Kiệt quệ tài chính và dòng tiền của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại việt nam

Kiệt quệ tài dịng tiền doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam Bùi Kim Dung Mai Thị Trúc Ngân Đại học Ngân hàng TP.HCM Đại học Quốc tế Hồng Bàng Ngày nhận: 28/12/2020 Ngày nhận sửa: 06/01/2021 Ngày duyệt đăng: 28/01/2021 Tóm tắt: Bài viết nhận diện kiệt quệ tài doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam thơng qua tiếp cận dịng tiền Mẫu nghiên cứu 542 doanh nghiệp giai đoạn 2014-2018, liệu thứ cấp tiếp cận từ báo cáo tài kiểm tốn doanh nghiệp phi tài Phân tích hồi quy theo GLS cho thấy kiệt quệ tài giải thích ảnh hưởng ngược chiều dòng tiền hoạt động kinh doanh, lại giải thích ảnh hưởng chiều dịng tiền hoạt động đầu tư dòng tiền hoạt động tài trợ Từ khóa: kiệt quệ tài chính, dịng tiền hoạt động kinh doanh, dòng tiền hoạt động đầu tư, dòng tiền hoạt động tài trợ Giới thiệu đủ khả thực cam kết với chủ nợ thực khó khăn (Brealey & cộng sự, 2008); theo đó, kiệt quệ tài tình trạng tạm thời dẫn đến phát sinh số rắc rối Kiệt quệ tài (financial distress) biến có gắn với định tài trợ nợ, xảy doanh nghiệp khơng Financial distress and cash flows of non-financial firms listed in Vietnam Abstract: This paper studies cash flows as the evidence for financial distress of the non-financial firms listed in Vietnam The 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 operating cash flows have negative significant effect on financial distress, while investing and financing cash flows have positive significant effect on financial distress Keywords: financial distress, operating cash flows, investing cash flows, financing cash flows Dung Kim Bui Email: dungbk@buh.edu.vn The Banking University of Ho Chi Minh City Ngan Thi Truc Mai Email: nganmtt@hiu.vn Hong Bang International University © Học viện Ngân hàng ISSN 1859 - 011X 61 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 226- Tháng 2021 Tai ngay!!! Ban co the xoa dong chu nay!!! 17014127526361000000 Kiệt quệ tài dịng tiền doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam cho doanh nghiệp chủ nợ không tiếp tục tài trợ, dự án khả thi bị trì hỗn hay bỏ qua ; kiệt quệ tài dẫn đến phá sản doanh nghiệp (Brealey & cộng sự, 2008; Arnold, 2013) Dòng tiền (cash flows) phản ánh dịch chuyển giá trị tăng lên giảm xuống tiền thời kỳ (Nagle & Connor, 2010), cung cấp nhiều thông tin hữu ích để nhận định khả tạo tiền, chất lượng lãi ròng, xu hướng đầu tư nhu cầu huy động nguồn tiền tài trợ từ bên ngoài, khả chi trả nợ gốc vay đến hạn lãi vay cho chủ nợ, khả chia lãi cho chủ sở hữu, khả tự chủ tài nhiều vấn đề tài khác (Horne & Wachowicz, 2008; Ngô Kim Phượng & cộng sự, 2018) Trong phạm vi viết này, nhóm tác giả nghiên cứu dòng tiền chứng nhận diện giải thích cho kiệt quệ tài doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam, gợi ý giảm thiểu khả kiệt quệ tài cho doanh nghiệp Cơ sở lý thuyết chứng thực nghiệm 2.1 Cơ sở lý thuyết Dưới góc độ quản lý tài chính, doanh nghiệp phải đối mặt với nguy kiệt quệ tài lựa chọn tài trợ nợ nguồn tài trợ có thời hạn hồn trả doanh nghiệp có trách nhiệm tốn nợ gốc tiền lãi (Ngơ Kim Phượng & cộng sự, 2018), nhiên tài trợ nợ mang đến cho doanh nghiệp hội tiết kiệm thuế, chi phí vốn (Brealey & cộng sự, 2008; Arnold, 2013; Ngô Kim Phượng & cộng sự, 2018); định tài trợ nợ ln tốn khó doanh 62 nghiệp Lý thuyết đánh đổi (Trade-off theory) cấu vốn, doanh nghiệp phải cân nhắc đánh đổi lợi ích từ khoản tiết kiệm thuế rủi ro kiệt quệ tài định sử dụng nợ, theo doanh nghiệp trì mức độ sử dụng nợ thấp rủi ro kiệt quệ tài chưa đáng kể giá trị doanh nghiệp gia tăng nhờ đóng góp khoản tiết kiệm thuế nhiều hơn, giá trị doanh nghiệp tiếp tục gia tăng với gia tăng mức độ sử dụng nợ Nếu chi phí kiệt quệ tài trở nên đáng kể, vượt trội so với phần đóng góp của khoản tiết kiệm thuế từ lãi vay giá trị doanh nghiệp giảm, giá trị doanh nghiệp tiếp tục giảm với gia tăng mức độ sử dụng nợ (Brealey & cộng sự, 2008; Arnold, 2013) Theo nguyên lý chung phân loại dòng tiền hệ thống báo cáo tài chính, doanh nghiệp có dịng tiền phận thể khía cạnh khác khả tạo tiền, xu hướng đầu tư nguồn tài trợ bên (CFA Institute, 2008; Ngô Kim Phượng & cộng sự, 2018), bao gồm: Thứ nhất, dòng tiền hoạt động kinh doanh cấu thành khoản tiền thu tiền chi liên quan đến doanh thu chi phí, phát sinh thường xuyên trình hoạt động sản xuất, thương mại cung cấp dịch vụ doanh nghiệp Nếu dòng tiền hoạt động kinh doanh thặng dư cho thấy doanh nghiệp đảm bảo khả tạo tiền sở để doanh nghiệp thực nghĩa vụ, trách nhiệm với chủ nợ cổ đông, mở rộng đầu tư; ngược lại, doanh nghiệp không tạo tiền, hay rơi vào trường hợp thâm hụt dịng tiền hoạt động kinh doanh doanh nghiệp phải huy động nguồn tài trợ bên ngồi cách vay nợ ngắn hạn nhằm đáp ứng cho gia tăng nhu cầu vốn lưu động, dẫn đến gia tăng phụ thuộc vào chủ nợ gia tăng áp lực Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 2021 BÙI KIM DUNG - MAI THỊ TRÚC NGÂN toán phải đối mặt nhiều với rủi ro kiệt quệ tài Trường hợp doanh nghiệp bị thâm hụt dòng tiền hoạt động kinh doanh liên tục nhiều kỳ, doanh nghiệp phải tìm cách vay nợ dài hạn kêu gọi vốn góp trực tiếp từ chủ sở hữu, phải thu hẹp đầu tư cách lý tài sản cố định, chấp nhận giảm lực sản xuất kinh doanh Như vậy, doanh nghiệp với dòng tiền hoạt động kinh doanh thặng dư ổn định mức cao giúp cho doanh nghiệp thực nghĩa vụ, trách nhiệm với chủ nợ, giảm thiểu rủi ro khả toán làm giảm khả xảy kiệt quệ tài chính; ngược lại Thứ hai, dòng tiền hoạt động đầu tư cấu thành khoản tiền thu tiền chi liên quan đến tài sản cố định, bất động sản đầu tư khoản đầu tư tài chính, theo chênh lệch thu chi dòng tiền hoạt động đầu tư nhỏ thể xu hướng mở rộng đầu tư, ngược lại thể xu hướng thu hẹp đầu tư Nếu doanh nghiệp mở rộng đầu tư tài sản cố định lực sản xuất kinh doanh gia tăng, ngược lại; đó, mở rộng đầu tư tài sản tài hay bất động sản đầu tư khơng góp phần gia tăng lực sản xuất kinh doanh, hình thức đầu tư trái ngành để giúp doanh nghiệp đảm bảo hiệu sử dụng vốn tốt đồng vốn dư thừa, nhàn rỗi Như vậy, doanh nghiệp có dịng tiền hoạt động đầu tư thặng dư liên tục nhiều kỳ dấu hiệu thu hẹp đầu tư, lý tài sản cố định nhiều suy giảm lực sản xuất kinh doanh, gia tăng khả xảy kiệt quệ tài chính; hay dịng tiền hoạt động đầu tư thâm hụt mở rộng đầu tư trái ngành với nhiều hạn chế khả quản lý rủi ro, biểu tình trạng dư thừa vốn khả hấp thụ vốn hoạt động kinh doanh chưa tốt, tình trạng kéo dài làm gia tăng khả kiệt quệ tài Thứ ba, dịng tiền từ hoạt động tài trợ (hoạt động tài theo chế độ kế toán doanh nghiệp hành Việt Nam) cấu thành khoản thu chi tiền liên quan đến thay đổi nợ vay vốn chủ sở hữu, theo chêch lệch thu chi hoạt động tài trợ lớn cho biết doanh nghiệp tài trợ nguồn tiền từ bên ngồi cách vay nợ gọi vốn góp trực tiếp từ chủ sở hữu, ngược lại cho biết doanh nghiệp thực hoàn trả khoản nợ gốc vay, trả lại vốn góp cho chủ sở hữu thực chia lãi cho chủ sở hữu Như vậy, doanh nghiệp có dịng tiền từ hoạt động tài trợ thặng dư liên tục, gia tăng phụ thuộc vào nguồn tài trợ bên ngồi dẫn đến gia tăng khả xảy kiệt quệ tài chính; ngược lại doanh nghiệp có dòng tiền từ hoạt động tài trợ thâm hụt gợi ý doanh nghiệp phụ thuộc vào nguồn tài trợ bên ngoài, tăng khả tự chủ tài qua doanh nghiệp giảm khả xảy kiệt quệ tài 2.2 Nghiên cứu thực nghiệm Nhiều nghiên cứu thực nhiệm đúc kết giải thích dòng tiền cho kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp; đánh giá từng thành phần của dòng tiền ảnh hưởng đến tình trạng kiệt quệ tài chính của các doanh nghiệp, các nghiên cứu thực nghiệm đều sử dụng chỉ số đo lường khả sử dụng dòng tiền để thực trách nhiệm tài của doanh nghiệp; chẳng hạn Jooste (2007) Fawzi (2015) cho doanh nghiệp có thể rơi vào tình trạng kiệt quệ tài doanh nghiệp phải đối diện với các vấn đề nghiêm trọng về dòng tiền, từ tác giả gợi ý dòng tiền Số 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 63 Kiệt quệ tài dịng tiền doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam thông tin phản ánh tốt dùng để nhận diện kiệt quệ tài Nghiên cứu thực nghiệm Sayari & Mugan (2013) xác định khả giải thích dịng tiền cho số kiệt quệ tài đo lường theo mơ hình Zmijewski’s, theo dịng tiền hoạt động kinh doanh có quan hệ ngược chiều với số kiệt quệ tài chính, dịng tiền hoạt động tài trợ có quan hệ chiều với số kiệt quệ tài dịng tiền hoạt động đầu tư khơng có ý nghĩa thống kê Nghiên cứu thực nghiệm Kordestani & cộng (2011), Shamsudin & Kamaluddin (2015) đều cho kết luận hai tình trạng dòng tiền giải thích cho kiệt quệ tài chính ở mức độ nghiêm trọng (i) dòng tiền hoạt động kinh doanh thặng dư, dòng tiền hoạt động đầu tư tài trợ thâm hụt, (ii) dòng tiền hoạt động kinh doanh, đầu tư tài trợ thâm hụt Ngoài ra, nghiên cứu thực nghiệm Kordestani & cộng (2011) còn khẳng định thêm kiệt quệ tài chính nhận diện thơng qua dịng tiền hoạt động kinh doanh thâm hụt, dòng tiền hoạt động đầu tư tài trợ thặng dư, hay dòng tiền hoạt động kinh doanh tài trợ âm dòng tiền hoạt động đầu tư thặng dư Hay nghiên cứu thực nghiệm Shamsudin & Kamaluddin (2015) đúc kết thêm dòng tiền hoạt động kinh doanh đầu tư thặng dư dòng tiền hoạt động tài trợ thâm hụt, dòng tiền hoạt động kinh doanh thặng dư, dòng tiền hoạt động thâm hụt dòng tiền hoạt động thặng dư cũng có ý nghĩa giải thích cho kiệt quệ tài chính doanh nghiệp Như vậy, nghiên cứu thực nghiệm giải thích dịng tiền cho kiệt quệ tài doanh nghiệp vừa thống vừa mâu thuẫn nhau; điều giải thích khác bối 64 cảnh không gian thời gian nghiên cứu gắn với thực tiễn hoạt động doanh nghiệp quốc gia, bên cạnh khác cách xử lý biến mơ hình nghiên cứu, phương pháp ước lượng; viết kỳ vọng cung cấp thơng tin hữu ích để nhận diện kiệt quệ tài dựa vào dịng tiền cho trường hợp doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam Mơ hình nghiên cứu thảo luận kết 3.1 Mơ hình nghiên cứu a Các biến số giả thiết nghiên cứu Căn sở lý thuyết chứng thực nghiệm, viết vào nghiên cứu thực nghiệm Sayari & Mugan (2013) thực nhận diện kiệt quệ tài doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam dựa vào dịng tiền với mơ hình nghiên cứu sau: FDi,t = β0 + β1 * OCFi,t + β2 * ICFi,t + β3 * FCFi,t + β4 * AGEi,t + β5 * SIZEi,t + εi,t Trong đó: - FD biến phụ thuộc, thể kiệt quệ tài - OCF biến độc lập, thể dòng tiền hoạt động kinh doanh - ICF biến độc lập, thể dòng tiền hoạt động đầu tư - FCF biến độc lập, thể dòng tiền hoạt động tài trợ - AGE biến kiểm soát, thể độ tuổi doanh nghiệp - SIZE biến kiểm sốt, thể quy mơ doanh nghiệp - β0 hệ số chặn - β1…5 hệ số hồi quy biến độc lập biến kiểm soát - i t tương ứng với doanh nghiệp theo năm Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 2021 BÙI KIM DUNG - MAI THỊ TRÚC NGÂN - ε sai số ngẫu nhiên b Giải thích biến giả thiết nghiên cứu Biến phụ thuộc FD đo lường theo mơ hình Zmijewski’s với cách xác định sau: Trong đó: - FD có giá trị âm cho thấy sức khỏe tài tương đối mạnh hơn, khả xảy kiệt quệ tài chính, FD có giá trị dương cho kết ngược lại; hay khái quát FD tăng cho thấy khả xảy kiệt quệ tài cao - NI lợi nhuận sau thuế, TA tổng tài sản, TL nợ, CA tài sản ngắn hạn CL nợ ngắn hạn Các biến độc lập liên quan đến dòng tiền, bao gồm:  OCF đo lường tỷ lệ dòng tiền ròng hoạt động kinh doanh tổng tài sản, biến độc lập kỳ vọng tác động ngược chiều đến FD (Sayari & Mugan, 2013; Jooste, 2007; Kordestani & cộng sự, 2011)  ICF đo lường tỷ lệ dòng tiền ròng hoạt động đầu tư tổng tài sản, biến độc lập kỳ vọng tác động ngược chiều đến FD (Kordestani & cộng 2011; Dickinson, 2011)  FCF đo lường tỷ lệ dòng tiền ròng hoạt động tài trợ tổng tài sản, biến độc lập kỳ vọng tác động chiều đến FD (Sayari & Mugan, 2013; Kordestani & cộng sự, 2011; Shamsudin & Kamaluddin, 2015) Ngoài ra, mơ hình nghiên cứu có biến kiểm sốt, bao gồm: (i) AGE tính từ doanh nghiệp thành lập hoạt động theo hình thức cơng ty cổ phần năm nghiên cứu, (ii) SIZE đo lường logarithmic doanh thu thuần; hai biến kiểm soát kỳ vọng chiều với FD, theo quy mơ doanh nghiệp độ tuổi doanh nghiệp lớn nguy kiệt quệ tài thấp, ngược lại (Sayari & Mugan, 2013) c Dữ liệu phương pháp nghiên cứu Xuất phát từ tổng thể doanh nghiệp phi tài (khơng bao gồm doanh nghiệp tài chính, ngân hàng bảo hiểm) niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam, viết lựa chọn 542 doanh nghiệp đưa vào mẫu nghiên cứu thỏa mãn đồng thời tiêu chí sau: (i) Cổ phiếu doanh nghiệp niêm yết thị trường tính đến thời điểm kết thúc năm tài 2018, (ii) Có đầy đủ báo cáo tài từ năm 2014 đến năm 2018, (iii) Tất báo cáo tài kiểm tốn báo cáo kiểm tốn cho ý kiến chấp nhận tính hợp lý trung thực theo nguyên tắc trọng yếu Dữ liệu báo cáo tài doanh nghiệp mẫu nghiên cứu trích xuất từ Hệ thống FiinPro Cơng ty cổ phần Tập đồn FiinGroup Bài viết sử dụng phần mềm Excel Eviews 10.0 để xử lý phân tích liệu Bài viết sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để xác định kết nghiên cứu, bao gồm phương pháp xử lý cụ thể sau: thống kê mô tả (Descriptive statistics), phân tích tương quan (Correlation analysis) phân tích hồi quy liệu bảng (Panel data regression) theo mô hình hồi quy gộp (Pooled OLS), mơ hình yếu tố ảnh hưởng cố định (FEM) mơ hình yếu tố ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) Nếu có xảy khuyết tật (đa cộng tuyến nghiêm trọng, phương sai sai số thay đổi hay tự tương quan) kết hồi quy xác định theo phương pháp bình phương nhỏ tổng quát (GLS) 3.2 Kết nghiên cứu thảo luận Số 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 65 Kiệt quệ tài dịng tiền doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam 3.2.1 Thống kê mô tả Thống kê mô tả biến mơ hình nghiên cứu trình bày Bảng FD có giá trị trung bình -2,6393, cho thấy doanh nghiệp có sức khỏe tài tương đối mạnh hơn, có nguy kiệt quệ tài chính; nhiên có phân hóa rõ nét khả xảy kiệt quệ tài thể qua FD dao động từ mức thấp -11,1519 đến mức cao 0,5707, qua cho thấy tồn doanh nghiệp có sức khỏe tài tương đối yếu, phải đối mặt với nguy kiệt quệ tài cao OCF trung bình 0,0586 cho thấy doanh nghiệp thặng dư tiền từ sản xuất kinh doanh, đảm bảo khả tạo tiền; hay doanh nghiệp tài trợ nguồn tiền từ bên thể qua FCF trung bình 0,0032, ICF trung bình -0,0577 cho thấy doanh nghiệp có xu hướng mở rộng đầu tư Thống kê mơ tả biến kiểm sốt cho thấy đa dạng quy mô doanh nghiệp mẫu nghiên cứu độ tuổi trung bình doanh nghiệp 11 năm 3.2.2 Phân tích tương quan Kết xác định hệ số tương quan biến có đính kèm theo bên hệ số tương quan mức ý nghĩa, trình bày thể Bảng Với mức ý nghĩa thống kê 1%, biến FD có tương quan dương với biến ICF FCF, lại tương quan âm OCF, cho thấy biến động khả kiệt quệ tài chiều với biến động dòng tiền hoạt động đầu tư tài trợ, lại ngược chiều với biến động dòng tiền hoạt động kinh doanh Ngồi ra, Bảng cịn cho biết biến động khả kiệt quệ tài ngược chiều với biến động tuổi doanh nghiệp chiều với biến động quy mô doanh nghiệp 3.2.3 Phân tích hồi quy Kết hồi quy theo Pooled OLS, FEM REM, kèm theo kết kiểm định để lựa chọn phương pháp ước lượng hệ số phóng đại phương sai (VIF), tổng hợp trình bày Bảng Để lựa chọn kết hồi quy, Bài viết thực kiểm định, bao gồm: Redundant Fixed Effects để lựa chọn FEM Pooled OLS, kiểm định Breusch-Pagan để lựa chọn REM Pooled OLS kiểm định Hausman để lựa chọn FEM REM; kết từ kiểm định cho thấy FEM phù hợp nhất, theo biến có ý nghĩa thống kê FCF, SIZE AGE, biến OCF ICF khơng đảm bảo ý nghĩa thống kê Ngồi ra, để đảm bảo vững cho kết nghiên cứu, Bài viết tiếp tục thực kiểm định vi phạm Bảng Thống kê mô tả biến Biến Trung bình Lớn Nhỏ Độ lệch chuẩn Số quan sát FD -2,6393  0,5707 -11,1519  1,5465  2710 OCF  0,0586  1,4114 -0,8720  0,1470  2710 ICF -0,0577  0,9930 -1,9138  0,1472  2710 FCF  0,0032  1,6429 -0,9079  0,1656  2710 SIZE  5,7685  7,8600  4,1599  0,6604  2710 AGE  11,2749  25,0000  2,0000  3,3670  2710 Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài doanh nghiệp Eviews 10.0 66 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 2021 BÙI KIM DUNG - MAI THỊ TRÚC NGÂN Bảng Ma trận tương quan biến FD FD OCF ICF FCF SIZE AGE 1,0000 -  OCF ICF FCF SIZE AGE -0,2348*** 1,0000 0,0000 -  0,0628*** -0,2821*** 1,0000 0,0011 0,0000 -  0,1490*** -0,4986*** -0,5233*** 1,0000 0,0000 0,0000 0,0000 -  0,3134*** -0,0058 -0,0560*** 0,0436** 1,0000 0,0000 0,7622 0,0035 0,0234 -  -0,0729*** -0,0141 0,0818*** -0,0857*** -0,0224 1,0000 0,0001 0,4635 0,0000 0,0000 0,2444 -  Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài doanh nghiệp Eviews 10.0 *** Mức ý nghĩa 1%, ** Mức ý nghĩa 5% hồi quy tuyến tính đa cộng tuyến phương sai sai số thay đổi, FEM quan tâm đến khác biệt mang tính cá nhân đóng góp vào mơ hình nên khơng có tự tương quan nên viết không kiểm định vi phạm Kiểm định đa cộng tuyến Dựa vào ma trận tương quan Bảng 2, xem xét hệ số tương quan biến độc lập biến kiểm soát với nhau, giá trị tuyệt đối hệ số tương quan trường hợp nhỏ 0,8, cho thấy tương quan mạnh biến với nhau, qua cho thấy khơng có đa cộng tuyến nghiêm trọng (Gujarati, 2011) Ngoài ra, kết khẳng định VIF bảng 3, theo tất trường hợp có VIF nhỏ 10 (Gujarati, 2011) Kiểm định phương sai sai số thay đổi Bài viết sử dụng kiểm định White để nhận biết phương sai sai số thay đổi, kết Bảng cho thấy mơ hình có phương sai sai số thay đổi viết thực hồi quy theo GLS để khắc phục Bảng Với mức ý nghĩa thống kê 1%, kết hồi quy Bảng khẳng định biến độc lập OCF biến kiểm soát AGE giải thích ngược chiều cho FD, biến độc lập ICF, FCF biến kiểm sốt SIZE giải thích chiều cho FD; mức độ phù hợp mơ hình 46,45% 3.3 Thảo luận Hệ số hồi quy biến độc lập OCF theo GLS -1,3828, cho thấy dịng tiền hoạt động kinh doanh có ý nghĩa giải thích ngược chiều cho khả xảy kiệt quệ tài doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam, phù hợp với kỳ vọng kết nghiên cứu thực nghiệm Sayari & Mugan (2013), Jooste (2007), Kordestani & cộng (2011) Kết ủng hộ ngun lý phân tích dịng tiền, theo dịng tiền hoạt động kinh doanh thặng dư gia tăng cho Số 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 67 Kiệt quệ tài dịng tiền doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam Bảng Kết hồi quy Biến Pooled OLS Hệ số β FEM P-value Hệ số β P-value REM Hệ số β P-value VIF OCF -1,6595*** 0,0000 -0,0602 0,6377 -0,1505 0,2372  2,9040 ICF 0,9827*** 0,0022 0,0786 0,5376 0,1325 0,2974  3,0010 FCF 0,9330*** 0,0032 0,2768** 0,0334 0,3210** 0,0132  3,6892 SIZE 0,7303*** 0,0000 0,9977*** 0,0000 0,8252*** 0,0000  1,0040 -0,0309*** 0,0002 -0,0553*** 0,0000 -0,0450*** 0,0000  1,0122 -6,8763 0,0000 - AGE C -6,3526 0,0000 -7,7636 0,0000 Kiểm định 0,0000 Breusch-Pagan Kiểm định Redundant Fixed 0,0000 Effects Kiểm định 0,0000 Hausman (***) Mức ý nghĩa 1%, (**) Mức ý nghĩa 5%, (*) Mức ý nghĩa 10% Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài doanh nghiệp Eviews 10.0 Bảng Kiểm định White Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared 28,2001 Prob F(20,2689) 0,0000 469,8564 Prob Chi-Square(20) 0,0000 Scaled explained SS 645,9404 Prob Chi-Square(20) 0,0000 Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài doanh nghiệp Eviews 10.0 thấy doanh nghiệp có khả tạo tiền cải thiện, nguồn tiền phù hợp để doanh nghiệp thực trách nhiệm với chủ nợ qua giảm thiểu khả xảy kiệt quệ tài chính, ngược lại Hệ số hồi quy biến độc lập ICF theo GLS 0,8102, cho thấy dòng tiền hoạt động đầu tư có ý nghĩa giải thích chiều cho khả xảy kiệt quệ tài doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam, ngược lại với kỳ vọng kết nghiên cứu thực nghiệm Kordestani & cộng (2011), Dickinson (2011) Kết giải thích doanh nghiệp với dòng tiền hoạt động đầu tư lớn tăng lên cho 68 thấy doanh nghiệp có xu hướng thu hẹp đầu tư gia tăng thu hẹp đầu tư, xuất phát từ việc gia tăng đầu tư tài sản cố định trước lại hiệu quả, khơng kiểm sốt tốt rủi ro gia tăng đe dọa an toàn, gia tăng khả xảy kiệt quệ tài Hệ số hồi quy biến độc lập FCF theo GLS 0,8720, cho thấy dòng tiền hoạt động tài trợ có ý nghĩa giải thích chiều cho khả xảy kiệt quệ tài doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam, phù hợp với kỳ vọng kết nghiên cứu thực nghiệm Sayari & Mugan (2013), Kordestani & cộng (2011), Shamsudin & Kamaluddin (2015) Kết Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 2021 BÙI KIM DUNG - MAI THỊ TRÚC NGÂN Bảng Kết hồi quy theo GLS Biến Hệ số β P-value OCF -1,3828*** 0,0000 ICF 0,8102*** 0,0000 FCF 0,8720*** 0,0000 SIZE 0,7276*** 0,0000 AGE -0,0274*** 0,0000 -6,3755 0,0000 C - R2 = 0,4645 *** Mức ý nghĩa 1% Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài doanh nghiệp Eviews 10.0 giải thích doanh nghiệp có dịng tiền thặng dư từ hoạt động tài trợ tăng lên cho thấy doanh nghiệp gia tăng huy động nguồn tiền tài trợ từ bên thường khoản nợ vay ưu tiên so với vốn góp chủ sở hữu theo lý thuyết trật tự phân hạng, dẫn đến gia tăng áp lực toán, gia tăng khả xảy kiệt quệ tài Ngồi ra, kết nghiên cứu cịn tìm thấy độ tuổi doanh nghiệp giải thích ngược chiều cho khả xảy kiệt quệ tài doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam, điều lý giải doanh nghiệp có thâm niên hoạt động lâu có nhiều kinh nghiệm quản trị tài doanh nghiệp nói chung quản trị rủi ro kiệt quệ tài nói riêng, qua giảm thiểu khả kiệt quệ tài chính; hay quy mơ doanh nghiệp giải thích chiều cho khả xảy kiệt quệ tài doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam, kết ủng hộ lý thuyết bất lợi kinh tế quy mơ (Diseconomies of scale) với giải thích mở rộng quy mô doanh nghiệp dẫn đến gia tăng chi phí dài hạn gia tăng khả xảy kiệt quệ tài chính, hay nguyên lý “quá lớn để đỗ vỡ” – “too-big-to-fail” (Roe, 2014; Larsen & cộng sự, 2018) cho doanh nghiệp khơng kiểm sốt tốt rủi ro mở rộng quy mô với xu hướng tăng trưởng nhanh gây tình trạng thiếu hụt tiền nhiều tiền cho nhu cầu vốn lưu động gia tăng, dẫn đến gia tăng khả xảy kiệt quệ tài Kết luận gợi ý Kết nghiên cứu thực nghiệm cho trường hợp doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam khẳng định kiệt quệ tài nhận diện dịng tiền, dịng tiền hoạt động kinh doanh giải thích ngược chiều, cịn dịng tiền hoạt động đầu tư tài trợ lại giải thích chiều Với mục tiêu giảm thiểu khả xảy kiệt quệ tài chính, kết nghiên cứu gợi ý, khuyến nghị doanh nghiệp trọng đến quan hệ cân đối tiền thu tiền chi liên quan đến sản xuất kinh doanh hiệu quản trị vốn lưu động nhằm đảm bảo khả tạo tiền, cân đối rủi ro toán với hiệu sử dụng vốn huy động nguồn tiền tài trợ từ bên ngoài, điều chỉnh xu hướng đầu tư tài sản cố định phù hợp với khả kiểm sốt rủi ro; ngồi ra, kết nghiên cứu gợi ý doanh nghiệp cần ý đến bất lợi kinh tế quy mơ, lựa chọn giới hạn tăng trưởng quy mô phù hợp chủ động tích lũy kinh nghiệm quản lý tài nói chung quản lý rủi ro ■ Tài liệu tham khảo Arnold, G (2013), Corporate financial management (Fifth edition), England: Pearson Education Limited Brealey, R A., Myers, S C., & Allen, F (2008), Principles of Corporate Finance (Ninth edition), Singapore: Mc Graw – Hill International Edition Số 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 69 Kiệt quệ tài dịng tiền doanh nghiệp phi tài niêm yết Việt Nam CFA Institute (2008), Financial Statement Analysis, CFA Program Curriculum ● Volume 3, The United States of America: Pearson Custom Publishing Dickinson, V (2011), ‘Cash Flow Patterns as a Proxy for Firm Life Cycle’, The Accounting Review, November 2011, Vol 86, No 6, pp 1969-1994 Fawzi, N S., Kamaluddin, A & Sanusi, Z M (2015), ‘Monitoring Distressed Companies through Cash Flow Analysis’, Procedia Economics and Finance, 28, 136-144 Gujarati, D N (2011), Econometrics by Example, Paperback, Chương 10: Vấn đề đa cộng tuyến cỡ mẫu nhỏ, Bản dịch Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbight, truy cập lần cuối ngày 10 tháng 12 năm 2019 từ Horne, J C V & Wachowicz, J M (2008), Fundamentals of Financial Management (13th edition), England: Prentice Hall Jooste, L (2007), An evaluation of the usefulness of cash flow ratios to predict financial distress, Acta Commercii, vol 7, no 1, pp 1-13 Kordestani, G., Biglari, V & Bakhtiari, M (2011), ‘Ability of combinations of cash flow components to predict financial distress’, Verslas: Teorija ir Praktika Business, 12, 277-285 10 Larsen, E R., Ackere, A & Osorio, S (2018), Can electricity companies be too big to fail?, retrieved on December 20th 2019, from 11 Nagle, C & Connor, J O (2010), Cash is King, Managing Cash Flow, retrieved on December 20th 2019, from 12 Ngô Kim Phượng, Lê Hồng Vinh – Đồng chủ biên (2018), Phân tích tài doanh nghiệp (tái lần 4), Thành phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất Kinh tế TP Hồ Chí Minh 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 & 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 15 Shamsudin, A & Kamaluddin, A (2015), ‘Impeding bankruptcy: Examing cash flow pattern of distress and healthy firm’, Proscedia Economic & Finance, 31, 766-767 trang 25 biện pháp xử lý khách hàng không trả nợ; trước ký HĐTD, cán tín dụng cần giải thích rõ điều khoản quy định HĐTD với khách hàng Thứ tư, Nghị định 67 nên sửa đổi theo hướng quy định cụ thể điều kiện để vay vốn tàu cá xa bờ, có quy chế xử lý nợ xấu cứng rắn trường hợp ngư dân cố ý không trả nợ Thứ năm, cần ban hành quy chế phối hợp quan, ban, ngành việc xử lý nợ xấu, theo dõi tình hình hoạt động ngư dân thu hồi nợ kịp thời cho NHTM; có quy định cụ thể để quan chức tạm dừng loại thủ tục: cấp Giấy chứng nhận an toàn tàu cá, Giấy phép khai thác hải sản,… khách hàng khơng có ý thức trả nợ; có chế việc hỗ trợ cung cấp thơng tin liên quan đến tình hình khai thác chủ tàu nhật ký hành trình, số chuyến biển, sản 70 lượng khai thác,… cho NHTM cho vay để theo dõi, đánh giá khách hàng 4.3 Hạn chế nghiên cứu Mặc dù nghiên cứu đưa vào mơ hình hồi quy biến độc lập làm sở phân tích đánh giá thực tế, ngồi nhân tố trên, tiếp cận TDCT hộ ngư dân đánh bắt xa bờ TP Nha Trang chịu ảnh hưởng nhiều nhân tố khác chưa khám phá như: điều kiện thời tiết, định ngư dân, thị trường thủy sản, sách quản lý,… Bên cạnh đó, nguồn lực có hạn, nghiên cứu giới hạn mẫu điều tra 120 hộ, gia tăng số lượng mẫu điều tra mức ý nghĩa độ tin cậy mơ hình cao hơn, nhân tố khác mơ hình có ý nghĩa thống kê ■ Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 2021