- Trang Chủ
- Ngân hàng - Tín dụng
- Đòn bẩy tài chính, dòng tiền hoạt động kinh doanh và kiệt quệ tài chính của các công ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
Xem mẫu
- Đòn bẩy tài chính, dòng tiền hoạt động kinh doanh và
kiệt quệ tài chính của các công ty phi tài chính niêm yết
tại Việt Nam
Lê Hoàng Vinh - Nguyễn Hải Bình
Trường Đại học Kinh tế- Luật, Đại học Quốc gia TP. HCM
Ngày nhận: 25/11/2021 Ngày nhận bản sửa: 09/12/2021 Ngày duyệt đăng: 18/01/2022
Tóm tắt: Mục tiêu nghiên cứu của bài viết là đánh giá vai trò điều tiết của dòng tiền
hoạt động kinh doanh đối với tác động của đòn bẩy tài chính đến kiệt quệ tài chính
cho trường hợp các công ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam. Nhóm tác giả sử
dụng phương pháp chọn mẫu có mục đích và xác định được mẫu nghiên cứu gồm
505 công ty trong giai đoạn 2015- 2020. Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo
cáo tài chính đã kiểm toán của các công ty và tồn tại dưới dạng bảng cân bằng với
3.030 quan sát. Theo đó, kết quả ước lượng đã đúc kết rằng đòn bẩy tài chính tác
động cùng chiều đến kiệt quệ tài chính, dòng tiền hoạt động kinh doanh tác động
ngược chiều đến kiệt quệ tài chính, và dòng tiền này đóng vai trò điều tiết giảm tác
Financial leverage, operating cash flows and financial distress of listed non-financial
companies in Vietnam
Abstract: The purpose of this paper is to evaluate the moderation of operating cash flows on the impact
of financial leverage on financial distress of listed non-financial companies in Vietnam. The authors
used purposive sampling method and identified a sample of 505 companies in the period 2015- 2020.
Research data is collected from audited financial statements of companies, and it is organized as a
balanced panel data with 3,030 observations. Accordingly, the estimated results concluded that the
financial leverage has a positive impact on financial distress, the operating cash flows has a negative
impact on financial distress, and this cash flow acts as a moderator to decrease the impact of financial
leverage on financial distress. Based on the research results, the authors recommend that financial
managers need to combine a close analysis of the decision to use financial leverage with the ability to
generate money from operating activities; this is expected to ensure the financial health of companies.
In addition, the article also implies that the financial distress does not become a serious problem
for leveraged companies if financial managers maintain an appropriate balance among inflows and
outflows from the operating activities.
Keywords: Operating cash flows; Financial leverage; Financial distress
Le, Hoang Vinh
Email: vinhlh@uel.edu.vn
Nguyen, Hai Binh
Email: binhnh19604@sdh.edu.vn
Organization of all: University of Economics and Law, Viet Nam National University- Ho Chi Minh City
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng © Học viện Ngân hàng
Số 238- Tháng 3. 2022 24 ISSN 1859 - 011X
- LÊ HOÀNG VINH - NGUYỄN HẢI BÌNH
động của đòn bẩy tài chính đến kiệt quệ tài chính. Căn cứ kết quả nghiên cứu, nhóm
tác giả khuyến nghị các nhà quản trị tài chính cần kết hợp phân tích chặt chẽ giữa
quyết định sử dụng đòn bẩy tài chính với khả năng tạo tiền từ hoạt động sản xuất
kinh doanh để đảm bảo sự lành mạnh tài chính cho các công ty. Ngoài ra, bài viết
còn hàm ý rằng kiệt quệ tài chính không trở thành vấn đề nghiêm trọng đối với các
công ty sử dụng nợ nếu duy trì được sự cân đối phù hợp giữa các khoản thu và chi
từ hoạt động kinh doanh.
Từ khóa: Dòng tiền hoạt động kinh doanh, Đòn bẩy tài chính, Kiệt quệ tài chính
1. Giới thiệu cao giá trị công ty.
Với bản chất cơ bản của sử dụng nợ và ý
Dưới góc độ quản trị tài chính, nợ là nguồn nghĩa của dòng tiền gắn với vấn đề kiệt quệ
tài trợ với chi phí cố định, tạo nên đòn bẩy tài chính như đề cập trên, việc đánh giá và
tài chính cho công ty (Ngô Kim Phượng & tìm ra bằng chứng đáng tin cậy về vai trò
cộng sự, 2021; Horne & Wachowicz, 2008; điều tiết của dòng tiền hoạt động kinh doanh
Arnold, 2013). Lý thuyết đánh đổi trong cơ đối với tác động của đòn bẩy tài chính hình
cấu vốn cho rằng các công ty sẽ phải đối thành bởi nợ đến tình trạng kiệt quệ tài
mặt với kiệt quệ tài chính cùng với quyết chính đảm bảo ý nghĩa khoa học và thực
định tài trợ bằng nợ và gia tăng nguồn tài tiễn cho quản trị tài chính công ty. Theo đó,
trợ này; và mâu thuẫn cơ bản của tình trạng bài viết này sẽ trả lời câu hỏi nghiên cứu
kiệt quệ tài chính xuất phát từ những cam “Dòng tiền hoạt động kinh doanh có điều
kết thanh toán nợ gốc và lãi vay cho các tiết giảm tác động cùng chiều của đòn bẩy
chủ nợ (Brealey & cộng sự, 2008; Arnold, tài chính đến kiệt quệ tài chính tại các công
2013; Horne & Wachowicz, 2008). ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam hay
Lee (1986), Atrill & McLaney (2017), Ngô không?”. Kết quả nghiên cứu được kỳ vọng
Kim Phượng & cộng sự (2021) đều cho cung cấp thông tin hữu ích về mối quan hệ
rằng dòng tiền như là mạch máu trong cơ giữa quyết định tài trợ có chi phí cố định,
thể con người, sự thiếu hụt tiền đáp ứng khả năng tạo tiền và sức khỏe tài chính của
cho các nhu cầu phát sinh trong quá trình các công ty; từ đó các nhà quản trị có thể
hoạt động nhưng lại không tìm được nguồn tham chiếu để đưa ra những quyết định và
tài trợ sẽ trở thành mối đe dọa và đẩy công chính sách tài chính hợp lý.
ty rơi vào tình trạng mất khả năng thanh
toán, các cam kết trách nhiệm tài chính 2. Cơ sở lý thuyết, bằng chứng thực
với chủ nợ sẽ không được thực hiện như nghiệm và giả thuyết nghiên cứu
hợp đồng tín dụng đã ký kết, và công ty
rơi vào tình trạng kiệt quệ tài chính. Ngược Lý thuyết đánh đổi trong cơ cấu vốn theo
lại, một công ty với dòng tiền thặng dư dồi đề xuất của Myers (1977) cho rằng công
dào được tạo ra từ hoạt động sản xuất kinh ty sử dụng nợ hình thành đòn bẩy tài chính
doanh không chỉ đảm bảo trách nhiệm với không chỉ mang lại giá trị tăng thêm nhờ
các chủ nợ mà còn đảm bảo trách nhiệm khoản tiết kiệm thuế từ lãi vay, mà còn gia
với chủ sở hữu cũng như gia tăng cơ hội tăng tình trạng kiệt quệ tài chính và công
mở rộng đầu tư, tăng trưởng nhằm nâng ty phải tốn kém chi phí cho tình trạng này
Số 238- Tháng 3. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 25
- Đòn bẩy tài chính, dòng tiền hoạt động kinh doanh và kiệt quệ tài chính của các công ty
phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
(Brealey & cộng sự, 2008; Arnold, 2013; với trường hợp các công ty phi tài chính
Horne & Wachowicz, 2008). Tuy nhiên, niêm yết tại Kenya. Nghiên cứu thực
kiệt quệ tài chính có thể chỉ là những khó nghiệm của Ikpesu & Eboiyehi (2018),
khăn tạm thời trong việc thực hiện cam kết phân tích dữ liệu từ 58 công ty sản xuất
và trách nhiệm tài chính với chủ nợ, nhưng niêm yết tại Nigeria giai đoạn 2010- 2016,
cũng có thể trở thành vấn đề nghiêm trọng kết quả khẳng định tác động cùng chiều của
và công ty bị phá sản (Brealey & cộng sự, cấu trúc vốn với sự tham gia bởi đòn bẩy tài
2008). Theo Ngô Kim Phượng & cộng chính đến kiệt quệ tài chính, theo đó nhóm
sự (2021), Lee (1986), Atrill & McLaney tác giả này gợi ý các nhà quản lý công ty
(2017), dòng tiền hoạt động kinh doanh thể cần thận trọng khi lựa chọn cấu trúc vốn,
hiện khả năng tạo tiền của công ty, đây là Chính phủ nên khuyến khích công ty ưu
nguồn lực tài chính vững chắc từ nội lực để tiên nguồn tài trợ nội bộ hình thành từ lợi
công ty có thể thực hiện trách nhiệm không nhuận giữ lại hơn là huy động các nguồn
chỉ đối với chủ nợ mà còn các cổ đông cũng tài trợ bên ngoài thông qua chính sách thuế,
như cơ hội tích lũy để gia tăng đầu tư và tạo hay Ngân hàng Nhà nước Việt Nam có thể
giá trị gia tăng cho công ty. Như vậy, công chỉ đạo các ngân hàng thương mại cho vay
ty sử dụng đòn bẩy tài chính sẽ tác động với lãi suất thấp hơn đối với lĩnh vực sản
cùng chiều đến kiệt quệ tài chính, và dòng xuất nhằm tạo sự ổn định cho các công ty.
tiền hoạt động kinh doanh sẽ không chỉ tác Tương tự, Giarto & Fachrurrozie (2020),
động ngược chiều đến kiệt quệ tài chính mà Abdioğlu (2019), Lee & Manual (2019),
còn đóng vai trò điều tiết giảm mối quan hệ Dance & Mad (2019), Muigai & Muriithi
tác động cùng chiều của đòn bẩy tài chính (2017) cũng đưa ra bằng chứng về tác động
đến kiệt quệ tài chính tại các công ty. cùng chiều của đòn bẩy tài chính đến kiệt
Với bản chất của nợ là nguồn tài trợ mang quệ tài chính. Nhưng ngược lại, Pourali
tính hoàn trả, dưới góc độ quản trị tài chính, & cộng sự (2013) phân tích dữ liệu từ 32
công ty tài trợ bằng nợ sẽ làm tăng thêm rủi công ty niêm yết trên thị trường chứng
ro, trong đó có sự gia tăng rủi ro kiệt quệ khoán Tehran trong giai đoạn 2007- 2011,
tài chính (Brealey & cộng sự, 2008; Ngô Pranowo & cộng sự (2010) xem xét 200
Kim Phượng & cộng sự, 2021). Lý thuyết công ty phi tài chính niêm yết tại Indonesia
thanh khoản của Keynes (1936) chỉ ra rằng từ năm 2004 đến năm 2008, đều cung cấp
công ty có 3 động cơ nắm giữ tiền là giao bằng chứng về tác động ngược chiều của
dịch, dự phòng và đầu cơ; theo đó, công đòn bẩy tài chính đến kiệt quệ tài chính.
ty có thể tạo ra được dòng tiền hoạt động Low & cộng sự (2001) cho rằng dòng tiền
kinh doanh thặng dư là cơ sở để gia tăng cung cấp thông tin đáng tin cậy để nhận
lượng tiền nắm giữ và giảm nguy cơ kiệt diện kiệt quệ tài chính của công ty với tỷ lệ
quệ tài chính. Như vậy, Lý thuyết thanh 82,40% đến 90%. Fawzi & cộng sự (2015)
khoản hàm ý rằng dòng tiền hoạt động kinh khẳng định các chỉ số dòng tiền có ý nghĩa
doanh tác động ngược chiều đến kiệt quệ quan trọng trong việc nhận diện kiệt quệ tài
tài chính, bên cạnh đó dòng tiền này còn chính với mức độ chính xác dự báo tổng thể
tham gia điều tiết giảm tác động cùng chiều lên là 82,10%, bao gồm tỷ lệ dòng tiền ròng
của đòn bẩy tài chính đến kiệt quệ tài chính. từ hoạt động kinh doanh trước lãi vay trên
Ong’era & cộng sự (2017) xác định rằng chi phí lãi vay, tỷ lệ dòng tiền ròng từ hoạt
79,90% phương sai của kiệt quệ tài chính động kinh doanh trên tổng nợ, tỷ lệ dòng
được giải thích bởi đòn bẩy tài chính đối tiền ròng từ hoạt động đầu tư trên tổng nợ
26 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 238- Tháng 3. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - NGUYỄN HẢI BÌNH
và tỷ lệ dòng tiền ròng từ hoạt động kinh người quản lý trong công ty. Điều này được
doanh trên doanh thu. kỳ vọng cải thiện hơn nữa về hiệu quả hoạt
Về dòng tiền tác động đến kiệt quệ tài động và qua đó giảm thiểu nguy cơ kiệt
chính, xem xét 31 công ty sản xuất thuộc quệ tài chính. Muigai & Muriithi (2017)
lĩnh vực dược phẩm và cơ bản niêm yết ước lượng dựa theo dữ liệu của 40 công ty
tại Indonesia giai đoạn 2013- 2017, Giarto phi tài chính niêm yết tại Kenya trong giai
& Fachrurrozie (2020) kết luận mối quan đoạn 2006- 2015 và khẳng định rằng quy
hệ ngược chiều. Sayari & Mugan (2013) mô công ty sẽ điều tiết gia tăng tác động
nghiên cứu trường hợp 124 công ty niêm cùng chiều của đòn bẩy tài chính đến kiệt
yết tại Istanbul, kết luận rằng kiệt quệ tài quệ tài chính, chi tiết hơn nhóm tác giả này
chính chịu tác động ngược chiều bởi dòng còn chỉ ra rằng mối quan hệ điều tiết cũng
tiền hoạt động kinh doanh và cùng chiều tương tự nếu sử dụng nợ dài hạn, nhưng vai
bởi dòng tiền hoạt động tài trợ. Finishtya trò điều tiết theo hướng ngược lại đối với
(2019) cũng xác định mối quan hệ tác động việc sử dụng nợ ngắn hạn.
ngược chiều của dòng tiền hoạt động kinh Về phương pháp ước lượng, các nghiên
doanh đến kiệt quệ tài chính. cứu thực nghiệm đều tiếp cận dữ liệu bảng,
Nhằm gia tăng tính vững chắc trong kiểm và từ đó xác định kết quả nghiên cứu và
soát kiệt quệ tài chính, Dance & Mad đúc kết theo mô hình tác động cố định
(2019) khuyến nghị các công ty cần triển (Abdioğlu, 2019; Lee & Manual, 2019;
khai phân tích các hệ số tài chính để cung Pranowo & cộng sự, 2010), phương pháp
cấp thông tin cảnh báo sớm và từ đó thiết bình phương tối thiểu tổng quát (Pourali &
lập chính sách phù hợp để ngăn chặn kiệt cộng sự, 2013), phương pháp bình phương
quệ tài chính, công ty cần quan tâm nhiều tối thiểu tổng quát khả thi (Muigai &
hơn đối với đòn bẩy tài chính khi thực hiện Muriithi, 2017), phương pháp bình phương
các biện pháp điều chỉnh trong mối quan tối thiểu và phân tích tương quan Pearson
hệ với khả năng sinh lời và dòng tiền hoạt (Baimwera & Muriuki, 2014; Sayari &
động kinh doanh. Theo Abdioğlu (2019), Mugan, 2013), phương pháp ước lượng
đối với tác động của mức độ sử dụng đòn hiệu chỉnh sai số dữ liệu bảng (Ikpesu &
bẩy tài chính trong cấu trúc vốn đến kiệt Eboiyehi, 2018), mô hình hồi quy Logistic
quệ tài chính, tác động này trở nên yếu hơn (Finishtya, 2019; Dance & Mad, 2019;
khi có sự điều tiết bởi quy mô công ty và Giarto & Fachrurrozie, 2020; Ong’era
khả năng sinh lời, nhưng sẽ mạnh hơn bởi & cộng sự, 2017; Low & cộng sự, 2001;
sự điều tiết bởi tài sản hữu hình. Ngoài ra, Fawzi & cộng sự, 2015).
Abdioğlu (2019) còn xác định, đối với tác Thông qua phương pháp ước lượng đã được
động của cấu trúc kỳ hạn nợ đại diện bởi tỷ kiểm định nhằm đảm bảo tính vững chắc,
trọng nợ dài hạn trong tổng nợ đến kiệt quệ gắn kết phù hợp với mục tiêu đề ra, các
tài chính, mối quan hệ tác động này trở nên nghiên cứu thực nghiệm đã cung cấp những
yếu hơn khi có điều tiết bởi khả năng sinh bằng chứng đáng tin cậy về tác động của
lời và tài sản hữu hình. đòn bẩy tài chính và dòng tiền đến kiệt quệ
Bên cạnh đó, Giarto & Fachrurrozie (2020) tài chính của các công ty, có thể cùng hoặc
còn chỉ ra vai trò điều tiết của quản trị công ngược chiều tùy trường hợp cụ thể. Ngoài
ty, yếu tố này sẽ làm giảm tác động của đòn ra, một số ít nghiên cứu còn kiểm định tác
bẩy tài chính đến kiệt quệ tài chính; theo động của đòn bẩy tài chính đến kiệt quệ tài
đó, nhóm tác giả gợi ý gia tăng sở hữu của chính khi có vai trò điều tiết của quản trị
Số 238- Tháng 3. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 27
- Đòn bẩy tài chính, dòng tiền hoạt động kinh doanh và kiệt quệ tài chính của các công ty
phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
công ty (Giarto & Fachrurrozie, 2020), quy doanh tác động ngược chiều đến kiệt quệ
mô công ty, tài sản hữu hình và khả năng tài chính
sinh lời (Abdioğlu, 2019). Nhóm tác giả cho Giả thuyết H3: Dòng tiền hoạt động kinh
rằng, để giải thích đáng tin cậy và cung cấp doanh đóng vai trò điều tiết giảm tác động
thông tin hữu ích về tổng thể sức khỏe tài cùng chiều của đòn bẩy tài chính đến kiệt
chính công ty, sự kết hợp đánh giá các yếu quệ tài chính.
tố trong những mối quan hệ điều tiết hay can
thiệp mang ý nghĩa thiết thực cho quyết định 3. Mô hình nghiên cứu
quản trị tài chính công ty.
Mặc dù đã có những nghiên cứu đánh giá Theo khoảng trống nghiên cứu và giả thuyết
các mối quan hệ điều tiết hay can thiệp của nghiên cứu đã xác định tại mục 2, mô hình
các yếu tố khi giải thích cho kiệt quệ tài nghiên cứu được thiết lập với biến phụ
chính của các công ty, tuy nhiên các bằng thuộc là kiệt quệ tài chính (DISTRESS),
chứng thực nghiệm từ nghiên cứu Giarto biến độc lập là đòn bẩy tài chính (FLEV)
& Fachrurrozie (2020) và Abdioğlu (2019) và dòng tiền hoạt động kinh doanh (OCF),
chưa đa dạng và chưa khai thác tập trung đồng thời OCF còn đóng vai trò là biến
vào bản chất hay mâu thuẫn, nguồn gốc cơ điều tiết, mối quan hệ giữa các biến được
bản của kiệt quệ tài chính; hay Pranowo mô tả khái quát tại Hình 1.
& cộng sự (2010) không xem xét yếu tố Ngoài ra, mô hình nghiên cứu của bài viết
dòng tiền trong mô hình nghiên cứu, nhưng còn bao gồm các kiểm soát (CONTROL),
nhóm tác giả có đề xuất rằng các công ty bao gồm quy mô công ty (SIZE) và độ tuổi
cần theo dõi các biến số tài chính có ảnh công ty (AGE). Như vậy, mô hình hồi quy
hưởng đến kiệt quệ tài chính ngay từ đầu được viết như sau:
giai đoạn suy giảm của dòng tiền và khi DISTRESSi,t= β0+ β1.FLEVi,t+ β2.OCFi,t +
dòng tiền hoạt động kinh doanh bị thâm β3.(FLEV.OCF)i,t+ αj.CONTROLj,i,t+ εi,t
hụt, đây là một tín hiệu cho tình trạng kiệt Trong đó: β, α là hệ số hồi quy, i và t tương
quệ tài chính. Vì vậy nhóm tác giả cho rằng ứng với từng công ty và theo từng năm, j là
đây là khoảng trống nghiên cứu liên quan thứ tự các biến kiểm soát, và ε là sai số của
kiệt quệ tài chính của các công ty, theo đó mô hình.
ba giả thuyết nghiên cứu của bài viết lần Bảng 1 tổng hợp cách đo lường các biến
lượt được xác định như sau: trong mô hình nghiên cứu, trong đó: biến
Giả thuyết H1: Đòn bẩy tài chính tác động DISTRESS được đo lường theo mô hình
cùng chiều đến kiệt quệ tài chính của Springate (1978), còn gọi là mô hình
Giả thuyết H2: Dòng tiền hoạt động kinh S-Score, nếu S-Score lớn hơn 0,862 thể
Nguồn: Đề xuất của nhóm tác giả
Hình 1. Mô hình nghiên cứu
28 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 238- Tháng 3. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - NGUYỄN HẢI BÌNH
Bảng 1. Đo lường các biến
Biến Cách đo lường Nghiên cứu thực nghiệm
S-Score = 1,03*X1 + 3,07*X2 + 0,66*X3 + 0,4*X4
X1 = Vốn lưu động/ Tổng tài sản
Springate (1978), Abdioğlu
DISTRESS X2 = Lợi nhuận trước thuế và lãi vay/ Tổng tài sản
(2019)
X3 = Lợi nhuận trước thuế/ Nợ ngắn hạn
X4 = Doanh thu/ Tổng tài sản
Abdioğlu (2019), Lee &
Nợ Manual (2019), Pourali &
FLEV
Tổng tài sản cộng sự (2013), Giarto &
Fachrurrozie (2020)
Dòng tiền ròng hoạt động kinh doanh Dance & Mad (2019), Fawzi
OCF & cộng sự (2015), Sayari &
Tổng tài sản Mugan (2013)
Muigai & Muriithi (2017),
Ikpesu & Eboiyehi (2018),
Abdioğlu (2019), Pourali &
SIZE Logarit (Tổng tài sản)
cộng sự (2013), Low & cộng
sự (2001), Sayari & Mugan
(2013)
Thời gian từ khi hoạt động dưới hình thức công ty
AGE Sayari & Mugan (2013)
cổ phần đến năm lựa chọn nghiên cứu
Nguồn: Tổng hợp của nhóm tác giả
hiện sức khỏe tài chính tốt, nhỏ hơn 0,862 Mẫu nghiên cứu bao gồm 505 công ty phi
chỉ ra tình trạng kiệt quệ tài chính và đúng tài chính niêm yết tại Việt Nam, được lựa
mức 0,862 là ngưỡng cảnh báo, chỉ số này chọn theo phương pháp chọn mẫu có mục
càng cao thể hiện kiệt quệ tài chính càng đích. Cụ thể, bài viết chọn công ty nếu thỏa
thấp và ngược lại; biến FLEV được đại mãn đồng thời các tiêu chí như sau: (i) Có
diện bởi tỷ số nợ, tỷ số này càng cao thể đầy đủ báo cáo tài chính từ năm 2015 đến
hiện mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính năm 2020, (ii) Tất cả báo cáo tài chính đã
càng cao và ngược lại; biến OCF được được kiểm toán và công ty kiểm toán đều
đại diện bởi tỷ lệ dòng tiền ròng từ hoạt có ý kiến chấp nhận tính trung thực và hợp
động kinh doanh trên tổng tài sản, tỷ lệ này lý dựa trên nguyên tắc trọng yếu. Tất cả dữ
dương chứng tỏ dòng tiền hoạt động kinh liệu nghiên cứu đều được thu thập từ Hệ
doanh thặng dư và công ty có khả năng tạo thống FiinPro thuộc Công ty cổ phần tập
tiền và ngược lại; biến SIZE được đại điện đoàn FiinGroup. Nhóm tác giả chọn phạm
bởi logarit của tổng tài sản, thang đo này vi thời gian từ năm 2015 đến năm 2020
đạt giá trị càng cao thể hiện quy mô công ty nhằm đảm bảo tính nhất quán cấu trúc các
càng lớn và ngược lại; biến AGE được đo khoản mục trong hệ thống báo cáo tài chính
lường bởi khoảng thời gian tính theo năm được lập theo chế độ kế toán hiện hành, căn
kể từ khi công ty hoạt động dưới hình thức cứ hướng dẫn của Thông tư 200/2014/TT-
công ty cổ phần đến năm lựa chọn nghiên BTC có hiệu lực từ ngày 01/01/2015.
cứu, khoảng thời gian này càng dài thể hiện Căn cứ phạm vi nghiên cứu theo thời gian
độ tuổi công ty càng cao và ngược lại. và không gian nêu trên, dữ liệu nghiên cứu
của bài viết được xác định dưới dạng bảng.
4. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu Theo đó, nhóm tác giả thực hiện ước lượng
Số 238- Tháng 3. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 29
- Đòn bẩy tài chính, dòng tiền hoạt động kinh doanh và kiệt quệ tài chính của các công ty
phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
kết quả hồi quy theo các phương pháp cơ vốn chủ sở hữu trong cơ cấu nguồn tài trợ.
bản là mô hình hồi quy gộp (POLS), mô Biến độc lập đồng thời đóng vai trò biến
hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) và mô điều tiết OCF trung bình là 0,0627, dao
hình ảnh hưởng cố định (FEM), kèm theo động từ giá trị nhỏ nhất là -0,7539 đến cao
là các kiểm định Hausman và Redundant nhất là 0,9117 với độ lệch chuẩn là 0,1362,
Fixed Effects để lựa chọn mô hình phù hợp. thể hiện rằng các công ty đảm bảo khả năng
Tiếp theo, nhóm tác giả thực hiện kiểm tạo tiền từ hoạt động sản xuất kinh doanh.
định các hiện tượng phương sai sai số thay Ngoài ra, Bảng 2 còn chỉ ra sự đa dạng về
đổi, đa cộng tuyến và tự tương quan; nếu có quy mô công ty qua thống kê mô tả biến
một trong những hiện tượng này thì phương SIZE, và biến AGE cho thấy rằng các công
pháp ước lượng bình phương tối thiểu tổng ty có thời gian hoạt động dưới hình thức
quát (GLS) sẽ được sử dụng để khắc phục công ty cổ phần trung bình gần 13 năm, thể
(Greene, 2018; Susmel, 2015). hiện sự khá vững chắc kinh nghiệm trong
quản lý tài chính cũng như triển khai hoạt
5. Kết quả nghiên cứu và thảo luận động sản xuất kinh doanh.
5.1. Thống kê mô tả 5.2. Phân tích tương quan và vấn đề đa
cộng tuyến
Bảng 2 tóm tắt kết quả thống kê mô tả các
biến, theo đó tất cả các biến đều có 3.030 Bảng 3 thể hiện ma trận hệ số tương quan và
quan sát từ 505 công ty trong giai đoạn 6 hệ số phóng đại phương sai (VIF). Theo đó,
năm, dữ liệu tồn tại dưới dạng bảng cân với mức ý nghĩa thống kê 1%, biến FLEV
bằng. Biến phụ thuộc DISTRESS trung bình và SIZE tương quan trái chiều với biến
là 1,4630 và dao động từ mức thấp nhất là DISTRESS, trong khi đó biến OCF tương
-5,3624 đến mức cao nhất là 18,7491, theo quan cùng chiều với biến DISTRESS. Như
đó các công ty được đánh giá sức khỏe tài vậy, biến động đòn bẩy tài chính và quy mô
chính tốt thể hiện qua chỉ số S-Score bình công ty cùng chiều với biến động kiệt quệ
quân trên mức tiêu chuẩn 0,862 (Springate, tài chính, nhưng sự thay đổi dòng tiền thể
1978). Biến độc lập FLEV trung bình là hiện khả năng tạo tiền từ hoạt động kinh
0,4779 với độ lệch chuẩn 0,2261, cho thấy doanh sẽ ngược chiều với biến động kiệt
các công ty sử dụng đòn bẩy tài chính quệ tài chính. Ngoài ra, Bảng 3 còn cho
tương đối thấp, nợ chiếm tỷ trọng thấp hơn biết mối tương quan âm giữa biến AGE với
Bảng 2. Thống kê mô tả các biến
Chỉ tiêu DISTRESS FLEV OCF SIZE AGE
Trung bình 1,4630 0,4779 0,0627 5,8308 12,7713
Trung vị 1,2540 0,4883 0,0570 5,7913 13,0000
Lớn nhất 18,7491 1,2441 0,9117 8,0669 27,0000
Nhỏ nhất -5,3624 0,0041 -0,7539 4,1830 3,0000
Độ lệch chuẩn 1,1722 0,2261 0,1362 0,6751 3,5182
Số quan sát 3.030 3.030 3.030 3.030 3.030
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu nghiên cứu bằng Eviews 10
30 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 238- Tháng 3. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - NGUYỄN HẢI BÌNH
Bảng 3. Ma trận hệ số tương quan và VIF
DISTRESS FLEV OCF SIZE AGE VIF
DISTRESS 1,0000
FLEV -0,3640*** 1,0000 1,1769
OCF 0,2888*** -0,1939*** 1,0000 1,0434
SIZE -0,1558*** 0,3329*** -0,0051ns 1,0000 1,1293
AGE -0,0110ns -0,0627*** 0,0138ns -0,0277ns 1,0000 1,0040
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu nghiên cứu bằng Eviews 10
(***) Mức ý nghĩa thống kê là 1%, (ns) Không đảm bảo ý nghĩa thống kê
biến DISTRESS không đảm bảo ý nghĩa tự tương quan, bởi vì FEM chỉ quan tâm
thống kê. đến những khác biệt mang tính cá nhân
Bên cạnh đó, hệ số tương quan âm giữa đóng góp vào mô hình nên không có hiện
biến FLEV với biến OCF và AGE lần lượt tượng tự tương quan (Susmel, 2015; Hair &
là -0,1939 và -0,0627, hệ số tương quan cộng sự, 2006). Bên cạnh đó, nhóm tác giả
dương giữa biến FLEV với biến SIZE là sử dụng kiểm định Wald với mức ý nghĩa
0,3329, đều đảm bảo mức ý nghĩa thống thống kê 1%, kết quả khẳng định có hiện
kê 1%; trong khi đó, mối tương quan giữa tượng phương sai sai số thay đổi và điều
các biến OCF, SIZE và AGE với nhau đều này dẫn đến sự không vững chắc của kết
không đảm bảo ý nghĩa thống kê. Do đó, quả ước lượng theo FEM. Vì vậy, nhóm tác
nhóm tác giả xác định rằng hiện tượng đa giả sử dụng phương pháp GLS khắc phục,
cộng tuyến không phải là vấn đề nghiêm kết quả ước lượng này được trình bày tại
trọng (Hair & cộng sự, 2006; Gujarati, cột cuối cùng của Bảng 4.
2008); kết quả này cũng thống nhất với Kết quả ước lượng theo GLS chỉ ra rằng: (i)
tiếp cận bằng VIF. Với VIF tại Bảng 3, dao Biến FLEV có hệ số hồi quy là -1,0786 với
động từ 1,0040 đến 1,1769 lần lượt cho các mức ý nghĩa 1%, khẳng định tác động ngược
biến AGE, OCF, SIZE và FLEV, tất cả các chiều của tỷ số nợ đến chỉ số S-Score, tức là
trường hợp đều nhỏ hơn 10 khẳng định hiện đòn bẩy tài chính tác động cùng chiều đến
tượng đa cộng tuyến không nghiêm trọng kiệt quệ tài chính; (ii) Biến OCF có hệ số
(Hair & cộng sự, 2006; Gujarati, 2008). hồi quy là 4,4962 với mức ý nghĩa 1%, cho
thấy tác động cùng chiều của dòng tiền hoạt
5.3. Kết quả ước lượng và các kiểm định động kinh doanh đến chỉ số S-Score, hàm ý
dòng tiền thể hiện khả năng tạo tiền từ hoạt
Bảng 4 trình bày kết quả ước lượng kèm các động kinh doanh tác động ngược chiều đến
kiểm định liên quan. Nhóm tác giả thực hiện kiệt quệ tài chính; (iii) Biến FLEV*OCF có
đồng thời các phương pháp cơ bản đối với dữ hệ số hồi quy là -6,5610 với mức ý nghĩa
liệu bảng là POLS, FEM và REM, kết quả 1%, xác định rằng dòng tiền hoạt động kinh
kiểm định Hausman và kiểm định Redundant doanh đóng vai trò điều tiết giảm tác động
Fixed Effects tại Bảng 4 đều đạt ý nghĩa thống cùng chiều của của đòn bẩy tài chính đến
kê tại mức 1% cho thấy FEM phù hợp hơn so kiệt quệ tài chính; (iv) Theo mức ý nghĩa
với hai mô hình ước lượng còn lại. thống kê 1%, các biến kiểm soát SIZE và
Căn cứ lựa chọn FEM nêu trên, nhóm tác AGE được chấp nhận với hệ số hồi quy
giả cho rằng mô hình không có hiện tượng lần lượt là -0,0738 và -0,0149, khẳng định
Số 238- Tháng 3. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 31
- Đòn bẩy tài chính, dòng tiền hoạt động kinh doanh và kiệt quệ tài chính của các công ty
phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
Bảng 4. Kết quả ước lượng và các kiểm định
Biến / Kiểm định POLS FEM REM GLS
-1,0575*** -1,7564*** -1,4784*** -1,0786***
FLEV
[-11,3680] [-8,7519] [-11,5689] [-28,3890]
6,3096*** 2,4743*** 3,3332*** 4,4962***
OCF
[22,0200] [9,8842] [13,9591] [24,8129]
-9,5869*** -3,6219*** -4,9657*** -6,5610***
FLEV*OCF
[-17,2262] [-7,8961] [-11,2362] [-21,8834]
-0,0956*** 0,0977ns -0,0781ns -0,0738***
SIZE
[-3,3082] [0,7651] [-1,6274] [-7,1493]
-0,0143*** -0,0556*** -0,0342*** -0,0149***
AGE
[-2,7359] [-6,7056] [-5,6231] [-7,9764]
2,5429*** 2,3743*** 2,9717*** 2,4199***
C
[14,4714] [3,5360] [10,9880] [37,6649]
Redundant Fixed 2.957,90
Effects [0,0000]
136,54
Hausman
[0,0000]
14.317,71
Wald
[0,0000]
Prob (F-statistic) 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu nghiên cứu bằng Eviews 10
(***) Mức ý nghĩa thống kê là 1%, (ns) Không đảm bảo ý nghĩa thống kê
quy mô công ty và độ tuổi công ty tác động tài chính cố định tăng thêm khi công ty gia
ngược chiều đến chỉ số S-Score, hay nói tăng mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính, dẫn
cách là các yếu tố này tác động cùng chiều đến mức độ an toàn tài chính của doanh
đến kiệt quệ tài chính. nghiệm suy giảm. Với bản chất của các
khoản nợ là tính hoàn trả sau một thời hạn
5.4. Thảo luận kết quả nghiên cứu nhất định, việc gia tăng mức độ sử dụng nợ
khi xem xét lựa chọn nguồn tài trợ sẽ gia
Thứ nhất, đòn bẩy tài chính tác động cùng tăng mức độ kiệt quệ tài chính nếu công ty
chiều đến kiệt quệ tài chính: Kết quả ước không giải quyết hài hòa trong mối quan hệ
lượng theo GLS đúc kết rằng nếu công ty với yêu cầu về hiệu quả sử dụng nợ cũng
gia tăng mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính như khả năng tạo tiền.
sẽ làm gia tăng tình trạng kiệt quệ tài chính Thứ hai, dòng tiền hoạt động kinh doanh
và ngược lại; kết quả này ủng hộ giả thuyết tác động ngược chiều đến kiệt quệ tài
nghiên cứu H1 của bài viết và thống nhất chính: Kết quả ước lượng theo GLS khẳng
với bằng chứng thực nghiệm từ nghiên cứu định rằng các công ty gia tăng thặng dư
của Ikpesu & Eboiyehi (2018), Giarto & dòng tiền hoạt động kinh doanh hoặc giảm
Fachrurrozie (2020), Abdioğlu (2019), Lee bớt tình trạng thâm hụt dòng tiền này thì
& Manual (2019), Dance & Mad (2019), nguy cơ kiệt quệ tài chính sẽ giảm và
Muigai & Muriithi (2017). Kết quả nghiên ngược lại; kết quả này ủng hộ giả thuyết
cứu này cung cấp bằng chứng cho tiếp cận nghiên cứu H2 của bài viết và thống nhất
của Lý thuyết đánh đổi trong cơ cấu vốn, với đúc kết từ nghiên cứu thực nghiệm của
giải thích rằng sự ràng buộc trách nhiệm Giarto & Fachrurrozie (2020), Finishtya
32 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 238- Tháng 3. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - NGUYỄN HẢI BÌNH
(2019), Sayari & Mugan (2013). Kết quả động kinh doanh với dòng tiền hoạt động
nghiên cứu này là minh chứng cho vai trò tài trợ nhằm đảm bảo mục tiêu lành mạnh
và ý nghĩa của dòng tiền hoạt động kinh tài chính và tiến đến sự gia tăng giá trị thị
doanh, nếu công ty đảm bảo cân đối hợp trường của công ty.
lý trong quản trị dòng tiền thu và chi để từ Ngoài ra, kết quả ước lượng còn xác định
đó tạo ra lượng tiền thặng dư từ hoạt động thêm rằng sự mở rộng của quy mô công ty
kinh doanh thì đây sẽ trở thành là nền tảng làm gia tăng tình trạng kiệt quệ tài chính
vững chắc cho công ty trong việc duy trì và và ngược lại, mối quan tác động này ủng
gia tăng được sự an toàn tài chính. Ngược hộ lý thuyết quá lớn để thất bại (Roe,
lại, các công ty liên tục xảy ra tình trạng 2014), theo đó giải thích rằng công ty phải
thâm hụt dòng tiền hoạt động kinh doanh chi nhiều hơn để tài trợ cho mở rộng quy
với mức độ thâm hụt càng lớn sẽ tất yếu mô nhưng lại không kiểm soát chặt chẽ rủi
dẫn đến những khó khăn và thậm chí là ro và sự kém hiệu quả trong việc thu hồi
công ty không thể thực hiện các cam kết tài vốn, dẫn đến gia tăng khó khăn tài chính.
chính với những chủ nợ, khi đó tình trạng Độ tuổi công ty càng cao cũng là yếu tố
kiệt quệ tài chính trở nên nghiêm trọng hơn giải thích cho sự gia tăng tình trạng kiệt
và khả năng phá sản gia tăng. quệ tài chính, kết quả này minh chứng rằng
Thứ ba, dòng tiền hoạt động kinh doanh các công ty với thâm niên hoạt động càng
đóng vai trò điều tiết giảm tác động cùng cao sẽ có khuynh hướng mạo hiểm hơn khi
chiều của đòn bẩy tài chính đến kiệt quệ tài đưa ra quyết định tài chính, hoặc tính kém
chính. Kết quả ước lượng theo GLS chỉ ra hiệu quả có xu hướng gia tăng ở các công
rằng sự phối hợp hợp lý giữa dòng tiền hoạt ty hoạt động lâu năm (Loderer & cộng sự,
động kinh doanh với mức độ sử dụng đòn 2009), những điều này làm gia tăng nguy
bẩy tài chính sẽ góp phần giúp các công cơ kiệt quệ tài chính.
ty có thể giảm thiểu tình trạng kiệt quệ tài
chính, kết quả này ủng hộ giả thuyết nghiên 6. Kết luận và khuyến nghị
cứu H3 của bài viết và phù hợp với gợi ý
của Pranowo & cộng sự (2010) cũng như Thông qua phân tích dữ liệu của 505 công
Lý thuyết thanh khoản của Keynes (1936). ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam trong
Lee (1986), Atrill & McLaney (2017), Ngô giai đoạn 2015 - 2020, bài viết đã khẳng
Kim Phượng & cộng sự (2021) đã khẳng định rằng kiệt quệ tài chính của các công
định vai trò và ý nghĩa phân tích dòng tiền ty chịu tác động cùng chiều bởi đòn bẩy tài
đối với các công ty có vay nợ, theo đó dòng chính và tác động ngược chiều của dòng
tiền hoạt động kinh doanh thặng dư là nguồn tiền hoạt động kinh doanh; không những
tiền vững chắc đáp ứng cho các nghĩa vụ tài thế, dòng tiền hoạt động kinh doanh còn
chính đến hạn thanh toán, vì vậy các công đóng vai trò điều tiết giảm tác động của đòn
ty có dòng tiền hoạt động kinh doanh càng bẩy tài chính đến kiệt quệ tài chính. Theo
cao sẽ điều tiết giảm tác động cùng chiều đó, bài viết khuyến nghị rằng các nhà quản
của kiệt quệ tài chính. Kết quả nghiên cứu trị tài chính cần kết hợp phân tích chặt chẽ
này cũng đã cung cấp minh chứng thực tiễn quyết định sử dụng đòn bẩy tài chính kết
nhằm ủng hộ lập luận về sự cần thiết của hợp với khả năng tạo tiền từ sản xuất kinh
mối quan hệ hài hòa giữa quyết định tài trợ doanh nhằm đảm bảo cho sự lành mạnh tài
với các quyết định tài chính khác, hay cụ chính của các công ty. Bên cạnh đó, kết quả
thể hơn là mối quan hệ giữa dòng tiền hoạt nghiên cứu cũng nhấn mạnh vai trò trọng
Số 238- Tháng 3. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 33
- Đòn bẩy tài chính, dòng tiền hoạt động kinh doanh và kiệt quệ tài chính của các công ty
phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
yếu của dòng tiền hoạt động kinh doanh, dòng tiền này không quá lớn và liên tục qua
hàm ý rằng kiệt quệ tài chính sẽ không trở các năm.
thành vấn đề nghiêm trọng đối với các công Bài viết chỉ giới hạn tiếp cận dòng tiền hoạt
ty sử dụng nợ nếu các nhà quản trị tài chính động kinh doanh gắn kết với đòn bẩy tài
duy trì được sự cân đối phù hợp giữa các chính và kiệt quệ tài chính của các công
khoản thu chi gắn liền với quá trình sản ty, theo đó những nghiên cứu tiếp theo có
xuất kinh doanh, đảm bảo cho dòng tiền thể mở rộng phân tích thêm dòng tiền hoạt
hoạt động kinh doanh đạt được trạng thái động đầu tư và tài trợ, tập trung vào mối
thặng dư đủ lớn để thanh toán các khoản nợ quan hệ tương tác giữa các dòng tiền để
vay đến hạn và duy trì khả năng hoạt động gia tăng thêm tính vững chắc trong quản trị
của công ty, hoặc tình trạng thậm hụt của tổng thể dòng tiền tại các công ty ■
Tài liệu tham khảo
Abdioğlu, N. (2019). The Impact of Firm Specific Characteristics on The Relation Between Financial Distress and
Capital Structure Decisions, Journal of Business Research-Turk, 11 (2), 1057-1067.
Arnold, G. (2013), Corporate financial management (Fifth edition), Pearson Education Limited (England).
Atrill, P. and McLaney, E. (2017), Accounting and finance for non-specialists (Tenth edition), Pearson Custom Publishing
(UK).
Baimwera, B., & Muriuki, A. (2014), Analysis of corporate financial distress determinants: A survey of non-financial
firms listed in the NSE, International Journal of Current Business and Social Sciences, 1 (20, 58-80.
Brealey, R. A., Myers, S. C. & Allen, F. (2008), Principles of Corporate Finance (Ninth edition), Mc Graw- Hill
International Edition (Singapore).
Dance, M. & Mad, S. I. (2019), Financial ratio analysis in predicting financial conditions distress in Indonesia Stock
Exchange, Russian Journal of Agricultural and Socio-Economic Sciences, 2 (86), 155-165.
Fawzi, N., Amrizah, K. & Zuraidah, MS (2015), Monitoring Distressed Companies through Cash Flow Analysis, Procedia
Economics and Finance, 28, 136-144.
Finishtya, F. C. (2019), The role of cash flow of operational, profitability, and financial leverage in predicting financial
distress on manufacturing company in Indonesia, Journal of Applied Management (JAM), 17 (1), 110-117.
Hệ thống Báo cáo Tài chính FiinPro thuộc Công ty cổ phần tập đoàn FiinGroup.
Giarto, R. V. D. & Fachrurrozie (2020), The Effect of Leverage, Sales Growth, Cash Flow on Financial Distress with
Corporate Governance as a Moderating Variable, Accounting Analysis Journal, 9 (1), 15-21.
Greene, W. H. (2018). Econometric Analysis (8th Edition). Pearson (New York).
Gujarati, D. N. (2008). Basic Econometrics (5th Edition). McGraw-Hill Education.
Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., Anderson, R. E. & Tatham, R. L. (2006). Multivirate Data Analysis. New Jersey:
Pearson Education Inc.
Horne, V. J. C. & Wachowicz, Jr J. M. (2008), Fundamentals of Financial Management (13th edition), Prentice Hall
(England).
Ikpesu, F. & Eboiyehi, O. (2018), Capital structure and corporate financial distress of manufacturing firms in Nigeria,
Journal of Accounting and Taxation, 10 (7), 78-84.
Keynes, J. M. (1936). The general theory of employment, investment, and money, Harcourt Brace, London (UK).
Lee, D & Manual, V. S. (2019), A Study on Effect of Capital Structure on the Financial Distress of Non-Financial
Companies Listed in Bursa Malaysia Stock Exchange (KLSE), International Journal of Academic Research in
Business and Social Sciences, 9 (6), 428–450.
Lee, T. A. (1986), Towards a Theory and Practice of Cash Flow Accounting, Garland Publishing, Inc. New York and
London.
Loderer, C., Neusser, K. & Waelchli, U. (2009), Firm age and survival, Working paper, University of Bern, Switzerland.
Low, S. W., Nor, F. M. & Yatim, P. (2001), Predicting corporate financial distress using the logit model: The case of
Malaysia, Asian Academy of Management Journal. 6 (1), 49-61.
Muigai, R. G. & Muriithi, J. G. (2017), The Moderating Effect of Firm Size on the Relationship Between Capital Structure
and Financial Distress of Non-Financial Companies Listed in Kenya, Journal of Finance and Accounting, 5 (4),
151-158.
Myers, S. C. (1977). Determinants of corporate borrowing, Journal of Financial Economics, 5(2), 147-175.
34 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 238- Tháng 3. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - NGUYỄN HẢI BÌNH
Ngô Kim Phượng, Lê Hoàng Vinh, Lê Thị Thanh Hà & Lê Mạnh Hưng (2021), Phân tích tài chính doanh nghiệp (tái bản
lần 5), Nhà xuất bản Tài chính (Việt Nam).
Ong’era, J. B., Muturi, W., Oluoch, O. & Karanja, J. N. (2017), Leverage as Financial Antecedent to Financial Distress
among Listed Companies at Nairobi Securities Exchange, Research Journal of Finance and Accounting, 8 (6),
95-104.
Pourali, M. R., Samadi, M. & Karkani, E. (2013), The study of relationship between capital intensity and financial
leverage with degree of financial distress in companies listed in Tehran Stock Exchange, International Research
Journal of Applied and Basic Sciences, 4 (12), 3830-3839.
Pranowo, K., Achsani, N. A., Manurung, A. H. & Nuryartono, N. (2010), Determinant of Corporate Financial Distress in
an Emerging Market Economy: Empirical Evidence from the Indonesian Stock Exchange 2004-2008, International
Research Journal of Finance and Economics, 52, 81-90.
Roe, M. J. (2014), Structural corporate degradation due to too-big-to-fail finance, University of Pennsylvania Law
Review, 162, 1419-1464.
Sayari, N. & Mugan, F. N. C. S. (2013), Cash Flow Statement as an Evidence for Financial Distress, Universal Journal
of Accounting and Finance, 1 (3), 95-103.
Springate, G. L.V. (1978), Predicting the Possibility of Failure in a Canadian Firm, Unpublished M.B.A. Research
Project, Simon Fraser University.
Susmel, R. (2015), Panel Data Models, Lecture 15, Ph.D. Econometrics I Course, University of Houston.
Số 238- Tháng 3. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 35
nguon tai.lieu . vn
