Ý nghĩa của dòng tiền ròng đối với kiệt quệ tài chính của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam

65
© Học viện Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X 
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
Số 217- Tháng 6. 2020
Ý nghĩa của dòng tiền ròng đối với kiệt quệ tài chính 
của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam
Bùi Kim Dung Lê Hoàng Vinh
Vũ Thị Anh Thư
Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh
Ngày nhận: 02/04/2020 Ngày nhận bản sửa: 24/04/2020 Ngày duyệt đăng: 19/05/2020
Bài viết kiểm định ý nghĩa của dòng tiền ròng trong việc giải thích cho kiệt 
quệ tài chính của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam, 
mẫu nghiên cứu là 542 doanh nghiệp trong giai đoạn 2014- 2018 với dữ 
liệu thứ cấp được tiếp cận từ báo cáo tài chính đã kiểm toán của các doanh 
nghiệp. Kết quả phân tích hồi quy theo GLS cho thấy, dòng tiền ròng trong 
cùng kỳ không có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích cho kiệt quệ tài 
chính của các doanh nghiệp, trong khi đó dòng tiền ròng kỳ trước đảm bảo 
ý nghĩa thống kê và giải thích ngược chiều cho kiệt quệ tài chính của các 
doanh nghiệp.
Từ khóa: doanh nghiệp phi tài chính, kiệt quệ tài chính, dòng tiền ròng.
The meaning of net cash flow in explanation for financial distress of firms listed in Vietnam
Abstract: This paper examines the meaning of net cash flow as the explanation for financial distress of the 
non-financial firms listed in Vietnam. Research data is collected from audited financial statements of 542 non-
financial firms in the period of 2014-2018. Regression analysis with GLS shows that net cash flow in the same 
period has no significant in explanation for financial distress’s firms, while net cash flow in the previous period 
has a significant negative explanation for financial distress’s firms.
Keywords: non-financial firms, financial distress, net cash flow.
Dung Kim Bui
Email: dungbk@buh.edu.vn
Vinh Hoang Le
Email: vinhlh@buh.edu.vn
Thu Thi Anh Vu
Email: thuvta@buh.edu.vn
Organization of all: The Banking University of Ho Chi Minh City
Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh
1. Giới thiệu
Quyết định lựa chọn tài trợ bằng nợ mang 
đến cơ hội giảm chi phí vốn, tiết kiệm 
thuế... nhưng doanh nghiệp cũng phải 
đối mặt với nguy cơ kiệt quệ tài chính 
Ý nghĩa của dòng tiền ròng đối với kiệt quệ tài chính của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam
66 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
(financial distress). Kiệt quệ tài chính là 
tình trạng doanh nghiệp không đủ khả 
năng thực hiện cam kết với chủ nợ hoặc 
có thể thực hiện nhưng khó khăn (Brealey 
và các cộng sự, 2008). Đây có thể chỉ là 
tình trạng tạm thời và dẫn đến phát sinh 
một số rắc rối cho doanh nghiệp như chủ 
nợ không tiếp tục tài trợ, một số dự án khả 
thi bị trì hoãn hoặc bỏ qua... nhưng kiệt 
quệ tài chính cũng có thể dẫn đến phá sản 
doanh nghiệp (Brealey và các cộng sự, 
2008; Arnold, 2013). 
Tiền được xem như là máu để nuôi 
sống doanh nghiệp (Lee, 1986; Atrill 
và McLaney, 2004). Lý thuyết về thanh 
khoản cho rằng tiền là cơ sở để doanh 
nghiệp đảm bảo khả năng chi trả các 
khoản nợ vay đến hạn, chi trả lãi vay, hay 
các trách nhiệm tài chính khác (Arnold, 
2013, Tavor và cộng sự, 2018). Dòng tiền 
ròng (net cash flow) phản ánh chênh lệch 
giữa tiền thu và tiền chi trong cùng kỳ, 
cho biết doanh nghiệp thặng dư hay thâm 
hụt tiền trong kỳ, và từ đó giải thích cho 
xu hướng gia tăng hay sụt giảm số dư tiền 
được doanh nghiệp nắm giữ. Trong bài 
viết này, nhóm tác giả kiểm định khả năng 
giải thích cho tình trạng kiệt quệ tài chính 
bởi dòng tiền ròng của các doanh nghiệp 
phi tài chính niêm yết trên thị trường 
chứng khoán (TTCK) Việt Nam, kết quả 
nghiên cứu sẽ làm sáng tỏ ý nghĩa của 
dòng tiền ròng và gợi ý giảm thiểu kiệt 
quệ tài chính cho các doanh nghiệp.
2. Cơ sở lý thuyết và nghiên cứu thực 
nghiệm có liên quan
Dưới góc độ quản lý tài chính, nợ là nguồn 
tài trợ có thời hạn hoàn trả và doanh nghiệp 
có trách nhiệm thanh toán nợ gốc và tiền 
lãi không tùy thuộc vào kết quả hoạt động 
sản xuất kinh doanh (Ngô Kim Phượng, Lê 
Hoàng Vinh và các cộng sự, 2018), đây là 
những đặc trưng cơ bản của nợ và cũng là 
mâu thuẫn cơ bản dẫn đến doanh nghiệp 
phải đối mặt với rủi ro kiệt quệ tài chính. Vì 
vậy, nhận diện và đánh giá khả năng thanh 
toán nợ gốc và khả năng đảm bảo lãi vay 
thường được quan tâm bởi nhiều chủ thể 
khi doanh nghiệp có sử dụng nợ. Lý thuyết 
đánh đổi về cơ cấu vốn (The Trade-off 
theory of capital structure) cho rằng, doanh 
nghiệp duy trì mức độ sử dụng nợ thấp thì 
rủi ro kiệt quệ tài chính có thể không đáng 
kể và giá trị hiện tại của chi phí kiệt quệ tài 
chính nhỏ hơn giá trị hiện tại của khoản tiết 
kiệm thuế từ lãi vay, dẫn đến sự gia tăng 
giá trị doanh nghiệp (Brealey và các cộng 
sự, 2008; Arnold, 2013). Tuy nhiên, chi phí 
kiệt quệ tài chính sẽ cao hơn khi gia tăng 
mức độ sử dụng nợ, nếu giá trị hiện tại của 
chi phí kiệt quệ tài chính bằng giá trị hiện 
tại biên tế của khoản tiết kiệm thuế thì giá 
trị doanh nghiệp đạt mức cao nhất. Nếu 
doanh nghiệp tiếp tục gia tăng mức độ sử 
dụng nợ thì giá trị doanh nghiệp sẽ giảm 
xuống bởi giá trị hiện tại của chi phí kiệt 
quệ tài chính tăng nhiều hơn giá trị hiện tại 
của khoản tiết kiệm thuế từ lãi vay (Brealey 
và các cộng sự, 2008; Arnold, 2013).
Dòng tiền thể hiện sự dịch chuyển giá trị 
tăng lên hoặc giảm xuống của tiền trong 
một thời kỳ (Nagle và Connor, 2010). 
Dòng tiền ròng (Net cash flow, NCF) là 
chỉ tiêu tổng hợp, phản ánh khoản chêch 
lệch giữa tiền thu với tiền chi trong cùng 
kỳ. Trường hợp NCF > 0 cho thấy doanh 
nghiệp có thặng dư tiền trong kỳ, điều này 
góp phần gia tăng mức nắm giữ tiền và 
gia tăng khả năng thực hiện các nghĩa vụ, 
trách nhiệm với cổ đông và chủ nợ, hoặc 
để doanh nghiệp mở rộng đầu tư trong 
tương lai. Ngược lại, trường hợp NCF ≤ 
0 cho thấy doanh nghiệp không có thặng 
dư tiền trong kỳ, và trường hợp NCF < 0 
BÙI KIM DUNG - LÊ HOÀNG VINH - VŨ THỊ ANH THƯ
67Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
còn thể hiện rằng doanh nghiệp rơi vào 
tình trạng thiếu hụt tiền, dẫn đến suy giảm 
mức nắm giữ tiền và làm suy giảm khả 
năng đáp ứng các nhu cầu chi tiêu trong 
tương lai, doanh nghiệp có thể sẽ phụ 
thuộc nhiều hơn vào các khoản tài trợ từ 
bên ngoài. 
Lý thuyết ưa thích thanh khoản (Liquidity 
Preference Theory) của Keynes (1936) xác 
định những động cơ nắm giữ tiền của các 
doanh nghiệp bao gồm động cơ giao dịch, 
động cơ phòng ngừa và động cơ đầu tư; 
theo đó, bản chất doanh nghiệp luôn phải 
đối mặt với sự không tương thích giữa tiền 
thu và tiền chi trong kỳ, và khi đó số dư 
tiền nắm giữ sẽ rất cần thiết, như một tấm 
đệm an toàn để doanh nghiệp có thể tiếp 
tục hoạt động, doanh nghiệp có thể giảm 
thiểu khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính 
(Arnold, 2013; Tavor và cộng sự, 2018). 
Như vậy, Lý thuyết ưa thích thanh khoản 
của Keynes (1936) ủng hộ quan điểm rằng 
doanh nghiệp có dòng tiền ròng thặng dư 
sẽ góp phần cải thiện thanh khoản, giảm 
thiểu khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính 
và ngược lại; mối quan hệ này còn được 
khẳng định qua Mô hình lý thuyết quản 
trị tiền Baumol (1952), doanh nghiệp có 
dòng tiền ròng thặng dư sẽ góp phần tăng 
số dư tiền nắm giữ, qua đó giảm thiểu khả 
năng xảy ra kiệt quệ tài chính cho doanh 
nghiệp (Brealey và các cộng sự, 2008; 
Arnold, 2013, Tavor và cộng sự, 2018).
Các nghiên cứu thực nghiệm cũng đã 
khẳng định khả năng giải thích của dòng 
tiền ròng cho tình trạng kiệt quệ tài chính 
của các doanh nghiệp, tuy nhiên sự khác 
nhau về thời gian, không gian và cách xử 
lý biến trong mô hình nghiên cứu cũng 
như phương pháp nghiên cứu dẫn đến kết 
quả không hoàn toàn thống nhất nhau. Các 
chỉ số tài chính hình thành dựa vào dòng 
tiền có khả năng giải thích cho tình trạng 
kiệt quệ tài chính của các doanh nghiệp, 
các nghiên cứu trước sử dụng các chỉ số 
tài chính liên quan đến ý nghĩa cũng như 
khả năng thanh toán, thanh khoản của 
doanh nghiệp dựa vào dòng tiền. Chẳng 
hạn kết quả nghiên cứu thực nghiệm của 
Jooste (2007) cho rằng một doanh nghiệp 
có khả năng thanh khoản và lợi nhuận 
tăng nhưng phải đối diện với các vấn đề 
nghiêm trọng về dòng tiền, doanh nghiệp 
này sẽ đối mặt với tình trạng kiệt quệ tài 
chính; vì vậy tác giả đã chỉ ra rằng tỷ lệ 
dòng tiền trên nợ là chỉ số phản ánh tốt 
nhất để giải thích tình trạng kiệt quệ tài 
chính của các doanh nghiệp, khi doanh 
nghiệp có dòng tiền càng cao góp phần 
làm gia tăng tỷ lệ dòng tiền trên nợ thì 
nguy cơ kiệt quệ tài chính càng thấp và 
ngược lại. Nghiên cứu thực nghiệm của 
Fawzi (2015) cũng kết luận thống nhất 
với Jooste (2007) về ý nghĩa giải thích của 
dòng tiền thể hiện qua tỷ lệ dòng tiền trên 
nợ cho tình trạng kiệt quệ tài chính của 
các doanh nghiệp, tuy nhiên tác giả này 
còn bổ sung rằng dòng tiền thể hiện qua 
tỷ lệ dòng tiền trên doanh thu cũng quan 
trọng trong việc nhận diện kiệt quệ tài 
chính của các doanh nghiệp. Nghiên cứu 
thực nghiệm của Sayari và Mugan (2013) 
cũng khẳng định ý nghĩa giải thích của 
dòng tiền ròng trong cùng kỳ và kỳ trước 
cho tình trạng kiệt quệ tài chính của các 
doanh nghiệp. 
Căn cứ vào cơ sở lý thuyết và nghiên 
cứu thực nghiệm có liên quan, bài viết sẽ 
kiểm định ý nghĩa giải thích của dòng tiền 
ròng cho kiệt quệ tài chính đối với trường 
hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm 
yết tại Việt Nam, bao gồm tiếp cận dòng 
tiền ròng kỳ trước và trong cùng kỳ. Bài 
viết sẽ cung cấp bằng chứng thực nghiệm 
cũng như thông tin hữu ích cho các doanh 
Ý nghĩa của dòng tiền ròng đối với kiệt quệ tài chính của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam
68 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
nghiệp trong việc thực hiện mục tiêu giảm 
thiểu kiệt quệ tài chính dựa trên cơ sở 
quản trị dòng tiền.
3. Mô hình nghiên cứu
Căn cứ cơ sở lý thuyết và các bằng chứng 
thực nghiệm, bài viết căn cứ vào nghiên 
cứu thực nghiệm của Sayari và Mugan 
(2013) và kiểm định khả năng giải thích 
của dòng tiền ròng cho kiệt quệ tài chính 
của các doanh nghiệp phi tài chính niêm 
yết tại Việt Nam với hai mô hình nghiên 
cứu cụ thể như sau:
(1) FD
i,t
 = α
0
 + α
1 
* NCF
i,t
 + α
2 
* AGE
i,t
 + 
α
3 
* SIZE
i,t
 + ε
i,t
(2) FD
i,t
 = β
0
 + β
1 
* NCF
i,t-1
 + β
2 
* AGE
i,t
 + 
β
3 
* SIZE
i,t
 + ε
i,t
Trong đó:
- FD là kiệt quệ tài chính.
- NCF là dòng tiền ròng trong cùng kỳ đối 
với mô hình thứ nhất và kỳ trước đối với 
mô hình thứ hai.
- AGE là biến kiểm soát, thể hiện độ tuổi 
của doanh nghiệp.
- SIZE là biến kiểm soát, thể hiện quy mô 
doanh nghiệp.
- α
0
, β
0
 là hệ số chặn.
- α
1,2,3 
và
β
1,2,3
 lần lượt là hệ số hồi quy của 
các biến độc lập và biến kiểm soát.
- i và t tương ứng với từng doanh nghiệp 
và theo từng năm.
- ε là sai số ngẫu nhiên.
Giải thích các biến và giả thiết nghiên cứu
Biến phụ thuộc FD đo lường theo Mô hình 
Zmijewski’s (Sayari và Mugan, 2013) với 
cách xác định như sau:
Trong đó: 
- FD có giá trị âm cho thấy sức khỏe tài 
chính tương đối mạnh hơn, ít khả năng xảy 
ra kiệt quệ tài chính, trong khi đó FD có giá 
trị dương cho kết quả ngược lại; hay khái 
quát rằng FD càng tăng cho thấy khả năng 
xảy ra kiệt quệ tài chính càng cao.
- NI là lợi nhuận sau thuế, TA là tổng tài 
sản, TL là tổng nợ phải trả, CA là tài sản 
ngắn hạn và CL là nợ ngắn hạn.
Biến độc lập NCF được đo lường bởi tỷ 
lệ dòng tiền ròng trên tổng tài sản. NCF 
cùng kỳ trong Mô hình thứ nhất sẽ giải 
thích cùng chiều hay ngược chiều cho 
kiệt quệ tài chính của các doanh nghiệp 
tùy vào sự cấu thành nên tình trạng thặng 
dư hay thâm hụt dòng tiền ròng bởi dòng 
tiền hoạt động kinh doanh, dòng tiền hoạt 
động đầu tư hay dòng tiền hoạt động tài 
trợ (Sayari và Mugan, 2013; Jooste, 2007; 
Kordestani, Biglari và Bakhtiari, 2011; 
Shamsudin và Kamaluddin, 2015); trong 
khi đó, NCF kỳ trước trong Mô hình thứ 
hai sẽ giải thích ngược chiều cho kiệt quệ 
tài chính theo mô hình Lý thuyết quản trị 
tiền Baumol (1952) cũng như Lý thuyết 
ưa thích thanh khoản của Keynes 
(1936) (Tavor và cộng sự, 2018, Brealey 
và các cộng sự, 2008; Arnold, 2013).
Ngoài ra, các mô hình nghiên cứu còn có 
2 biến kiểm soát, bao gồm: (i) Biến kiểm 
soát AGE được tính từ khi doanh nghiệp 
BÙI KIM DUNG - LÊ HOÀNG VINH - VŨ THỊ ANH THƯ
69Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
được thành lập và hoạt động theo hình 
thức công ty cổ phần cho đến năm nghiên 
cứu, (ii) Biến kiểm soát SIZE được đo 
lường bởi logarithm của doanh thu thuần. 
Biến kiểm soát AGE và SIZE kỳ vọng 
cùng chiều với FD, điều này có nghĩa là 
quy mô doanh nghiệp và độ tuổi doanh 
nghiệp càng lớn thì nguy cơ kiệt quệ tài 
chính càng thấp, và ngược lại (Sayari và 
Mugan, 2013).
4. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
Xuất phát từ tổng thể các doanh nghiệp 
niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán 
Hồ Chí Minh và Hà Nội, bài viết lựa chọn 
542 doanh nghiệp đưa vào mẫu nghiên 
cứu khi thỏa mãn đồng thời các tiêu chí 
sau: (i) Không phải là những doanh nghiệp 
thuộc ngành tài chính (ngân hàng, chứng 
khoán, bảo hiểm), (ii) Cổ phiếu của doanh 
nghiệp vẫn còn niêm yết trên thị trường 
tính đến thời điểm kết thúc năm tài chính 
2018, (iii) Có đầy đủ báo cáo tài chính từ 
năm 2014 đến năm 2018, và (iv) Tất cả 
báo cáo tài chính được kiểm toán và báo 
cáo kiểm toán cho ý kiến chấp nhận tính 
hợp lý và trung thực theo nguyên tắc trọng 
yếu. Bài viết sử dụng dữ liệu thứ cấp từ 
báo cáo tài chính đã kiểm toán của các 
doanh nghiệp thông qua hệ thống dữ liệu 
FiinPro do FiinGroup cung cấp.
Bài viết sử dụng phương pháp nghiên cứu 
định lượng để xác định kết quả nghiên cứu, 
bao gồm các phương pháp xử lý cụ thể như 
sau: thống kê mô tả (Descriptive statistics), 
phân tích tương quan (Correlation analysis) 
và phân tích hồi quy dữ liệu bảng (Panel 
data regression) theo mô hình hồi quy gộp 
(Pooled OLS), mô hình các yếu tố ảnh 
hưởng cố định (FEM) và mô hình các yếu 
tố ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM). Nếu 
có xảy ra các khuyết tật (đa cộng tuyến 
nghiêm trọng, phương sai sai số thay đổi 
hay tự tương quan) thì kết quả hồi quy 
sẽ được xác định theo phương pháp bình 
phương nhỏ nhất tổng quát (GLS).
5. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
5.1. Thống kê mô tả 
Thống kê mô tả các biến trong mô hình 
nghiên cứu được trình bày tại Bảng 1.
FD có giá trị trung bình là -2,6393, cho 
thấy các doanh nghiệp có sức khỏe tài 
chính tương đối mạnh hơn, ít có nguy cơ 
kiệt quệ tài chính. Ttuy nhiên có sự phân 
hóa khá rõ nét về khả năng xảy ra kiệt quệ 
tài chính thể hiện qua FD dao động từ mức 
thấp nhất là -11,1519 đến mức cao nhất là 
0,5707, qua đây, cũng cho thấy sự tồn tại 
của doanh nghiệp có sức khỏe tài chính 
tương đối yếu, phải đối mặt với nguy cơ 
kiệt quệ tài chính cao. NCF trung bình 
tính cùng kỳ và kỳ trước lần lượt là 0,0041 
và 0,0082 cho thấy các doanh nghiệp có 
Bảng 1. Thống kê mô tả các biến
Biến Trung bình Lớn nhất Nhỏ nhất Độ lệch chuẩn Số quan  ...  theo Pooled OLS, FEM 
và REM của hai mô hình, kèm theo là 
kết quả kiểm định để lựa chọn giữa các 
phương pháp ước lượng, được tổng hợp và 
trình bày tại Bảng 3.
Để lựa chọn kết quả hồi quy, bài viết thực 
hiện các kiểm định, bao gồm: Redundant 
Fixed Effects để lựa chọn giữa FEM và 
Pooled OLS, kiểm định Breusch-Pagan 
để lựa chọn giữa REM và Pooled OLS 
và kiểm định Hausman để lựa chọn giữa 
FEM và REM. Kết quả từ các kiểm định 
này cho thấy REM là phù hợp nhất. Ngoài 
ra, để đảm bảo sự vững chắc cho kết quả 
nghiên cứu, bài viết tiếp tục thực hiện 
kiểm định các vi phạm cơ bản của hồi quy 
tuyến tính như đa cộng tuyến và phương 
sai sai số thay đổi.
Kiểm định đa cộng tuyến
Dựa vào ma trận tương quan tại Bảng 2, 
xem xét hệ số tương quan giữa biến độc 
lập và các biến kiểm soát với nhau, giá 
trị tuyệt đối của hệ số tương quan đối với 
các trường hợp này đều nhỏ hơn 0,8, cho 
thấy không có tương quan 
mạnh giữa các biến này với 
nhau, qua đó có thể cho thấy 
rằng không có đa cộng tuyến 
nghiêm trọng (Gujarati, 
2011). Ngoài ra, kết quả 
này còn được khẳng định 
bởi hệ số phóng đại phương 
sai (VIF- Variance-inflating 
factor) tại Bảng 4, theo đó 
tất cả các trường hợp đều có 
VIF< 10 (Gujarati, 2011).
Kiểm định phương sai sai 
số thay đổi
Bài viết sử dụng kiểm định 
Bảng 2. Ma trận tương quan giữa các biến
FD NCF NCF(-1) SIZE AGE
FD 1,0000
----- 
NCF -0,0067 1,0000
0,7258 ----- 
NCF(-1) -0,0245 -0,1968*** 1,0000
0,2017 0,0000 ----- 
SIZE 0,3134*** -0,0202 0,0202 1,0000
0,0000 0,2923 0,2932 ----- 
AGE -0,0729*** -0,0452** -0,0233 -0,0224 1,0000
0,0001 0,0186 0,2247 0,2444 ----- 
 *** Mức ý nghĩa 1%, ** Mức ý nghĩa 5%
Nguồn: Tác giả xử lý dữ liệu từ EViews 10.0
BÙI KIM DUNG - LÊ HOÀNG VINH - VŨ THỊ ANH THƯ
71Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
White để nhận biết phương sai sai số thay 
đổi, kết quả tại Bảng 5 cho thấy các mô 
hình đều có phương sai sai số thay đổi và 
do đó bài viết sẽ thực hiện hồi quy theo 
GLS để khắc phục tại Bảng 6.
Kết quả hồi quy tại Bảng 6 cho thấy biến 
độc lập NCF có hệ số hồi quy là -0,0200 
nhưng không đảm bảo ý nghĩa thống kê, 
trong khi đó biến độc lập NCF(-1) có hệ 
số hồi quy là -0,2978 và đảm bảo mức 
ý nghĩa thống kê 5%; ngoài ra, các biến 
kiểm soát SIZE và AGE trong hai mô hình 
đều đảm bảo mức ý nghĩa thống kê 1%; và 
mức độ phù hợp của kết quả hồi quy đối 
với cả hai mô hình gần 46%.
5.4. Thảo luận
Thứ nhất, dòng tiền ròng giải thích cho 
kiệt quệ tài chính của các doanh nghiệp
Kết quả hồi quy của mô hình thứ nhất 
theo GLS khẳng định dòng tiền ròng cùng 
kỳ không đảm bảo ý nghĩa thống kê để 
giải thích cho kiệt quệ tài chính của các 
doanh nghiệp. Kết quả này không ủng hộ 
kỳ vọng của bài viết cũng như kết quả 
nghiên cứu thực nghiệm của Sayari và 
Mugan (2013), Jooste (2007), Kordestani, 
Biglari và Bakhtiari (2011), Shamsudin 
và Kamaluddin (2015). Kết quả không 
ý nghĩa này có thể do dòng tiền ròng là 
tổng hợp của dòng tiền ròng hoạt động 
Bảng 3. Kết quả hồi quy
Biến Chỉ tiêu Mô hình 1 Mô hình 2
Pooled 
OLS FEM REM
Pooled 
OLS FEM REM
NCF
Hệ số β -0,0567 0,0666 0,0622
P-value 0,8513 0,5619 0,5874
NCF(-1)
Hệ số β -0,5490* -0,3157*** -0,3134***
P-value 0,0753 0,0082 0,0085
SIZE
Hệ số β 0,7303*** 1,0070*** 0,8454*** 0,7319*** 1,0168*** 0,8497***
P-value 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
AGE
Hệ số β -0,0304*** -0,0573*** -0,0475*** -0,0306*** -0,0590*** -0,0488***
P-value 0,0003 0,0000 0,0000 0,0003 0,0000 0,0000
C
Hệ số β -6,5092 -7,8026 -6,9804 -6,5115 -7,8366 -6,9874
P-value 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
Kiểm định Breusch-
Pagan 0,0000 0,0000
Kiểm định Redundant 
Fixed Effects 0,0000 0,0000
Kiểm định Hausman 0,0897 0,0509
(***) Mức ý nghĩa 1%, và (*) Mức ý nghĩa 10%
Nguồn: Tác giả xử lý dữ liệu từ EViews 10.0
Bảng 4. Hệ số phóng đại phương sai
Biến Mô hình 1 Mô hình 2
NCF 1,0025
NCF(-1) 1,0009
SIZE 1,0010 1,0009
AGE 1,0026 1,0010
Nguồn: Tác giả xử lý dữ liệu từ EViews 10.0
Ý nghĩa của dòng tiền ròng đối với kiệt quệ tài chính của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam
72 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 2020
kinh doanh, dòng tiền ròng hoạt động đầu tư 
và dòng tiền ròng hoạt động tài trợ. Vì vậy, 
để đảm bảo ý nghĩa giải thích cho kiệt quệ tài 
chính bởi dòng tiền ròng cùng kỳ, cần phân tích 
từng trường hợp kết hợp cụ thể giữa các dòng 
tiền với nhau, khi đó tính hiệu quả cũng như 
tính hợp lý giữa sử dụng tiền và nguồn tiền sẽ 
được xác định và có thể giải thích cho kiệt quệ 
tài chính của các doanh nghiệp.
Kết quả hồi quy của mô hình thứ hai theo GLS 
khẳng định dòng tiền ròng kỳ trước đảm bảo ý 
nghĩa thống kê và giải thích ngược chiều cho 
kiệt quệ tài chính của các doanh nghiệp. Kết 
quả này phù hợp với kỳ vọng cũng như ủng hộ 
lập luận về động cơ nắm giữ tiền theo Mô hình 
lý thuyết Baumol (1952) với giải thích rằng 
doanh nghiệp có dòng tiền thặng dư sẽ góp 
phần tăng mức nắm giữ tiền, là cơ sở 
để doanh nghiệp đảm bảo khả năng 
thanh toán tốt hơn trong kỳ tiếp theo 
(theo Brealey và các cộng sự, 2008; 
Arnold, 2013, Tavor và cộng sự, 
2018) và theo đó, giảm khả năng xảy 
ra kiệt quệ tài chính; hay kết quả này 
bổ sung minh chứng cho ý nghĩa của 
tiền đối với doanh nghiệp, theo đó 
tiền được ví như là máu để nuôi sống 
doanh nghiệp, là điều kiện để hoạt 
động kinh doanh của doanh nghiệp 
được thuận lợi, là cơ sở đảm bảo 
thanh toán các khoản nợ đến hạn theo 
lý thuyết về động cơ nắm giữ tiền và 
Lý thuyết ưa thích thanh khoản 
của Keynes (1936).
Thứ hai, các yếu tố khác có ý nghĩa 
giải thích cho kiệt quệ tài chính của 
các doanh nghiệp
Kết quả hồi quy theo GLS khẳng 
định rằng khả năng xảy ra kiệt quệ 
tài chính của các doanh nghiệp được 
giải thích bởi ảnh hưởng cùng chiều 
của quy mô doanh nghiệp. Kết quả 
này ủng hộ Lý thuyết bất lợi kinh tế 
vì quy mô (Diseconomies of scale) 
với lý giải rằng sự mở rộng quy mô 
doanh nghiệp dẫn đến sự gia tăng 
chi phí trong dài hạn và gia tăng khả 
năng xảy ra tình trạng kiệt quệ tài 
chính, hay doanh nghiệp có thể có 
tình trạng kiệt quệ tài chính cao hơn 
cùng với gia tăng quy mô theo giả 
định doanh nghiệp “quá lớn để đỗ 
vỡ”- “too-big-to-fail” (Roe, 2014; 
Larsen, Ackere và Osorio, 2018), các 
doanh nghiệp không kiểm soát tốt rủi 
ro khi mở rộng quy mô dẫn đến tăng 
trưởng quá nhanh, tăng trưởng nóng 
và gây ra tình trạng thiếu hụt tiền do 
phải chi nhiều tiền cho dự trữ tồn kho 
Bảng 5. Kết quả kiểm định phương sai sai số 
thay đổi
Chỉ tiêu Mô hình 1 Mô hình 2
F-statistic 11,9802 19,4477
Obs*R-squared 104,0655 164,9823
Scaled explained SS 136,1112 212,1635
 Prob. F(9,2700) 0,0000 0,0000
 Prob. Chi-Square(9) 0,0000 0,0000
 Prob. Chi-Square(9) 0,0000 0,0000
Nguồn: Tác giả xử lý dữ liệu từ EViews 10.0
Bảng 6. Kết quả hồi quy theo GLS
Biến
Mô hình 1 Mô hình 2
Hệ số β P-value Hệ số β P-value
NCF -0,0200 0,8983
NCF(-1) -0,2978** 0,0233
SIZE 0,7381*** 0,0000 0,7382*** 0,0000
AGE -0,0265*** 0,0000 -0,0268*** 0,0000
C -6,5578*** 0,0000 -6,5502*** 0,0000
--- R2 = 0,4565 R2 = 0,4588
*** Mức ý nghĩa 1%, và ** Mức ý nghĩa 5%
Nguồn: Tác giả xử lý dữ liệu từ EViews 10.0
BÙI KIM DUNG - LÊ HOÀNG VINH - VŨ THỊ ANH THƯ
73Số 217- Tháng 6. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
hay gia tăng bán chịu, dẫn đến gia tăng 
khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính.
Kết quả hồi quy theo GLS cũng khẳng 
định rằng khả năng xảy ra kiệt quệ tài 
chính của các doanh nghiệp được giải 
thích bởi ảnh hưởng ngược chiều của độ 
tuổi doanh nghiệp. Kết quả này có thể 
được lý giải rằng một doanh nghiệp có 
thâm niên hoạt động càng lâu sẽ tích lũy 
nhiều kinh nghiệm hơn trong quản lý tài 
chính nói chung và quản lý rủi ro kiệt quệ 
tài chính nói riêng, qua đó giảm thiểu khả 
năng xảy ra tình trạng kiệt quệ tài chính, 
và ngược lại.
6. Kết luận và gợi ý
Theo kết quả hồi quy dựa vào GLS, kiệt 
quệ tài chính của các doanh nghiệp phi 
tài chính niêm yết tại Việt Nam được giải 
thích ngược chiều bởi dòng tiền ròng kỳ 
trước, bởi vì yếu tố này sẽ cấu thành nên 
số dư tiền nắm giữ nhằm đáp ứng các nhu 
cầu chi tiêu của doanh nghiệp. Trong khi 
đó dòng tiền ròng cùng kỳ không có ý 
nghĩa giải thích cho kiệt quệ tài chính, bởi 
lẽ phải phân tích chi tiết từng dòng tiền và 
mối quan hệ kết hợp giữa các dòng tiền 
cụ thể thì việc giải thích cho kiệt quệ tài 
chính sẽ đảm bảo độ tin cậy hơn.
Theo kết quả này, với mục tiêu giảm 
thiểu khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính 
Tài liệu tham khảo
1. Arnold, G. (2013), Corporate financial management (Fifth edition), Pearson Education Limited, pp 518-23, 793-8.
2. Atrill, P. và McLaney, E. (2004), Accounting and finance for non-specialists, 4th ed. placeEssex: FT Prentice Hall, 
page 124.
3. Brealey R. A., và các cộng sự (2008), Principles of Corporate Finance (Ninth edition), Mc Graw- Hill International 
Edition, pp 503-517, 830-836
4. Fawzi, N. S. và các cộng sự (2015), Monitoring Distressed Companies through Cash Flow Analysis, 7th International 
conference on financial criminology 2015, www.sciencedirect.com.
5. FiinGroup (2019), Dữ liệu báo cáo tài chính các doanh nghiệp, 
6. Gujarati, D. N (2011), Econometrics by Example, Paperback, Chương 10: Vấn đề đa cộng tuyến và cỡ 
mẫu nhỏ, Bản dịch của Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbight, 
R02V-2012-05-30-08580840.pdf [truy cập 10/12/2019]
7. Jooste, L. (2007), An evaluation of the usefulness of cash flow ratios to predict financial distress, Acta Commercii 
2007
8. Kordestani, G. và các cộng sự (2011), Ability of combinations of cash flow components to predict financial distress, 
Verslas: Teorija ir Praktika Business: Theory and practice, ISSN 1648-0627 print / ISSN 1822-4202 online 2011, 12(3): 
277–285.
9. Larsen, E. R., Ackere, A. và Osorio, S. (2018), Can electricity companies be too big to fail?, https://www.sciencedirect.
com/science/article/pii/S0301421518303021 [truy cập ngày 09/12/2019]
10. Lee, T. A. (1986), Towards a Theory and Practice of Cash Flow Accounting, Garland Publishing, Inc. New York and 
London, page 28.
11. Nagle, C. và Connor, J. O. (2010), Cash is King, Managing Cash Flow, https://www.crowleysdfk.ie/wp-content/
uploads/2010/03/Managing-Cash-Flow-Edited-Presentation-for-Website.pdf [truy cập ngày 10/12/2019]
12. Ngô Kim Phượng, Lê Hoàng Vinh và các cộng sự (2018), Giáo trình Phân tích tài chính doanh nghiệp, Nhà xuất bản 
Kinh tế TP. Hồ Chí Minh, trang 184-221. 
13. Roe, M. J. (2014), Structural corporate degradation due to too-big-to-fail finance, University of Pennsylvania Law 
Review, Vol. 162, 1419-1464.
14. Sayari, N. và 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, 2013 
15. Shamsudin, A. và Kamaluddin, A. (2015), Impeding bankruptcy: Examing cash flow pattern of distress and healthy 
firm, Proscedia Economic & Finance 31 (2015) 766-767
16. Tavor, T. và cộng sự (2018). The Modified Baumol Equation: Theory and Evidence. Review of European Studies, 
10(1), 25.
xem tiếp trang 84
The effect of financial stress index on the Vietnamese economic growth - A threshold auto 
regression approach
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 217- Tháng 6. 202084
Monetary Economics, 70, pp.100-115.
12. Illing, M. and Liu, Y. (2006). Measuring financial stress in a developed country: An application to Canada. Journal 
of Financial Stability, 2(3), pp.243-265.
13. Le, H. and Pfau, W. (2008). VAR Analysis of the Monetary Transmission Mechanism in Vietnam. Applied 
Econometric and International Development, 9(1), pp.165-179.
14. Li. F and St-Amant. P.(2010). Financial stress, monetary policy, and economic activity. Bank of Canada Working 
Paper 2010-12. May 2010. Avaliable at: https://www.bankofcanada.ca/wp-content/uploads/2010/05/wp10-12.pdf. 
15. Mittnik, S. and Semmler, W. (2013). The real consequences of financial stress. Journal of Economic D ynamics and 
Control, 37(8), pp.1479-1499.
16. Nguyen, K. and Nguyen, D. (2013). The relationship between macroeconomic factors and stock market volatility: 
empirical evidence from the Vietnam stock market. Science and Technology Development Journal, 16(3), pp.86-100.
17. Paries, M.D., Sorensen, C.K., Rodriguez-Palenzuela, D., 2011. Macroeconomic propagation under different 
regulatory regimes: evidence from an estimated DSGE model for the euro area. International Journal of Central 
Banking, vol. 7(4), pages 49-113
18. Park, C. and Mercado, R., 2014. Determinants of financial stress in emerging market economies. Journal of 
Banking & Finance, 45, pp.199-224.
19. Pradhan, R., Tripathy, S., Chatterjee, D., Zaki, D. and Mukhopadhyay, B. (2014). Development of banking sector 
and economic growth: the ARF experience. Decision, 41(3), pp.245-259.
20. Saldias, M. (2017). The nonlinear interaction between monetary policy and financial stress. IMF Working Paper 
17/184.
21. Sims, C. A., & Zha, T. (1995). Error bands for impulse responses. Working Paper No.95-6, Federal Reserve Bank 
of Atlanta.
22. Tng, B. and Kwek, K. (2015). Financial stress, economic activity and monetary policy in the ASEAN-5 economies. 
Applied Economics, 47(48), pp.5169-5185.
23. Tsay, R. S. (1998). Testing and modeling multivariate threshold models. Journal of the American Statistical 
Association 93, 1188-1202
24. Van Roye, B. (2013). Financial stress and economic activity in Germany. Empirica, 41(1), pp.101-126.
25. Vo, X. (2015). Foreign ownership and stock return volatility – Evidence from Vietnam. Journal of Multinational 
Financial Management, 30, pp.101-109.
26. Vo, X. (2017). Do foreign investors improve stock price informativeness in emerging equity markets? Evidence 
from Vietnam. Research in International Business and Finance, 42, pp.986-991.
27. Vo, X. and Nguyen, P. (2016). Monetary Policy Transmission in Vietnam: Evidence from a VAR Approach. 
Australian Economic Papers, 56(1), pp.27-38.
28. Vo, X., Nguyen, H. and Pham, K. (2016). Financial structure and economic growth: the case of Vietnam. Eurasian 
Business Review, 6(2), pp.141-154.
trong tương lai, các doanh nghiệp hiện 
tại cần tăng cường các biện pháp nhằm 
đảm bảo khả năng tạo tiền, kiểm soát chặt 
chẽ mối quan hệ cân đối giữa sử dụng 
tiền và nguồn tiền, chủ động lập kế hoạch 
dòng tiền làm nền tảng tích cực cho việc 
khai thác nội lực và hiệu quả khi sử dụng 
các nguồn tài trợ từ bên ngoài nhằm tạo 
nên khoản thặng dư tiền trong kỳ, qua 
đó tăng số dư tiền nắm giữ. Ngoài ra, 
kết quả nghiên cứu còn gợi ý rằng các 
doanh nghiệp cần kiểm soát chặt chẽ quy 
mô doanh nghiệp, duy trì quy mô doanh 
nghiệp phù hợp với khả năng kiểm soát rủi 
tiếp theo trang 73
ro của bản thân doanh nghiệp; đồng thời 
các doanh nghiệp cần tăng cường học tập 
và tích lũy kinh nghiệm quản lý tài chính 
cũng như quản lý rủi ro kiệt quệ tài chính 
từ các doanh nghiệp có thâm niên hơn ■