nhỏ và vừa (SISME), tính đến tháng 01/2016, chỉ có khoảng 30% SMEs tiếp cận được nguồn vốn từ các TCTD chính thức. Cho đến nay, số lượng nghiên cứu giải thích vấn đề giới hạn tín dụng liên quan đến SMEs không nhiều. Thêm vào đó, hầu hết các nghiên cứu được tìm thấy chỉ tập trung vào tình trạng bị giới hạn tín dụng toàn phần hoặc không bị giới hạn tín dụng và thường bỏ qua nhóm doanh nghiệp bị giới hạn tín dụng một phần. Do đó, nghiên cứu này được thực hiện nhằm khắc phục hạn chế vừa nêu, đồng thời, phân tích vấn đề bị giới hạn tín dụng chính thức của SMEs ở Việt Nam một cách toàn diện hơn. Tiếp theo nội dung đặt vấn đề, mục 2 trình bày khung lý thuyết về giới hạn tín dụng, mục 3 phương pháp nghiên cứu bao gồm mô hình thực nghiệm và số liệu; mục 4 trình bày kết quả nghiên cứu và thảo luận các nhân tố tác động đến giới hạn tín dụng đối với SMEs ở Việt Nam; và mục 5 kết luận các nội dung phân tích và đề xuất một số khuyến nghị nhằm giúp SMEs tăng cơ hội tiếp cận nguồn vốn vay chính thức. 2. Khung lý thuyết Các lý thuyết kinh tế đề cập đến sự tồn tại của giới hạn tín dụng hầu hết đều thống nhất quan điểm rằng giới hạn tín dụng là một đặc trưng của thị trường tài chính và là một trong những hành vi hợp lý của TCTD nhằm giảm nguy cơ rủi ro từ hoạt động cho vay theo cơ chế thị trường (Phan Đình Khôi và Võ Thành Danh, 2016). Lý thuyết vốn vay cổ điển chỉ ra rằng vốn tín dụng là một nguồn tài nguyên khan hiếm và khả năng tiếp cận vốn tín dụng 383
của người đi vay phụ thuộc vào cách đánh giá rủi ro của người cho vay. Khả năng tiếp cận tín dụng được bắt đầu với lý thuyết cầu tín dụng của một cá nhân/doanh nghiệp muốn tối đa hóa hữu dụng kỳ vọng từ nguồn vốn vay. Mỗi đơn vị tiền có chi phí cơ hội của riêng mình, đó là lãi suất, do vậy quyết định cung và cầu tín dụng phụ thuộc vào lãi suất. Tuy nhiên, Stiglitz và Weiss (1981) cho thấy lý thuyết cung-cầu tín dụng dựa vào lãi suất không thể giải thích khả năng tiếp cận vốn của người đi vay do quyết định cung tín dụng không được điều chỉnh bởi lãi suất trên thị trường mà phụ thuộc vào cách mà người cho vay lựa chọn người đi vay dựa trên thông tin của người đi vay. Mô hình giới hạn tín dụng của Stiglitz và Weiss (1981) bắt đầu bằng lập luận rằng lãi suất không chỉ tác động tích cực trực tiếp đến lợi nhuận của ngân hàng mà còn tác động tiêu cực gián tiếp thông qua rủi ro. Tác động tiêu cực hiện diện ở hai dạng: (1) lãi suất cho vay ảnh hưởng đến mức độ rủi ro của khoản vay, đó là tác động của lựa chọn bất lợi; (2) lãi suất cho vay tăng làm tăng động cơ để người vay đầu tư các dự án rủi ro cao hơn, đây chính là tâm lý ỷ lại. Trong điều kiện thị trường có rất nhiều nhà đầu tư và có một dự án đòi hỏi phải đầu tư k. Mỗi nhà đầu tư có tài sản W  k và nhà đầu tư cần vay vốn để đầu tư vào dự án sinh lợi, với mức lợi nhuận kỳ vọng R nhưng với mức rủi ro khác nhau. Trong đó, dự án thành công đạt mức lợi nhuận R* và thất bại nhận 0. Xác suất thành công là pi và hàm mật độ xác suất của pi là f(pi). Vốn vay được mô tả bởi phương trình: L  W  k . Các khoản vay được thiết kế theo một hợp đồng cho vay với giá trị đáo hạn là (1  r) L . Lợi nhuận kỳ vọng thỏa mãn điều kiện: R i*  (1  r ) L . Do bất đối xứng thông tin, các nhà đầu tư biết rõ xác suất thành công của dự án hơn ngân hàng. Lợi nhuận kỳ vọng cho nhà đầu tư i là: E ( i )  pi ( Ri*  (1  r ) L ) (1) Lợi nhuận kỳ vọng của ngân hàng là: p E ( b )  (1  r ) L  pi f ( pi )dpi 0 (2) trong đó pi là xác suất khách hàng i được ngân hàng chấp nhận cho vay. Lợi nhuận kỳ vọng của nhà đầu tư i là: E ( )  R  pi (1  r ) L (3) Nhà đầu tư i có rủi ro cao sẵn sàng trả chi phí cao hơn để được vay. Vì vậy, hợp đồng vay được ký kết nếu: E ( i )  (1   )W với  là tỷ lệ hoàn vốn an toàn. Giả thiết mức sinh lợi cao gắn với mức rủi ro biên cao ngụ ý rằng: dp 0 dr Ảnh hưởng của lãi suất đến lợi nhuận của ngân hàng là: dE ( b ) p  dp   L  pi f ( pi )dpi   (1  r ) Lpf ( p ) dr  dr  0 (4) Thành phần đầu tiên bên vế phải của phương trình (4) chỉ ra rằng lãi suất tăng làm tăng tỷ lệ trả nợ của người vay trung thực. Phần thứ hai ngụ ý rằng lãi suất cao làm giảm chất lượng của khoản vay. Lợi nhuận tối đa của ngân hàng đạt được khi: dE ( b ) 0 dr (5) 384
Kết quả trên được mô tả trong Hình 1. r C D rM V S b  bM LC LM DM L Hình 1. Giới hạn tín dụng Phần bên trái của Hình 1 cho thấy sự kết hợp giữa lãi suất và lợi nhuận kỳ vọng, mối quan hệ này được giải thích ở mô hình Hodgman (1960). Lợi nhuận tối đa của ngân hàng  bM được xác định tương ứng với một mức lãi suất tối ưu rM , sau đó, lợi nhuận sụt giảm do tác động tiêu cực của lãi suất lên lợi nhuận. Phía bên phải của Hình 1 trình bày kết hợp giữa đường cầu và đường cung đối với các khoản vay của ngân hàng. Đường cung cho vay liên hệ với đường lợi nhuận ở phía bên trái của Hình 1, theo đó, lượng cung cho vay tăng theo lãi suất làm tăng lợi nhuận kỳ vọng nhưng sau đó lợi nhuận kỳ vọng giảm xuống khi lãi suất vượt qua mức lãi suất rM . Đường cầu vốn vay dốc xuống theo lãi suất và giao với đường cung ở mức lãi suất cao hơn lãi suất tối đa hoá lợi nhuận rM . Trường hợp, nếu đường cầu giao với đường cung tại rM , giới hạn tín dụng không tồn tại. Đây là một trạng thái cân bằng ổn định nhưng không phải là trạng thái cân bằng ở mức lợi nhuận tối đa vì các ngân hàng có thể tăng lợi nhuận bằng cách giảm lãi suất rM . Mức cung cho vay tối đa xảy ra tại điểm LM , lớn hơn khoản cho vay ở mức lãi suất cao trên thị trường tại C nhưng ít hơn so với lượng cầu cho vay. Lượng cầu cho vay lớn hơn cung cho vay được thể hiện bởi phạm vi E (bằng khoảng DM  LM ). Kết quả là ngân hàng phải áp đặt mức giới hạn tín dụng đối với một số người vay. Hai loại giới hạn tín dụng gồm: (i) loại 1 (còn gọi là giới hạn tín dụng một phần) xảy ra khi người vay chỉ được vay một phần so với nhu cầu vay ở mức lãi suất thị trường mặc dù họ sẵn sàng trả theo mức lãi suất đó; (ii) loại 2 (hay giới hạn tín dụng toàn phần) xảy ra khi người vay không được vay bất kỳ số tiền nào so với nhu cầu vay. Tóm lại, dòng vốn tín dụng phụ thuộc vào cấu trúc thị trường và tính chất của thông tin bất cân xứng. Adams và Vogel (1986) cho rằng khi thị trường tín dụng được quản lý theo cơ chế tập trung, thông tin ít phân tán, chi phí giao dịch cao, quyết định cho vay có xu hướng cứng nhắc làm xuất hiện giới hạn tín dụng toàn phần. Trái lại, với mức độ thông tin phân tán và thị trường tài chính linh hoạt, chi phí giao dịch trong hoạt động cho vay thấp thường tạo ra giới hạn tín dụng một phần. Thông thường, các TCTD dựa vào thông tin sẵn có của doanh nghiệp trong hồ sơ tín dụng để đưa ra quyết định sàng lọc. Gọi Vi  Di  S i là mức cầu tín dụng vượt quá mức cung tín dụng với Di là số tiền mà doanh nghiệp i có nhu cầu vay và Si là số tiền mà TCTD chấp nhận cho doanh nghiệp i vay trong điều kiện ràng buộc về mức cho vay tối đa. Mô hình tổng quát phân tích khả năng doanh nghiệp i gặp giới hạn tín dụng được viết như sau: V i  x 'i   u i i (6) 385
Trong đó, xi là các biến giải thích khả năng bị giới hạn tín dụng của doanh nghiệp,  i là các véc-tơ tham số của các biến giải thích cần ước lượng và ui là sai số ngẫu nhiên đại diện cho các yếu tố tác động đến khả năng bị giới hạn tín dụng nhưng không thể quan sát được. Do chênh lệch Vi không quan sát được nên  i không được ước lượng thông qua mô hình hồi quy tuyến tính thông thường. Tuy nhiên, tình trạng bị giới hạn tín dụng của doanh nghiệp lại có thể quan sát được, vì vậy, trong trường hợp này, dạng mô hình xác suất được sử dụng để ước lượng các hệ số  i theo mô hình (6). 3. Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mô hình thực nghiệm Các nghiên cứu thực nghiệm thường sử dụng mô hình logit nhị phân (Ahiawodzi và Sackey, 2013), mô hình probit (Fenwick và Lyne, 1998; Agostino và cộng sự, 2008) để ước lượng giới hạn tín dụng loại 2. Tuy nhiên, các kết quả ước lượng chỉ cho phép giải thích sự khác biệt trong tác động của các nhân tố đến nhóm doanh nghiệp bị giới hạn toàn phần (loại 2) và nhóm không bị giới hạn tín dụng và thường bỏ qua nhóm bị giới hạn tín dụng một phần (loại 1). Nghiên cứu này sử dụng mô hình hồi qui logit đa thức (multinomial logistic regression) để ước lượng các biến giải thích trong mô hình giới hạn tín dụng loại 1 và loại 2 được xác định ở phương trình (6). Mô hình tổng quát có dạng: exp[ x   j ] i Pr(Yi  j | x i )  pij  j=0,...,J (7)  j 0 J exp[ x   j ] i với i là số quan sát; xi là tập hợp các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng bị giới hạn tín dụng (được định nghĩa ở Bảng 1); j  0,...J là tập hợp các mức độ giới hạn tín dụng được giả định xảy ra độc lập; 0 , 1 ,...,  J là tập hợp các hệ số ước lượng tương ứng với từng loại giới hạn J tín dụng. 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 được ước lượng (Greene, 2012). Trường hợp J  1 , phương trình (7) trở thành mô hình logit nhị phân với biến phụ thuộc nhận hai mức giá trị là: Yi  1 bị giới hạn hoặc Yi  0 không bị giới hạn. Phương trình logit nhị phân có dạng: exp[x ] Pr(Yi  1| xi )  pi1  i (8) 1  exp[x ] i Trường hợp J  2 , phương trình (7) trở thành mô hình logit đa thức với ba mức giá trị là: Yi  2 bị giới hạn hoàn toàn (loại 2), hoặc Yi  1 bị giới hạn một phần (loại 1), hoặc Yi  0 không bị giới hạn. Phương trình logit đa thức có dạng: exp[x j ] i Pr(Yi  j | xi )  pij  j=0,1,2 (9) 1   k 1 exp[x k ] k 2 i Các hệ số  ở phương trình (8) và (9) 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) và được sử dụng để giải thích mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đến rủi ro tín dụng. 386
Bảng 1. Định nghĩa các biến trong mô hình Nhóm Nghiên cứu Tên biến Diễn giải biến thực nghiệm Tuổi doanh Beck và Cull (2014), Số năm hoạt động (năm) nghiệp Vương Quốc Duy (2016) Titman và Wessels Logarit quy mô Quy mô được xác định dựa trên tổng nguồn vốn (1988), Jordan và cộng sự I. doanh nghiệp (triệu đồng) (1998) Thông Nhận giá trị 1 nếu doanh nghiệp có giấy chứng tin Giấy đăng ký kinh CIEM, DoE và ILSSA nhận đăng ký kinh doanh kể từ khi thành lập, ngược tổng doanh (2014) lại nhận giá trị 0 quát Quan hệ với chính Nhận giá trị 1 nếu doanh nghiệp có mối quan hệ với Casson và Giusta (2007), quyền, đoàn thể chính quyền/đoàn thể, ngược lại nhận giá trị 0 Agostino và cộng sự Thành viên hiệp Nhận giá trị 1 nếu doanh nghiệp là thành viên hiệp (2008) hội hội kinh tế-xã hội, ngược lại nhận giá trị 0 Tỷ số doanh thu Tỷ số giữa doanh thu thuần và tổng giá trị tài sản Atman (1968), Titman và thuần/Tổng giá trị II. (%) Wessels (1988) tài sản Thông Số lần bị TCTD từ Số lần doanh nghiệp bị các TCTD từ chối cho vay tin về chối cho vay (lần) hoạt Không trả nợ Nhận giá trị 1 nếu doanh nghiệp từng không trả nợ động Cheng và Degryse (2010) đúng hạn đúng hạn; các trường hợp khác nhận giá trị 0 sản Nhận giá trị 1 nếu doanh nghiệp có khoản vay phi xuất Vay phi chính Zeller (1994), Ajagbe chính thức trong khi đang nộp hồ sơ vay vốn, ngược kinh thức (2012) lại, nhận giá trị 0 doanh Số người/TCTD/doanh nghiệp thường xuyên cho và tình Số chủ nợ doanh nghiệp nợ tiền (chủ nợ) hình tài Chan và Kanatas (1985), chính Không_tài sản thế Nhận giá trị 1 khi doanh nghiệp không có tài sản Petrick (2004), Okurut và chấp đảm bảo để vay vốn, ngược lại, nhận giá trị 0 cộng sự (2011), Vương Quốc Duy (2016) Tuổi của người Tuổi của người quản lý/chủ doanh nghiệp tính đến Berger và Udell (1998), III. chủ/quản lý thời điểm nghiên cứu (tuổi) Tambunan (2011), Thông Nhận giá trị 1 nếu trình độ học vấn cao nhất của Ajagbe (2012), Vương tin về Đại học trở lên người chủ/quản lý từ đại học trở lên; các trường Quốc Duy (2016), Hoque người hợp khác, nhận giá trị 0 và cộng sự (2016) chủ/ quản Dohmen và cộng sự Mức độ ưa thích mạo hiểm của người quản lý/chủ Thái độ với rủi ro (2008), Falk và cộng sự lý theo giá trị chuẩn hóa (standardized value)(a) (2016) Nhận giá trị 1 khi thời hạn của khoản vay nhỏ hơn Berger và Udell (1998), IV. Thời hạn vay hoặc bằng 12 tháng; các trường hợp khác, nhận giá Ahiawodzi và Sackey Thông ngắn hạn trị 0 (2013) tin về Nhận giá trị 1 khi doanh nghiệp chưa từng vay ở tổ khoản Ajagbe (2012), Beck và Chưa từng vay chức hiện đang nộp hồ sơ xin vay, ngược lại, nhận vay Cull (2014) giá trị 0 chính Nhận giá trị 1 khi khoản vay của doanh nghiệp có Berger và Udell (1998), thức Bảo lãnh người bảo lãnh, ngược lại, nhận giá trị 0 Hoque và cộng sự (2016) Nguồn: Tổng hợp và xử lý dữ liệu của cuộc điều tra SMEs, 2015 Ghi chú: Nhóm IV gồm các thông tin liên quan đến khoản vay chính thức lớn nhất (về giá trị) của doanh nghiệp trong năm 2014 và 2015; (a) Cách tính standardized value (z): X  z  với X: độ ưa thích mạo hiểm của người chủ/quản lý theo thang đo Likert 11 mức (0-10);  : mức độ ưa thích mạo hiểm trung bình của mẫu;  : độ lệch chuẩn của mức độ ưa thích mạo hiểm của mẫu. 387
Ngoài ra, biến phụ thuộc “giới hạn tín dụng” chỉ gồm hoạt động cho vay mà không bao gồm các nghiệp vụ cấp tín dụng khác như chiết khấu, bao thanh toán, bảo lãnh ngân hàng, cho thuê tài chính và các nghiệp vụ cấp tín dụng khác. 3.2 Số liệu Số liệu trong nghiên cứu này được trích lọc từ cuộc điều tra SMEs năm 2015 do Viện Nghiên cứu quản lý kinh tế Trung ương phối hợp với Viện Khoa học lao động và các vấn đề xã hội thuộc Khoa Kinh tế thuộc Trường Đại học Tổng hợp Copenhagen, cùng với sự hỗ trợ từ Đại sứ quán Đan Mạch tại Việt Nam phối hợp thực hiện. Đây là một trong những cuộc điều tra doanh nghiệp với quy mô lớn được thực hiện hai năm một lần trên lãnh thổ Việt Nam, bắt đầu từ năm 2005. Số liệu được thu thập bằng hình thức phỏng vấn trực tiếp 2.649 SMEs ngoài quốc doanh hoạt động trong các ngành công nghiệp chế biến, chế tạo tại 10 tỉnh thành trong cả nước (bao gồm Hà Nội, Hà Tây (cũ), Hải Phòng, Phú Thọ, Nghệ An, Quảng Nam, Khánh Hòa, Lâm Đồng, Thành phố Hồ Chí Minh và Long An). Mẫu điều tra năm 2015 được chọn từ tổng mẫu đã sử dụng cho các cuộc điều tra từ năm 2005 đến 2013 theo phương thức ngẫu nhiên phân tầng dựa trên tiêu chí về hình thức sở hữu pháp lý của doanh nghiệp. Bộ dữ liệu điều tra SMEs cung cấp đầy đủ các biến cần cho nghiên cứu. Tuy vậy, một số thông tin từ các câu trả lời cần được mã hóa lại để phù hợp với cách mã hóa của đề tài. Nhằm đảm bảo tính hợp lý của dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu, 1.393 quan sát không có nhu cầu vay trong khoảng thời gian từ tháng 8/2013 đến thời điểm khảo sát và 116 quan sát có thông tin về các khoản vay trong năm 2013 đã được loại bỏ. Ngoài ra, có 18 quan sát có tổng số vốn trên 100 tỷ đồng, nằm ngoài nhóm SMEs theo cách phân loại của NĐ56/2009-CP và 4 quan sát không có đủ thông tin cũng được lược bỏ khỏi mẫu. Như vậy, sau khi kiểm tra và trích lọc, dữ liệu sử dụng cho nghiên cứu còn lại 1.118 quan sát (Bảng 2). Bảng 2. Số lượng doanh nghiệp theo quy mô và địa bàn Quy mô Quy mô Quy mô Tỷ trọng Tỉnh/Thành phố Tổng siêu nhỏ nhỏ vừa (%) Hà Nội 73 74 1 148 13,24 Hà Tây 124 60 0 184 16,46 Hải Phòng 58 32 1 91 8,14 Phú Thọ 93 11 0 104 9,30 Nghệ An 151 46 0 197 17,62 Quảng Nam 48 14 0 62 5,55 Khánh Hòa 15 15 2 32 2,86 Lâm Đồng 15 14 0 29 2,59 Thành phố Hồ Chí Minh 121 112 4 237 21,20 Long An 24 10 0 34 3,04 Tổng 722 388 8 1.118 100 Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu điều tra SMEs, 2015 Ghi chú: Đơn vị tính của các cột là “doanh nghiệp”, trừ cột “Tỷ trọng” Quy mô doanh nghiệp được phân loại dựa vào số lượng lao động bình quân theo Nghị định 56/2009-CP 4. Kết quả nghiên cứu 4.1 Khái quát môi trường kinh doanh và thực trạng giới hạn tín dụng đối với SMEs Số liệu điều tra cho thấy gần 1/2 SMEs hoạt động nhưng không có giấy chứng nhận đăng ký kinh doanh kể từ khi thành lập. Trong đó, nhóm doanh nghiệp hộ gia đình chiếm tỷ lệ hơn 90% (Bảng 3). Thực tế, việc không có giấy chứng nhận đăng ký kinh doanh không những gây khó khăn trong công tác quản lý ở địa phương mà còn ảnh hưởng không nhỏ đến quyền lợi của các doanh nghiệp, đặc biệt là việc tiếp cận các nguồn vốn ưu đãi chính thức, các chương trình hỗ trợ phát triển của Nhà nước và các tổ chức kinh tế-xã hội dành cho nhóm SMEs. 388
Bảng 3. Doanh nghiệp có giấy chứng nhận đăng ký kinh doanh khi thành lập Không có giấy Có giấy chứng nhận chứng nhận đăng ký Hình thức pháp lý đăng ký kinh doanh kinh doanh Tần số Tỷ lệ (%) Tần số Tỷ lệ (%) Doanh nghiệp hộ gia đình 168 26,50 452 93,39 Doanh nghiệp tư nhân 72 11,35 6 1,24 Hợp tác xã/Tổ hợp 23 3,63 2 0,41 Công ty trách nhiệm hữu hạn 300 47,32 18 3,72 Công ty cổ phần 71 11,20 6 1,24 Tổng 634 100 484 100 Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu điều tra SMEs, 2015 Kết quả điều tra cho thấy hơn 94% SMEs đang phải đối mặt với rất nhiều khó khăn trong quá trình phát triển kinh doanh. Trong đó, thiếu vốn/tín dụng được đánh giá là một trong những trở ngại hàng đầu, chỉ xếp sau bất lợi của vấn đề cạnh tranh gay gắt và không lành mạnh (Bảng 4). Các nghiên cứu của Viện Nghiên cứu quản lý kinh tế Trung ương và nhóm cộng sự cũng cho kết quả tương tự (CIEM, DoE và ILSSA, 2014). Điều này cho thấy trong suốt nhiều năm, tình trạng thiếu vốn, đặc biệt là nguồn vốn vay đã và đang là bài toán đau đầu, làm trở ngại sự phát triển của đa số SMEs ở nước ta. Bảng 4. Trở ngại chính đối với sự phát triển của SMEs tại Việt Nam Khó khăn Tần số Tỷ lệ (%) Quá nhiều cạnh tranh/cạnh tranh không lành mạnh 340 32,23 Thiếu vốn/tín dụng 325 30,81 Nhu cầu hạn chế đối với hàng hoá/dịch vụ/giảm đơn đặt hàng 185 17,53 Cơ chế, chính sách của Nhà nước không ổn định 20 1,90 Có quá nhiều sự can thiệp của cán bộ địa phương 5 0,47 Khó khăn để có được chứng nhận/giấy phép 3 0,28 Khác 177 16,78 Tổng 1.055 100 Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu điều tra SMEs, 2015 Bảng 5 cho thấy tỷ lệ 78,7% doanh nghiệp vay để bổ sung vốn cho hoạt động sản xuất kinh doanh. Tuy nhiên, chỉ có tỷ lệ 56,9% là tiếp cận được nguồn vốn vay từ các ngân hàng và các TCTD chính thức, và hơn 43,1% doanh nghiệp có nhu cầu vốn nhưng chỉ có thể tiếp cận nguồn vốn không chính thức (Bảng 5). Bảng 5. Đặc điểm vay vốn của doanh nghiệp Vay Vay Vay Không vay Quy mô phi chính thức và chính thức được doanh chính thức phi chính thức nghiệp Tần Tỷ lệ Tần Tỷ lệ Tần Tỷ lệ Tần Tỷ lệ số (%) số (%) số (%) số (%) Siêu nhỏ 164 55,07 283 78,04 93 45,81 182 81,85 Nhỏ 129 43,24 95 21,34 108 53,20 56 17,93 Vừa 5 1,69 1 0,62 2 0,99 0 0,22 Tổng 298 100 379 100 203 100 238 100 Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu điều tra SMEs, 2015 Trong nhiều năm qua, Nhà nước đã có nhiều giải pháp nhằm giúp cộng đồng SMEs dễ dàng tiếp cận hơn với nguồn vốn tín dụng chính thức. Dù vậy, tỷ lệ doanh nghiệp bị giới hạn tín dụng vẫn khá cao với hơn 60% tổng số doanh nghiệp khảo sát (55 trường hợp bị giới 389
hạn tín dụng một phần và 617 trường hợp bị giới hạn tín dụng toàn phần). Trong đó, doanh nghiệp bị giới hạn tín dụng có quy mô nhỏ và siêu nhỏ chiếm tỷ lệ hơn 99% (Bảng 6). Bảng 6. Giới hạn tín dụng chính thức theo quy mô doanh nghiệp Không bị Bị giới hạn Bị giới hạn giới hạn tín dụng tín dụng Quy mô tín dụng một phần toàn phần doanh nghiệp Tần Tỷ lệ (%) Tần số Tỷ lệ (%) Tần số Tỷ lệ (%) số Siêu nhỏ 232 52,02 25 45,45 465 75,36 Nhỏ 207 46,41 30 54,55 151 24,47 Vừa 7 1,57 0 0,00 1 0,17 Tổng 446 100 55 100 617 100 Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu điều tra SMEs, 2015 Trong số 672 trường hợp bị giới hạn tín dụng (một phần hoặc toàn phần), có 161 trường hợp, tương đương 24,0%, gặp khó khăn do thủ tục hành chính, cán bộ ngân hàng. Tiếp theo là nguyên nhân từ tâm lý sợ bị mắc nợ và lãi suất quá cao, chiếm tỷ trọng lần lượt là 21,6% và 20,5%. Nguyên nhân bị giới hạn tín dụng do thiếu thế chấp xếp thứ tư trong danh sách những vướng mắc mà doanh nghiệp gặp phải khi có nhu cầu vay vốn (Bảng 7). Bảng 7. Những khó khăn mà doanh nghiệp gặp phải khi có nhu cầu vay vốn Khó khăn Tần số Tỷ lệ (%) Khó khăn do thủ tục hành chính, cán bộ của ngân hàng 161 23,96 Tâm lý sợ bị nợ 145 21,58 Lãi suất quá cao 138 20,54 Thiếu thế chấp 64 9,52 Không luận chứng đầy đủ về tiềm năng của doanh nghiệp 16 2,38 Đang trong tình trạng nợ nhiều 13 1,93 Quy định của Nhà nước quá phức tạp 13 1,93 Khác 122 18,16 Tổng 672 100 Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu điều tra SMEs, 2015 Kết quả điều tra còn cho thấy, trong số 527 doanh nghiệp nộp hồ sơ xin vay vốn thì có hơn 93,5% trường hợp có tài sản đảm bảo vốn vay. Đất đai là tài sản được doanh nghiệp mang đi thế chấp nhiều nhất, tương đương 57,4%. Kế đó là tài sản cá nhân, máy móc, thiết bị và nhà ở lần lượt chiếm tỷ trọng là 15,0%, 14,0% và 9,9% (Bảng 8). Bảng 8. Các hình thức thế chấp đối với khoản vay quan trọng nhất của doanh nghiệp Tiêu thức Tần số Tỷ lệ (%) Đất (có giấy chứng nhận quyền sử dụng đất) 283 57,40 Tài sản cá nhân 74 15,01 Máy móc, thiết bị 69 14,00 Nhà ở 49 9,94 Khác 18 3,65 Tổng 493 100 Nguồn: Tổng hợp từ dữ liệu điều tra SMEs, 2015 4.2 Kết quả ước lượng Kiểm định LR cho thấy có ít nhất một biến độc lập có ảnh hưởng đến giá trị của biến phụ thuộc ở các mô hình khi bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 1%. Như vậy, kết quả ước lượng của các biến độc lập trong các mô hình đáng tin cậy để giải thích cho vấn đề bị giới hạn tín dụng chính thức của SMEs. Thông tin chi tiết của kết quả ước lượng được trình bày ở Bảng 9. 390
Bảng 9. Kết quả ước lượng mô hình giới hạn tín dụng đối với SMEs Mô hình (1) Mô hình (2) Giới hạn tín dụng một phần (a) Giới hạn tín dụng toàn phần (b) Tên biến Sai số Sai số Sai số Hệ số  Tác động Hệ số  Tác động Hệ số  Tác động chuẩn chuẩn chuẩn biên biên biên (S.E) (S.E) (S.E) I. Thông tin tổng quát Tuổi doanh nghiệp -0,008 0,012 -0,001 -0,058** 0,028 -0,001 0,007 0,016 0,001 Logarit quy mô doanh nghiệp -0,143* 0,075 -0,012 0,209 0,160 0,006 -0,262*** 0,097 -0,017 Giấy ĐKKD -0,246 0,257 -0,021 -0,957* 0,550 -0,023 -0,133 0,320 -0,004 QH chính quyền -0,485** 0,237 -0,042 -0,639 0,438 -0,014 -0,461 0,294 -0,025 Thành viên hiệp hội -0,232 0,347 -0,020 0,483 0,546 0,015 -0,679* 0,396 -0,043 II. Thông tin về hoạt động sản xuất kinh doanh và tình hình tài chính Tỷ số DT thuần/Tổng TS 0,000 0,000 0,000 -0,000 0,000 -0,000 0,000 0,000 0,000 Số lần bị TCTD từ chối cho vay 5,244*** 1,014 0,457 4,460*** 0,844 0,095 3,010*** 0,896 0,160 Không trả nợ đúng hạn -0,375 0,432 -0,033 0,719 0,628 0,022 -0,972** 0,446 -0,061 Vay phi chính thức 0,794*** 0,209 0,069 0,441 0,414 0,006 1,184*** 0,260 0,069 Số chủ nợ -0,099*** 0,037 -0,009 -0,016 0,100 0,000 -0,122*** 0,041 -0,007 Không_tài sản thế chấp 3,775*** 0,901 0,329 4,788*** 0,957 0,103 3,127*** 1,065 0,166 III. Thông tin về người chủ/quản lý doanh nghiệp Tuổi của chủ/quản lý 0,022** 0,011 0,002 0,022 0,020 0,000 0,028** 0,013 0,002 Đại học trở lên -0,026 0,280 -0,002 -0,022 0,550 -0,000 -0,054 0,328 -0,003 Thái độ với rủi ro -0,007 0,103 -0,001 -0,209 0,205 -0,005 -0,024 0,126 -0,000 IV. Thông tin liên quan đến khoản vay chính thức Thời hạn vay ngắn hạn -4,382*** 0,266 -0,382 0,748 0,529 0,188 -38,872 535,998 -2,325 Chưa từng vay -2,714*** 0,404 -0,236 1,217*** 0,463 0,055 -5,691*** 0,799 -0,345 Bảo lãnh -5,721*** 1,810 -0,498 -3,883 1,496 0,017 -25,486 12.941,6 -1,505 Hệ số chặn 2,321 0,731 - -4,918 1,527 - 2,705 0,930 - Giá trị log likelihood -333,32 -320,62 Giá trị kiểm định chi2 Prob > chi2 = 0,0000 Prob > chi2 = 0,0000 2 Pseudo R 55,67% 65,97% Phần trăm dự báo đúng 89,98% 90,25% Số quan sát 1.118 1.118 Ghi chú: *,**,*** là các mức ý nghĩa tại 10%, 5% và 1%. 391
Mô hình (1) có 10 biến có ý nghĩa bao gồm: logarit quy mô doanh nghiệp, quan hệ với chính quyền/đoàn thể, số lần bị TCTD từ chối cho vay, vay phi chính thức, số chủ nợ, không_tài sản thế chấp, tuổi quản lý/chủ, thời hạn vay ngắn hạn, chưa từng vay và bảo lãnh. Mô hình (2a) có 5 biến có ý nghĩa bao gồm: tuổi doanh nghiệp, giấy đăng ký kinh doanh, số lần bị TCTD từ chối cho vay, không_tài sản thế chấp và chưa từng vay. Mô hình (2b) có 9 biến có ý nghĩa bao gồm: logarit quy mô doanh nghiệp, thành viên hiệp hội, số lần bị TCTD từ chối cho vay, không trả nợ đúng hạn, vay phi chính thức, số chủ nợ, không_tài sản thế chấp, tuổi quản lý/chủ và chưa từng vay. Hệ số tác động biên của biến tuổi doanh nghiệp cho thấy, khi các yếu tố khác không đổi, nếu thời gian hoạt động của SMEs càng dài thì khả năng không bị giới hạn tín dụng một phần sẽ tăng 0,1 điểm phần trăm ở mức ý nghĩa 5% (mô hình 2a). Điều này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Beck và Cull (2014), Vương Quốc Duy (2016). Thông thường, thâm niên hoạt động càng dài thì doanh nghiệp tích tụ được nhiều tài sản, khả năng tiếp cận tín dụng cao. Biến logarit quy mô doanh nghiệp có ảnh hưởng đến tình trạng bị giới hạn tín dụng của SMEs với mức ý nghĩa 10% (mô hình 1) và 1% (mô hình 2b). Hệ số tác động biên cho thấy khi doanh nghiệp có quy mô càng lớn, giá trị tài sản tích lũy càng lớn thì khả năng không bị giới hạn tín dụng toàn phần càng cao. Biến giấy đăng ký kinh doanh tương quan nghịch với tình trạng bị giới hạn tín dụng một phần ở mức ý nghĩa 10% (mô hình 2a). Kết quả này phản ánh thực tế rằng các doanh nghiệp, đặc biệt là các cơ sở kinh doanh cá thể càng khó khăn hơn trong việc tiếp cận các khoản vay chính thức, khi không có đủ hồ sơ pháp lý, cụ thể là không đăng ký kinh doanh với cơ quan có thẩm quyền tại địa phương. Thông thường, nhóm doanh nghiệp này chỉ được vay những khoản vay có giá trị thấp và ít hơn yêu cầu xin vay. Biến quan hệ với chính quyền/đoàn thể và biến thành viên hiệp hội đều tương quan nghịch với tình trạng bị giới hạn tín dụng của SMEs, lần lượt có ý nghĩa ở mức 5% (mô hình 1) và 10% (mô hình 2b). Điều này cho thấy khi doanh nghiệp càng có nhiều mối quan hệ với các tổ chức kinh tế-xã hội thì càng dễ dàng hơn trong việc tiếp cận các khoản vốn vay từ các TCTD. Biến số lần bị TCTD từ chối cho vay đều có ý nghĩa ở mức 1% trong cả hai mô hình (1) và (2), khi các yếu tố khác không đổi. Hệ số tác động biên cho thấy khi số lần bị từ chối cho vay tăng thì khả năng doanh nghiệp khó tiếp cận với khoản vay lần tới tăng đến 45,7 điểm phần trăm (mô hình 1). Biến không trả nợ đúng hạn cho kết quả tương quan nghịch và có ý nghĩa ở mức 5% với hệ số tác động biên là 6,1 điểm phần trăm (mô hình 2b). Điều này có nghĩa là việc không trả nợ đúng hạn không làm SMEs hoàn toàn mất đi cơ hội tiếp cận các khoản vốn vay từ các TCTD. Thực tế, các ngân hàng sẽ tiếp tục xét duyệt hồ sơ vay vốn và vẫn hỗ trợ vốn để SMEs có tiềm năng phát triển vượt qua khó khăn nhất thời trong hoạt động kinh doanh. Biến vay phi chính thức cung cấp thông tin rằng doanh nghiệp có vay bất kỳ khoản vay nào từ bạn hàng, người quen hay người cho vay phi chính thức chuyên nghiệp (bao gồm các khoản thiếu chịu) song song với khoản vay chính thức. Hệ số tác động biên ghi nhận khi doanh nghiệp có khoản vay phi chính thức trong khi nộp đơn xin vay vốn tại các TCTD thì khả năng bị các tổ chức này hạn chế số tiền cho vay là 6,9 điểm phần trăm, khi các yếu tố khác không đổi (ở mức ý nghĩa 1% trong mô hình 1 và 2b). Biến số chủ nợ cho biết số lượng cá nhân, doanh nghiệp và TCTD thường xuyên hỗ trợ vốn hoặc cho doanh nghiệp nợ tiền, đây có thể được xem là một yếu tố chứng tỏ uy tín của doanh nghiệp. Kết quả cho thấy khi số lượng người hỗ trợ vốn cho doanh nghiệp càng nhiều thì khả năng doanh nghiệp bị giới hạn tín dụng giảm 0,9 điểm phần trăm (mô hình 1), cụ thể khả năng không bị hạn chế toàn phần số tiền xin vay là 0,7 điểm phần trăm (mô hình 2b), ở mức ý nghĩa 1%, khi các yếu tố khác không đổi. 392
Tài sản thế chấp thường được xem là một yếu tố rất quan trọng trong hồ sơ xin vay vốn. Hệ số tác động biên của biến không_tài sản thế chấp cho thấy khi doanh nghiệp không có tài sản đảm bảo để vay vốn thì khả năng bị giới hạn tín dụng tăng 32,9 điểm phần trăm (mô hình 1), 10,3 và 16,6 điểm phần trăm lần lượt ở mô hình (2a) và (2b), khi các yếu tố khác không đổi (với mức ý nghĩa 1%). Thực tế, việc đảm bảo khoản vay bằng tài sản sẽ làm giảm đáng kể rủi ro mất trắng của ngân hàng và các TCTD nên thường được yêu cầu trong hầu hết các khoản xin vay. Kết quả này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Chan và Kanatas (1985), Petrick (2004), Okurut và cộng sự (2011) và Vương Quốc Duy (2016). Biến tuổi quản lý/chủ đều cho kết quả đồng biến ở mô hình (1) và (2b) với mức ý nghĩa 5%. Thông thường, tuổi đời càng lớn thì kinh nghiệm tích lũy càng đa dạng nhưng tuổi tác cũng thường đi kèm với các vấn đề sức khỏe và tính chính xác của các quyết định, nhất là liên quan đến hoạt động kinh doanh nên các TCTD cũng khá dè dặt khi tài trợ vốn cho SMEs có người chủ/quản lý lớn tuổi. Biến thời hạn vay ngắn hạn có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, khi các yếu tố khác không đổi (mô hình 1). Do khả năng chống chịu yếu trước những khó khăn trong hoạt động sản xuất kinh doanh của SMEs nước ta nên các TCTD có xu hướng tài trợ vốn ngắn hạn. Biến chưa từng vay có ý nghĩa thống kê ở cả hai mô hình (1) và (2) với mức ý nghĩa là 1%, khi các yếu tố khác không đổi. Dù không bị giới hạn tín dụng hoàn toàn nhưng khả năng bị giới hạn tín dụng một phần của doanh nghiệp tăng 5,5 điểm phần trăm nếu doanh nghiệp là khách hàng mới (mô hình 2a). Thông thường, vì thiếu thông tin về lịch sử vay trả, uy tín tín dụng của khách hàng, các ngân hàng sẽ kiểm tra thông tin khá gắt gao trước khi quyết định cấp vốn và có xu hướng chỉ đáp ứng một phần vốn vay cho các doanh nghiệp mới nộp đơn lần đầu. Biến bảo lãnh tương quan nghịch với khả năng bị giới hạn tín dụng (mô hình 1), có ý nghĩa ở mức 1%, nếu các yếu tố khác không đổi. Hệ số tác động biên cho thấy khi khoản vay có người bảo lãnh thì khả năng bị giới hạn tín dụng giảm 49,8 điểm phần trăm. Điều này tương đồng với kết quả nghiên cứu về tình hình tài chính của các doanh nghiệp nhỏ ở Mỹ của Berger và Udell (1998) và vấn đề tài sản thế chấp để vay vốn của SMEs ở Bangladesh của Hoque và cộng sự (2016). Sau cùng, về mặt thống kê, các biến tỷ số doanh thu thuần/tổng giá trị tài sản, đại học trở lên, thái độ đối với rủi ro hoàn toàn không ảnh hưởng đến khả năng bị giới hạn tín dụng chính thức của SMEs ở mức ý nghĩa 10%. 5. Kết luận Tiếp cận vốn vay theo nhu cầu là một trong những thách thức lớn đối với sự phát triển của doanh nghiệp, đặc biệt là cộng đồng SMEs. Nghiên cứu chỉ ra rằng, các yếu tố liên quan đến đặc điểm doanh nghiệp như tuổi doanh nghiệp, quy mô doanh nghiệp, có/không giấy chứng nhận đăng ký kinh doanh, quan hệ với chính quyền/đoàn thể, thành viên hiệp hội, tuổi của người chủ/quản lý, các yếu tố về lịch sử vay trả và tình hình tài chính của doanh nghiệp gồm số lần bị TCTD từ chối cho vay, không trả nợ đúng hạn, vay phi chính thức, số chủ nợ, không có tài sản thế chấp, thời hạn vay ngắn hạn, người bảo lãnh, đã/chưa từng vay có ảnh hưởng đến vấn đề bị giới hạn tín dụng chính thức ở doanh nghiệp. Bên cạnh đó, kết quả phân tích đã chỉ ra được sự khác biệt của một vài nhân tố tác động đến trường hợp chỉ bị giới hạn tín dụng một phần và trường hợp bị loại hoàn toàn khỏi danh sách khách hàng được vay vốn của các TCTD chính thức. Như vậy, kết quả từ nghiên cứu này đã bổ sung thêm bằng chứng thực nghiệm về giới hạn tín dụng đối với SMEs, một hiện tượng phổ biến ở thị trường tín dụng Việt Nam. Đây sẽ là cơ sở cho các chính sách khơi thông dòng vốn tín dụng đối với SMEs nhằm giúp các doanh nghiệp nhận ra lợi thế cũng như bất lợi của doanh nghiệp mình trong quá trình đi vay. Từ kết quả nghiên cứu, một số khuyến nghị được đề xuất nhằm giảm giới hạn tín dụng bao gồm (i) môi trường kinh doanh cần được nhanh chóng cải thiện, đặc biệt là đơn 393
giản hóa các thủ tục hành chính trong cấp phép cho doanh nghiệp; (ii) các quy định về hỗ trợ tín dụng của Ngân hàng Nhà nước cần gắn với quy mô và loại hình doanh nghiệp. Song song đó, doanh nghiệp cần chủ động, tích cực hơn trong việc giải quyết các khó khăn trong quá trình sản xuất kinh doanh, tạo dựng và giữ gìn uy tín, hình ảnh của doanh nghiệp mình trên thương trường, nhất là trong các giao dịch tín dụng. Ngoài ra, với đặc điểm pháp lý và điều kiện hoạt động của SMEs tại Việt Nam, các TCTD cũng cần đa dạng hóa các sản phẩm để doanh nghiệp có cơ hội tiếp cận với nguồn vốn vay ưu đãi phù hợp với đặc điểm của từng nhóm doanh nghiệp. Hơn nữa, trong bối cảnh toàn cầu đang bước vào cuộc cách mạng công nghiệp lần thứ IV (còn gọi là cuộc cách mạng 4.0), bên cạnh việc hoàn thiện các hình thức giao dịch truyền thống, các ngân hàng và các TCTD cần nhanh chóng triển khai các dịch vụ thanh toán mới, hiện đại dựa trên nền tảng ứng dụng công nghệ thông tin và viễn thông để tiết kiệm thời gian, chi phí cho các giao dịch tài chính giữa SMEs và các TCTD. TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Adams, D. & Vogel, R. (1986). Rural financial markets in developing countries: Recent controlversies and lessons. World Development, 14, pp. 477-487. 2. Agostino, M., Silipo, D.B., & Trivieri, F. (2008). The effects of screening and monitoring on credit rationing of SMEs. Economic Notes by Banca Monte dei Paschi di Siena SpA, 37(2), pp. 155–179. 3. Ahiawodzi, A.K. & Sackey, F.G. (2013). Determinants of credit rationing to the private sector in Ghana. African Journal of Business Management, 7(38), pp. 3.864-3.874. 4. Ajagbe, F.A. (2012). Features of small scale enterpreneur and access to credit in Nigeria: A microanalysis. American Journal of Social and Management Sciences, 3(1), pp. 39-44. 5. Atman, E.I. (1968). Financial ratios, discriminant analysis and the prediction of corporate bankruptcy. The Journal of Finance, 23(4), pp. 589-609. 6. Beck, T. & Cull, R. (2014). SME finance in Africa. Policy Research working paper, No. WPS 7018. Washington, DC: World Bank Group. 7. Berger, A.N. & Udell, G.F. (1998). The economics of small business finance. Journal of Banking and Finance, 22, pp. 613-673. 8. Cameron, A.C. & Trivedi, P.K. (2010). Microeconometrics using STATA, Revised Edition. Stata Press books. 9. Casson, M. & Giusta, M.D. (2007). Entreprenueurship and social capital. International Small Business Journal, 25(3), pp. 220-244. 10. Chan Y.S. & Kanatas G. (1985). Asymmetric valuation and the role of collateral in loan agreements. Journal of Money, Credit and Banking, 17, pp. 85-95. 11. Cheng, X., & Degryse, H. A. (2010). Information sharing and credit rationing: Evidence from the introduction of a public credit registry. CentER Discussion Paper, Vol. 2010- 34S. Tilburg: Finance. 12. CIEM, DoE và ILSSA (2014). Đặc điểm môi trường kinh doanh ở Việt Nam: Kết quả điều tra doanh nghiệp nhỏ và vừa năm 2013. Hà Nội: Nhà xuất bản Tài chính. 13. Dohmen, T., Falk, A., Huffman, D., & Uwe, S. (2006). The intergenerational transmission of risk and trust attitudes. IZA Discussion Paper, 2380, http://nbn- resolving.de/urn:nbn:de:101:1-20090406172 14. Falk, A., Becker, A., Dohmen, T. J., Huffman, D., & Sunde, U. (2016). The preference survey module: A validated instrument for measuring risk, time, and social preferences. IZA Discussion Paper, 9674, http://ftp.iza.org/dp9674.pdf 15. Fenwick, L. & Lyne, M.C. (1998). Factors influencing internal and external credit rationing among small-scale farm households in KwaZulu-Natal. Agrekon, 37(4), pp. 495-505. 16. Greene, W. H. (2012). Econometric analysis. Boston: Pearson Education. 394