NĂNG LỰC TÀI CHÍNH CHO TĂNG TRƯỞNG BỀN VỮNG CỦA DOANH NGHIỆP KINH DOANH TRONG LĨNH VỰC MÔI TRƯỜNG
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Mục tiêu nghiên cứu định lượng
Nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính dựa trên dữ liệu mảng panel data Pooled OLS, FEM, REM để kiểm định tác động của năng lực tài chính đến tăng trưởng bền vững của các doanh nghiệp môi trường tại Việt Nam.
3.2. Sử dụng phần mềm STATA 14
Sử dụng phần mềm này để phân tích lựa chọn mô hình hồi quy, kiểm định và ước lượng mô hình hồi quy dữ liệu mảng [24]. Đối với dữ liệu mảng, có thể tiến hành hồi quy theo 3 phương pháp là: Hồi quy bình phương nhỏ nhất (Pooled Ordinary Least Square - Pooled OLS); Hồi quy tác động cố định (Fixed - Effects Model, Covariance model, Within Estimato, Individual Dummy Variable Model, Least Squares Dummy Variable Model- Fem); Hồi quy tác động ngẫu nhiên (Radom-
Effects Model, Random Intercept, Partial Pooling Model-Rem). Thực nghiệm kiểm định hausman test để lựa chọn mô hình phù hợp trong số 3 mô hình. Mô hình được chọn tiếp tục được kiểm định các khuyết tật và tiến hành khắc phục đối với các khuyết tật trong mô hình.
3.3. Dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu được tác giả sử dụng là dữ liệu thứ cấp, được lấy từ trang Vietstock.vn, từ báo cáo thường niên của các doanh nghiệp môi trường và trang Tổng cục Thống kê (Gso.gov.vn). Bộ dữ liệu gồm báo cáo tài chính của các doanh nghiệp môi trường tại Việt Nam trong giai đoạn 2010 - 2021, nghiên cứu sẽ loại trừ những doanh nghiệp mới thành lập hoặc hợp nhất khiến dữ liệu không đảm bảo tính so sánh và doanh nghiệp không công bố đủ thông tin cần thiết trong nghiên cứu. Theo Bollen (1989), khi phân tích mô hình có cấu trúc tuyến tính, kích thước mẫu được tính theo công thức n=5*2i (i là biến quan sát trong mô hình). Theo Tabachnick và Fidell (2007), kích thước mẫu trong phân tích hồi quy tuyến tính bội được tính theo công thức n= 50 + 8q (q là số biến độc lập trong mô hình).
3.4. Lựa chọn các biến trong mô hình
Biến phụ thuộc là tăng trưởng bền vững (biến SGR được đo lường bằng tỷ lệ lợi nhuận giữ lại tái đầu tư/vốn chủ sở hữu đầu kỳ), các biến độc lập là năng lực tài chính của doanh nghiệp.
Bảng 1. Thống kê các biến trong mô hình, tên và ký hiệu biến, công thức tính
TT Tên và ký hiệu biến Công thức tính Kỳ
Biến phụ thuộc: Tăng trưởng bền vững (SGR) vọng Biến độc lập:
1 Quy mô doanh nghiệp (Size) Ln (Tổng tài sản) +
2 Hệ số nợ trên vốn chủ sở hữu (Lev) Tổng nợ/Vốn chủ sở hữu -
3 Hệ số nợ ngắn hạn (Std) Nợ ngắn hạn/Nợ phải trả +
4 Tỷ lệ đầu tư tài sản cố định (Inv) Tài sản cố định/Tổng tài sản + 5 Hiệu quả hoạt động (Ine) Chi phí hoạt động/doanh thu thuần - 6 Tỷ lệ các khoản phải thu (Rec) Khoản phải thu /Tổng tài sản +
7 Khả năng thanh toán (CR) Tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn +
8 Khả năng sinh lời trên tài sản (ROA) Lợi nhuận sau thuế/ Tổng tài sản bình quân + 9 Khả năng sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE) Lợi nhuận sau thuế/ Vốn chủ sở hữu bình quân + 10 Tuổi của doanh nghiệp (Age) Ln (Năm lấy số liệu - Năm thành lập) +
(Tác giả tổng hợp từ cơ sở lý thuyết)
Mô hình nghiên cứu có dạng: SGR= β0 + β1*Sizeit1 + β2*Levit2 + β3*Stdit3 + β4*Invit4 +β5*Inet5 + β6*Recit6 + β7*Crit7 + β8*ROAit8 + β9*ROEit9 + β10*Age it10 + vi + εit với i =1,2,…,n và t = 1,2,..,t (*)
Trong đó:
β0 : Hệ số chặn;
β1, β2, β3, β4, β5, β6, β7, β8, β9, β10: là các hệ số độ dốc của các biến độc lập;
àit = vi + εit , sai số của mụ hỡnh được tỏch thành hai phần: vi là đại diện cho cỏc yếu tố khụng quan sát được khác nhau giữa các đối tượng nhưng không thay đổi theo thời gian; εit là đại diện cho những yếu tố không quan sát được khác nhau giữa các đối tượng và thay đổi theo thời gian.
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Thông tin mẫu nghiên cứu
Bảng 2. Kết quả thống kê các biến trong mô hình
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max
SGR 628 .1201595 .1120984 -.238611 .5225551
Size 628 2.653.761 1.013.044 2.412.928 3.025.409
Lev 628 .9559288 110.376 .016701 1.294.755
Std 628 .5860507 .3014083 .0440225 1
Inv 628 .5731925 .2178929 .0007943 .9583164
Ine 628 .6945237 .1396083 0 1.015.925
Rec 628 .0964714 .1126978 .0008471 .7852504
CR 628 2.069.052 1.780.492 .1440224 1.533.877
ROA 628 .0539298 .0559165 -.1132254 .3170683
ROE 628 .0895497 .0808088 -.2391432 .5069428
Age 628 1.243.864 .7975497 0 2.397.895
(Nguồn: Nghiên cứu thống kê trên phần mềm Stata 14)
Độ lệch chuẩn được sử dụng để đo lường mức độ phân tán của tập dữ liệu quanh giá trị trung bình (Mean), dễ dàng nhận thấy giá trị STD Deviation/Mean của phần lớn các biến có giá trị nhỏ hơn 1, độ lệch chuẩn nhỏ hơn trung bình, dữ liệu dao động yếu, dữ liệu thống kê quan sát của mẫu chênh lệch thấp (Hình 1).
Hình 1: Độ phân tán dữ liệu mẫu
(Nguồn: Tác giả thống kê trên phần mềm STATA 14)
4.2. Kiểm định mô hình hồi quy
* Kiểm tra đa cộng tuyến: Nghiên cứu sử dụng hệ số phóng đại phương sai VIF (variance inflation factor) để kiểm tra đa cộng tuyến. Nếu hệ số VIF không vượt quá 10 thì có dấu hiệu đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu.
Bảng 3. Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến trong mô hình
Variable VIF 1/VIF
ROA 9.47 0.105600
ROE 8.45 0.118305
Inv 2.03 0.492124
Std 2.03 0.493385
Rec 1.93 0.517179
Lev 1.86 0.538639
Size 1.59 0.627779
Ine 1.39 0.719843
CR 1.29 0.777384
Age 1.10 0.911079
Mean VIF 3.11
(Nguồn: Tác giả thống kê trên phần mềm STATA 14)
Các biến đưa vào mô hình (*) có liên quan tới luân chuyển vốn có những đặc trưng liên quan tới nhau, nên khi tiến hành chạy hồi quy tác giả đã tiến hành hồi quy riêng biệt để tránh đa cộng tuyến. Tuy nhiên, để xem xét các biến độc lập còn lại có đa cộng tuyến với nhau không tác giả tiến hành kiểm tra đa cộng tuyến với các biến độc lập khi đưa cùng lúc vào trong mô hình. Quan sát Bảng 3 cho thấy, hệ số VIF của các biến trong mô hình đều có giá trị nhỏ hơn 10. Điều này cho thấy rằng mô hình hồi quy nghiên cứu không có hiện tượng đa cộng tuyến, các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình.
* Lựa chọn mô hình ước lượng
Để thực hiện hồi quy dữ liệu bảng, có thể sử dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất (Pool-OLS), phương pháp hồi quy tác động cố định (FEM) và phương pháp hồi quy tác động ngẫu nhiên (REM).
Nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn giữa mô hình hồi quy (FEM) và (REM) cho dữ liệu bảng của mẫu nghiên cứu.
Kiểm định Hausman có các giả thuyết như sau:
H0 : Không có tương quan giữa các biến giải thích và thành phần ngẫu nhiên (tức là mô hình REM là phù hợp);
H1 : Có tương quan giữa các biến giải thích và thành phần ngẫu nhiên (tức là mô hình FEM là phù hợp).
Kết quả kiểm định Hausman (Bảng 4), nghiên cứu nhận được kết quả prob là 0.0000 nhỏ hơn 0.05 (5 %). Như vậy, với mức ý nghĩa 5 % chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, phương pháp phù hợp được lựa chọn là ảnh hưởng cố định (FEM). Vì vậy, nghiên cứu sẽ sử dụng mô hình (FEM) để hồi quy tác động của năng lực đến tăng trưởng bền vững của các doanh nghiệp môi trường Việt Nam giai đoạn 2010 - 2021:
Bảng 4. Kết quả kiểm định Hausman Test cho mô hình
(Nguồn: Nghiên cứu thống kê trên phần mềm STATA 14)
* Kiểm tra tính phù hợp của mô hình
Kiểm định phương sai sai số thay đổi, kết quả Bảng 5 của mô hình FEM (lệnh xttest3), kết quả cho thấy prob = 0.0000 < 0.05, mô hình FEM có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Bảng 5. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi trong FEM
(Nguồn: Nghiên cứu thống kê trên phần mềm STATA 14)
Kiểm định tự tương quan (lệnh xtserial). Bảng 6 cho thấy mô hình FEM có prob = 0.1303 >
0.05 nên mô hình FEM không có hiện tự tương quan.
Bảng 6. Kết quả kiểm định tự tương quan trong FEM
(Nguồn: Nghiên cứu thống kê trên phần mềm STATA 14)
Tiếp theo, nghiên cứu tiến hành kiểm định đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình và kiểm định phương sai sai số thay đổi (lệnh collin). Kết quả kiểm định đa cộng tuyến được thể hiện ở Bảng 7 cho thấy các biến độc lập có giá trị VIF < 10, chứng tỏ không có đa cộng tuyến.
Bảng 7. Kết quả kiểm định đa cộng tuyến trong FEM
Variable VIF SQRT VIF Tolerance R-Squared
Size 1.59 1.26 0.6278 0.3722
Lev 1.86 1.36 0.5386 0.4614
Std 2.03 1.42 0.4934 0.5066
Inv 2.03 1.43 0.4921 0.5079
Ine 1.39 1.18 0.7198 0.2802
Rec 1.93 1.39 0.5172 0.4828
CR 1.29 1.13 0.7774 0.2226
ROA 9.47 3.08 0.1056 0.8944
ROE 8.45 2.91 0.1183 0.8817
Age 1.10 1.05 0.9111 0.0889
Mean VIF 3.11
(Nguồn: Nghiên cứu thống kê trên phần mềm STATA 14)
Bảng 8. Kết quả hồi quy mô hình năng lực tài chính tác động lên tăng trưởng bền vững của
môi trường tại Việt Nam
(Nguồn: Nghiên cứu hồi quy trên phần mềm STATA 14)
Như vậy, mô hình FEM không có đa cộng tuyến. Để khắc phục khuyết tật phương sai sai số thay đổi, nghiên cứu sử dụng mô hình bình phương nhỏ nhất tổng quát khả thi (FGLS - Feasible Generalized Least Squares) để nhằm thu được ước lượng vững và hiệu quả. Nghiên cứu sử dụng lệnh esttab để so sánh các mô hình với so sánh các mô hình với nhau (Bảng 8). Lệnh: Esttab OLS FEM REM GLS, r2 star(* 0.1 ** 0.05 *** 0.01) brackets nogap compress.
5. Kết luận
Kết quả hồi quy mô hình (Bảng 7):
SGR= -2.06+ 0.00231*Size+ 0.00907*Std - 0.0108*Inv+ 0.394*ROA + 1.067*ROE – 0.00171*Age + à
Qua Bảng 7 cho thấy năng lực tài chính của các doanh nghiệp môi trường Việt Nam chưa đạt yêu cầu (β0 = -2.06 <0, β0 là giá trị trung bình của biến phụ thuộc tăng trưởng bền vững SGR khi các nhân tố ảnh hưởng nhận giá trị bằng 0). Hệ số xác định (R2) là hệ số đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi quy. Giá trị của hệ số (R2) cho biết bao nhiêu phần trăm biến thiên trong biến phụ thuộc có thể giải thích bởi mô hình hồi quy. Kết quả hồi quy cho kết quả, bao gồm 6 biến độc lập giải thích được 85,0 % sự biến thiên của biến phụ thuộc SGR, bao gồm: Quy mô doanh nghiệp (Size); Hệ số nợ ngắn hạn (Std); Tỷ lệ đầu tư tài sản cố định (Inv); Khả năng sinh lời trên tài sản (ROA); Khả năng sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE) và Tuổi của doanh nghiệp (Age). Cụ thể kết quả tác động như sau:
- Quy mô doanh nghiệp (Size): Có tác động cùng chiều đến tăng trưởng bền vững (SGR) của
doanh nghiệp, mức ý nghĩa cao 5 %. Nếu quy mô vốn của doanh nghiệp càng lớn thì năng lực tài chính của doanh nghiệp sẽ mạnh với mức ảnh hưởng khi quy mô của doanh nghiệp tăng 1 đơn vị thì doanh nghiệp sẽ tăng trưởng bền vững lên 0.00231 đơn vị. Điều này phù hợp với thực tiễn tại Việt Nam, khi một doanh nghiệp môi trường có quy mô vốn lớn sẽ giúp họ tự chủ tốt về mặt tài chính đồng thời có nhiều cơ hội để thực hiện được các hoạt động đầu tự dự án kinh doanh và cũng dễ dàng chống đỡ khi có các rủi ro xảy ra.
- Hệ số nợ ngắn hạn (Std): Có tác động cùng chiều đến tăng trưởng bền vững (SGR) của doanh nghiệp môi trường, mức ý nghĩa 1 %. Trong giai đoạn 2010 - 2021 các doanh nghiệp môi trường tại Việt Nam có xu hướng sử dụng nguồn tài trợ ngắn hạn để tài trợ cho hoạt động, hoạt động này có nhiều chịu rủi ro về lãi suất cao, nhưng đáp ứng kịp thời nhu cầu vốn của doanh nghiệp, qua đó tác động bất lợi đến tăng trưởng bền vững.
- Tỷ lệ đầu tư tài sản cố định (Inv): Có tác động ngược chiều đến tăng trưởng bền vững
(SGR) của doanh nghiệp, mức ý nghĩa cao 5 %. Nếu doanh nghiệp tăng tỷ lệ đầu tư tài sản cố định thì năng lực tài chính của doanh nghiệp sẽ suy yếu với mức ảnh hưởng khi tăng tỷ lệ đầu tư của doanh nghiệp tăng 1 đơn vị thì doanh nghiệp sẽ tăng trưởng bền vững xuống 0.0108 đơn vị. Điều này phù hợp với thực tiễn tại Việt Nam, khi đa phần các doanh nghiệp môi trường triển khai các dự án đầu tư thiếu hiệu quả, gây mất vốn và làm suy yếu năng lực tài chính cũng như cản trở tăng trưởng bền vững của doanh nghiệp.
- Khả năng sinh lời trên tổng tài sản (ROA): Có tác động cùng chiều đến tăng trưởng bền
vững (SGR) của doanh nghiệp môi trường, mức ý nghĩa cao 1 %. Khi khả năng sinh lời trên tài sản của doanh nghiệp tăng 1 đơn vị thì tăng trưởng bền vững tăng lên 0.394 đơn vị. Trong giai đoạn nghiên cứu các doanh nghiệp đã sử dụng tốt các tài sản có của doanh nghiệp, góp phần làm tăng năng lực tài chính và tăng trưởng bền vững.
- Khả năng sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE): Có tác động cùng chiều đến tăng trưởng bền vững (SGR) của doanh nghiệp môi trường, mức ý nghĩa rất cao 1 %. Nếu khả năng sinh lời trên trên vốn chủ của doanh nghiệp càng lớn thì năng lực tài chính của doanh nghiệp càng mạnh, càng tăng trưởng bền vững. Khi khả năng sinh lời trên vốn chủ sở hữu doanh nghiệp tăng 1 đơn vị thì doanh nghiệp sẽ tăng trưởng bền vững lên 1.067 đơn vị. Điều này cũng phù hợp với thực tiễn tại Việt nam, khi một doanh nghiệp có tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu tăng lên đồng nghĩa doanh nghiệp đó kinh doanh có hiệu quả và như thế góp phần tăng vốn chủ sở hữu từ lợi nhuận giữ lại.
- Tuổi của doanh nghiệp (Age): Có tác động ngược chiều đến tăng trưởng bền vững (SGR)
của doanh nghiệp môi trường, mức ý nghĩa rất cao 5 %. Về lý thuyết, các doanh nghiệp môi trường hoạt động lâu năm, sẽ có thương hiệu hơn sẽ thuận lợi hơn trong việc nâng cao năng lực tài chính và tăng trưởng bền vững. Tuy nhiên, kết quả hồi quy cho thấy điều ngược lại. Điều này đồng nghĩa với việc những doanh nghiệp lâu năm cần tái cấu trúc để để nâng cao hiệu quả hoạt động, đảm bảo năng lực tài chính đáp ứng mục tiêu tăng trưởng bền vững.
Ngoài ra, ở mô hình (*) cho thấy mối quan hệ ít ý nghĩa giữa các biến: Hiệu quả hoạt động (Ine); Tỷ lệ các khoản phải thu (Rec); Khả năng thanh toán (CR). Hàm ý quản trị các hoạt động như nâng cao năng lực thanh toán, duy trì các khoản phải thu ở mức thấp, nâng cao hiệu quả hoạt động chưa đóng góp đáng kể làm gia tăng năng lực tài chính cũng như tăng trưởng bền vững của doanh nghiệp môi trường.
Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, tác giả đưa ra một số khuyến nghị giải pháp tài chính nhằm mục tiêu tăng trưởng bền vững cho các doanh nghiệp môi trường ở Việt Nam, trong bối cảnh cuộc cách mạng công nghiệp 4.0. Các giải pháp bao gồm:
Một là, tăng nguồn vốn chủ sở hữu thông qua lợi nhuận giữ lại. Đối với nhóm các doanh
nghiệp có quy mô vốn lớn, có hiệu quả hoạt động và dòng tiền mạnh, hiện đang có nhu cầu vốn lớn để triển khai các dự án, cơ hội đầu tư hoặc ít nhất là kế hoạch tăng vốn điều lệ. Các cổ đông của các doanh nghiệp này không lo lắng đến sự dao động của cổ tức. Các doanh nghiệp thuộc nhóm này có thể xem xét lựa chọn chính sách thặng dư cổ tức. Đối với các doanh nghiệp có quy mô vốn lớn còn lại, hoạt động hiệu quả, có thặng dư ngân quỹ nhưng lại có kế hoạch rút bớt các dự án đầu tư ở hiện tại cũng như trong tương lai nhằm tập trung cho hoạt động kinh doanh đang diễn ra hoặc có chiến lược niêm yết chứng khoán tại Sở giao dịch, có thể xem xét sử dụng chính sách ổn định cổ tức. Đối với các doanh nghiệp có quy mô vốn nhỏ và vừa, có sinh lời ở mức nhất định nhưng chưa thực sự ổn định, trong giai đoạn hiện nay nên tạm thời giữ lại 100 % lợi nhuận sau thuế nhằm nâng cao năng lực tài chính, đảm bảo tăng trưởng bền vững trong dài hạn.
Hai là, tăng vốn chủ sở hữu thông qua phát hành cổ phiếu mới. Phương án chào bán cổ phần
riêng lẻ. Phương án này có thể áp dụng được phần lớn với các nhóm doanh nghiệp có quy mô vốn nhỏ và các doanh nghiệp có quy mô vốn vừa. Việc chào bán cổ phần riêng lẻ doanh nghiệp chỉ phải đáp ứng hai điều kiện: (i) Không chào bán thông qua phương tiện thông tin đại chúng; (ii) Chào bán cho dưới 100 nhà đầu tư, không kể nhà đầu tư chứng khoán chuyên nghiệp hoặc chỉ chào bán cho nhà đầu tư chứng khoán chuyên nghiệp. Với các doanh nghiệp có quy mô vốn lớn có thể sử dụng phương án chào bán thêm cổ phiếu ra công chúng. Điều kiện doanh nghiệp phải thoả mãn điều kiện, (i) Mức vốn điều lệ từ 30 tỷ đồng trở lên; (ii) Phương án tăng vốn chủ sở hữu được Đại hội đồng cổ đông thông qua. Và đồng thời trong 02 năm gần nhất phải có báo cáo tài chính và báo cáo về vốn góp của chủ sở hữu được chấp thuận của tổ chức kiểm toán.
Ba là, với nguồn vốn nợ có thể sử dụng là phát hành trái phiếu (trái phiếu chuyển đổi trong
thời hạn khoảng 2 - 3 năm là hợp lý), mở rộng kênh tín dụng từ các ngân hàng thương mại (kể cả các khoản tín dụng ngắn hạn), bảo lãnh tín dụng,…
Bốn là, các doanh nghiệp môi trường cần đánh giá lại hiệu quả các dự án đang đầu tư, loại
bỏ các dự án kém hiệu quả, liên kết với các trường Đại học trong việc nghiên cứu và chuyển giao công nghệ môi trường hiện đại nhằm tăng hiệu quả của dự án.
Năm là, các công ty môi trường lâu năm khuyến nghị nên tái cấu trúc lại bộ máy nhằm nâng
cao hiệu quả hoạt động, từ đó doanh nghiệp sẽ đạt mục tiêu tăng trưởng bền vững.
Sáu là, chuyển đổi loại hình doanh nghiệp hoạt động. Các doanh nghiệp đang tổ chức theo
mô hình công ty trách nhiệm hữu hạn thực hiện chuyển đổi thành công ty cổ phần, các doanh nghiệp phi đại chúng chuyển thành công ty đại chúng thông qua hoạt động IPO cổ phiếu ra công chúng để gia tăng nguồn vốn góp phần tăng khả năng tài chính cho công ty.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1]. Phạm Thị Vân Anh (2012). Các giải pháp nâng cao năng lực tài chính của doanh nghiệp nhỏ và vừa ở
Việt Nam hiện nay. Học viện Tài chính.
[2]. Nguyễn Thế Chinh, L. V. M. (2021). Doanh nghiệp bảo vệ môi trường với tăng trưởng xanh và phát
trển bền vững. Viện Chiến lược Chính sách tài nguyên và môi trường.
[3]. Lã Thị Lâm (2016). Nâng cao năng lực tài chính của các ngân hàng thương mại cổ phần ở Việt Nam
hiện nay. Học viện Tài chính.
[4]. Hoàng Thị Phương Lan (2019). Giải pháp nâng cao năng lực tài chính của doanh nghiệp cảng biển
Việt Nam. Trường Đại học Hàng hải.
[5]. Phan Thị Hằng Nga (2013). Năng lực tài chính của Ngân hàng Thương mại Việt Nam. Trường Đại học Ngân hàng TP. Hồ Chí Minh.
[6]. Lê Văn Tề (1996). Từ điển Kinh tế tài chính ngân hàng. Nxb. Chính trị Quốc gia.
[7]. Nguyễn Thị Tuyết (2020). Giải pháp nâng cao năng lực tài chính của các doanh nghiệp niêm yết ngành
Xây dựng Việt Nam. Học viện Tài chính.
[8]. Nguyễn Như Ý (1998). Đại Từ điển tiếng Việt. Nxb. Văn hoá Thông tin.
[9]. Akhtar, M., Yusheng, K., Haris, M., Ain, Q. U., & Javaid, H. M. (2022). Impact of financial leverage
on sustainable growth, market performance and profitability. Economic Change and Restructuring, 55(2),
737 - 774.
[10]. Asgari, M. R., Pour, A. A. S., Zadeh, R. A., & Pahlavan, S. (2015). The relationship between firm’s
growth opportunities and firm size on changes ratio in retained earnings of listed companies in Tehran Stock Exchange. International Journal of Innovation and Applied Studies, 10(3), 923.
[11]. Boyer, D., Creech, H., & Paas, L. (2008). Report for SEED Initiative Research Programme: Critical
success factors and performance measures for start - up social and environmental enterprises. International
Institute for Sustainable development institute international.
[12]. Creech, H., Huppé, G. A., Paas, L., & Voora, V. (2013). Social and Environmental enterprises in the
green economy: Supporting sustainable development and poverty eradication on the ground - Analysis of a 3 - year study for policy - makers.
[13]. Duffie, D. (2010). How big banks fail and what to do about it. In how big banks fail and What to Do about It: Princeton University Press.
[14]. Hafid, I. (2016). The effect of margin profit and total assets towards sustainable growth rate of the
distributor and trade company. International Business Management, 10(4), 423 - 428.
[15]. Higgins, R. C. (1977). How much growth can a firm afford?. Financial management, 7 - 16.
[16]. Junaidi, S., Sulastri, S., Isnurhadi, I., & Adam, M. (2019). Liquidity, asset quality and efficiency to
sustainable growth rate for banking at Indonesia Stock Exchange. Journal Keuangan dan Perbankan, 23(2),
308 - 319.