- Trang Chủ
- Ngân hàng - Tín dụng
- Đòn bẩy tài chính, Thuế, Kiệt quệ tài chính và Giá trị doanh nghiệp: Trường hợp các công ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
Xem mẫu
- Đòn bẩy tài chính, Thuế, Kiệt quệ tài chính và Giá trị
doanh nghiệp: Trường hợp các công ty phi tài chính
niêm yết tại Việt Nam
Lê Hoàng Vinh - Trần Ngọc Hương - Trần Thị Ngọc Hiếu
Nguyễn Trà Mai - Phạm Hoàng Kim Ngân - Nguyễn Tường Vi
Trường Đại học Kinh tế- Luật, Đại học Quốc gia TP.HCM
Ngày nhận: 26/04/2022 Ngày nhận bản sửa: 21/05/2022 Ngày duyệt đăng: 22/06/2022
Tóm tắt: Mục tiêu của bài viết là đánh giá vai trò điều tiết của thuế và kiệt quệ
tài chính đối với tác động của đòn bẩy tài chính đến giá trị doanh nghiệp cho
trường hợp các công ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam. Mẫu nghiên cứu
được xác định theo phương pháp chọn mẫu có mục đích, bao gồm 504 công
ty trong giai đoạn 2015- 2020, và theo đó nhóm tác giả sử dụng dữ liệu thứ
Financial leverage, Tax, Financial distress and Firm value: The case of non-financial firms listed
in Vietnam
Abstract: The objective of the article is to evaluate the moderating role of tax and financial distress on the
impact of financial leverage on firm value for the case of non-financial firms listed in Viet Nam. The research
sample is determined by purposive sampling method, including 504 companies in the period 2015-2020, and
accordingly the authors used secondary data collected from audited financial statements of companies.
Based on the conclusion about robustness and stability, the GLS estimation results confirmed that firm
value is positively affected by the financial leverage, but it is negatively affected by tax and financial distress.
In addition, financial distress as a moderating variable increased the positive impact of financial leverage
on firm value, while the moderating role of tax on this impact is insignificant. Research results are empirical
evidence that contributes to clarifying relevant theories, and they provided useful information for financial
managers and other entities to make reliable decisions.
Keywords: Financial leverage, Tax, Financial distress, Firm value.
Le, Hoang Vinh
Email: vinhlh@uel.edu.vn
Tran, Ngoc Huong
Tran, Thi Ngoc Hieu
Nguyen, Tra Mai
Pham, Hoang Kim Ngan
Nguyen, Tuong Vi
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 244- Tháng 9. 2022 26 ISSN 1859 - 011X
- LÊ HOÀNG VINH - TRẦN NGỌC HƯƠNG -
TRẦN THỊ NGỌC HIẾU - NGUYỄN TRÀ MAI - PHẠM HOÀNG KIM NGÂN - NGUYỄN TƯỜNG VI
cấp được thu thập từ báo cáo tài chính đã kiểm toán của các công ty. Dựa vào
kết luận tính vững và ổn định, kết quả ước lượng theo GLS đã khẳng định rằng
giá trị doanh nghiệp chịu sự tác động cùng chiều bởi đòn bẩy tài chính, nhưng
ngược chiều bởi thuế và kiệt quệ tài chính. Bên cạnh đó, kiệt quệ tài chính điều
tiết giảm tác động cùng chiều của đòn bẩy tài chính đến giá trị doanh nghiệp,
trong khi đó vai trò điều tiết của thuế đối với tác động này là không đáng kể.
Kết quả nghiên cứu là bằng chứng thực nghiệm góp phần làm sáng tỏ lý thuyết
có liên quan, đồng thời cung cấp thông tin hữu ích cho nhà quản lý tài chính và
các chủ thể khác để đưa ra các quyết định đáng tin cậy.
Từ khoá: Đòn bẩy tài chính, Thuế, Kiệt quệ tài chính, Giá trị doanh nghiệp
1. Giới thiệu & cộng sự, 2012; Annuar & Salihu, 2019;
Arora & Gill, 2022) và KQTC (Tan, 2012;
Dưới góc độ tài chính, giá trị doanh nghiệp Witjaksono, 2020; Goetz, 2020; Dewi &
(GTDN) là toàn bộ giá trị lợi ích được tạo cộng sự, 2021; Fitriani & cộng sự, 2021).
ra bởi các doanh nghiệp, là mục tiêu cuối Tuy nhiên, các nghiên cứu thường chỉ đề
cùng của các quyết định đầu tư, tài trợ và cập tác động độc lập của các yếu tố này,
quản trị tài sản (Van Horne & Wachowicz, trong khi thuế và KQTC là hai khía cạnh
2008; Damodaran, 2015). Đòn bẩy tài được cân nhắc để quyết định sử dụng nợ
chính (ĐBTC) xuất hiện do các công ty gắn với mục tiêu tạo GTDN như đề cập
sử dụng các nguồn tài trợ với chi phí cố trên. Vì vậy, mục tiêu của bài viết là đánh
định, điển hình là các khoản nợ vay (Van giá vai trò điều tiết của thuế và KQTC đối
Horne & Wachowicz, 2008; Arnold, 2013; với tác động của ĐBTC đến GTDN cho
Damodaran, 2015). De Mooij (2011) cho trường hợp các công ty phi tài chính niêm
rằng các công ty có xu hướng vay nợ nhiều yết tại Việt Nam.
để tạo ra lợi ích về thuế. Tuy nhiên, các Nội dung phần tiếp theo của bài viết bao
khoản nợ vay là nguồn tài trợ có tính hoàn gồm 4 mục. Mục 2 trình bày tổng quan lý
trả bắt buộc, dẫn đến công ty lại phải đối thuyết và nghiên cứu thực nghiệm, từ đó xây
mặt với nguy cơ kiệt quệ tài chính (KQTC) dựng các giả thuyết nghiên cứu. Mục 3 giải
(Van Horne & Wachowicz, 2008; Arnold, thích chi tiết mô hình nghiên cứu và xác định
2013). Theo đó, Lý thuyết đánh đổi trong phương pháp nghiên cứu. Mục 4 phân tích và
cơ cấu vốn khuyến nghị rằng các công ty thảo luận kết quả nghiên cứu. Mục 5 là kết
phải cân nhắc đến khoản tiết kiệm thuế từ luận và khuyến nghị.
lãi vay với chi phí KQTC để lựa chọn mức
độ sử dụng nợ trong cơ cấu vốn nhằm tối 2. Cơ sở lý thuyết, nghiên cứu thực
đa hóa GTDN (Van Horne & Wachowicz, nghiệm và giả thuyết nghiên cứu
2008; Arnold, 2013).
Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã đúc kết 2.1. Tác động của đòn bẩy tài chính đến
những yếu tố giải thích cho GTDN, trong giá trị doanh nghiệp
đó có ĐBTC (Gill & Obradovich, 2012;
Fosu, 2013; Ibrahim & Isiaka, 2020; Jihadi Theo Damodaran (2015), Van Horne &
& cộng sự, 2021), thuế (Bryant-Kutcher Wachowicz (2008), quyết định lựa chọn sử
Số 244- Tháng 9. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 27
- Đòn bẩy tài chính, Thuế, Kiệt quệ tài chính và Giá trị doanh nghiệp: Trường hợp các công ty phi
tài chính niêm yết tại Việt Nam
dụng các nguồn tài trợ có chi phí cố định động ngược chiều đến GTDN và khuyến
sẽ hình thành ĐBTC với kỳ vọng gia tăng nghị các nhà quản lý công ty cân nhắc điều
lợi nhuận và tạo ra GTDN. Lý thuyết cơ chỉnh giảm nợ dài hạn và tăng vốn chủ sở
cấu vốn tối ưu (Scott, 1976) cho rằng, mỗi hữu với kỳ vọng tạo ra sự gia tăng GTDN.
công ty sẽ có một cơ cấu vốn tối ưu, đó là Dưới góc độ quản lý tài chính, các công ty
sự kết hợp giữa nợ và vốn chủ sở hữu mà sử dụng ĐBTC sẽ làm gia tăng rủi ro tài
theo đó tối thiểu hóa chi phí vốn và tối đa chính, vì vậy lợi nhuận và GTDN cũng được
hóa GTDN. Tuy nhiên, Lý thuyết lợi nhuận kỳ vọng tăng thêm, theo đó giả thuyết H1
hoạt động ròng của Durand (1952) cho rằng đối với trường hợp các công ty phi tài chính
không tồn tại một cơ cấu vốn tối ưu, mọi niêm yết tại Việt Nam của bài viết như sau:
thay đổi sử dụng nợ đều không có ý nghĩa Giả thuyết H1: ĐBTC tác động cùng chiều
đối với chi phí sử dụng vốn trung bình đến GTDN.
có trọng số và GTDN. Lý thuyết M&M
của Modigliani & Miller (1958, 1963) và 2.2. Tác động của thuế đến giá trị doanh
Lý thuyết đánh đổi (Baxter, 1967; Kraus nghiệp
& Litzenberger, 1973) về cơ cấu vốn đều
khẳng định rằng công ty có giá trị lợi ích Dưới góc độ quản lý tài chính, thuế thu
tăng thêm khi vay nợ hình thành ĐBTC do nhập doanh nghiệp (gọi tắt là thuế) có thể
lãi vay tạo ra lá chắn thuế và theo đó GTDN có tác động trực tiếp hoặc gián tiếp đến
sẽ tăng lên cùng với sự gia tăng mức độ sử các quyết định tài chính, từ đó ảnh hưởng
dụng ĐBTC. Ngoài ra, lý thuyết đánh đổi đến mục tiêu gia tăng GTDN (Van Horne
còn bổ sung vấn đề KQTC có thể xuất hiện & Wachowicz, 2008). Vì vậy, nhà quản lý
do sử dụng nợ, theo đó GTDN sẽ giảm khi công ty cần có những kế hoạch thuế hiệu
vấn đề này càng trở nên nghiêm trọng hơn. quả, qua đó không chỉ là công ty tuân thủ
Lý thuyết trật tự phân hạng (Donaldson, thuế mà còn có được sự gia tăng lợi ích
1961; Myers & Majluf, 1984) gợi ý cho nhà tài chính hợp lý trong môi trường thuế và
quản lý công ty về thứ tự ưu tiên khi đưa từ đó góp phần gia tăng GTDN. Wilde &
ra quyết định lựa chọn nguồn tài trợ, đầu Wilson (2018) cho rằng kế hoạch thuế là
tiên là nguồn vốn bên trong (điển hình là lợi một phương pháp tạo ra lợi ích thuế nhằm
nhuận giữ lại), tiếp theo là nguồn vốn bên tối đa hóa lợi nhuận sau thuế.
ngoài với sự ưu tiên của các khoản nợ vay Theo mô hình Dupont được sử dụng để phân
hơn so với vốn góp trực tiếp từ các cổ đông. tích tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu, các
Tác động của ĐBTC đến GTDN đã được công ty hoạt động trong môi trường thuế
khẳng định bởi nhiều nghiên cứu thực phải chịu gánh nặng thuế, yếu tố này làm
nghiệm, tuy nhiên kết quả không nhất quán. giảm tỷ suất lợi nhuận ròng trên doanh thu
Gill & Obradovich (2012), Fosu (2013), và từ đó làm giảm tỷ suất sinh lời trên vốn
Jihadi & cộng sự (2021) đều kết luận chủ sở hữu (CFA Institute, 2020); như vậy,
ĐBTC tác động cùng chiều đến GTDN, kết thuế là yếu tố tác động ngược chiều đến lợi
quả này minh chứng rằng các công ty sử nhuận và GTDN. Bryant-Kutcher & cộng
dụng ĐBTC hiệu quả, có được lợi ích tăng sự (2012) nghiên cứu trường hợp các công
thêm vượt trội hơn chi phí tăng thêm và do ty đa quốc gia của Mỹ, khẳng định rằng sự
đó GTDN tăng lên cùng với gia tăng mức khác biệt thuế suất giữa các quốc gia được
độ sử dụng ĐBTC. Trong khi đó, Ibrahim phản ánh trong GTDN và GTDN ở mức
& Isiaka (2020) đúc kết rằng ĐBTC tác cao hơn đối với những công ty có thuế suất
28 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 244- Tháng 9. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - TRẦN NGỌC HƯƠNG -
TRẦN THỊ NGỌC HIẾU - NGUYỄN TRÀ MAI - PHẠM HOÀNG KIM NGÂN - NGUYỄN TƯỜNG VI
thấp. Arora & Gill (2022) tìm thấy tác động Bên cạnh đó, Fitriani & cộng sự (2021) còn
ngược chiều của thuế đến GTDN theo mẫu tìm thấy bằng chứng cho vai trò can thiệp
nghiên cứu gồm 547 công ty niêm yết thuộc của KQTC đối với tác động của lợi nhuận,
chỉ số S&P BSE 500 (Standard and Poor›s thanh khoản và khả năng thanh toán đến
Bombay Stock Exchange 500) từ năm tài GTDN. Tan (2012) chỉ ra rằng các công ty
chính 2009- 2010 đến 2018- 2019. Tương có mức độ sử dụng ĐBTC cao hơn, tức là
tự, Annuar & Salihu (2019) lựa chọn mẫu khả năng xảy ra KQTC cao hơn sẽ có hiệu
nghiên cứu gồm 232 công ty trong giai quả tài chính thể hiện qua GTDN được đo
đoạn 1999- 2013, đúc kết rằng GTDN chịu lường bởi Tobin’s Q giảm. Mở rộng hơn,
sự tác động ngược chiều bởi gánh nặng Tan (2012) còn khẳng định rằng các cuộc
thuế, vì vậy việc giảm số tiền nộp thuế sẽ khủng hoảng làm gia tăng mối quan hệ trái
tác động tăng dòng tiền hoạt động và theo chiều giữa KQTC với hiệu quả công ty.
đó chuyển thành giá trị tăng thêm, tạo nên Từ những tổng quan trên, nhóm tác giả đặt ra
sự giàu có hơn cho các cổ đông. giả thuyết H3 đối với trường hợp các công ty
Căn cứ tổng quan nghiên cứu thực nghiệm, phi tài chính niêm yết tại Việt Nam như sau:
nhóm tác giả đặt ra giả thuyết H2 cho trường Giả thuyết H3: KQTC tác động ngược chiều
hợp các công ty phi tài chính niêm yết tại đến GTDN.
Việt Nam như sau:
Giả thuyết H2: Thuế tác động ngược chiều 2.4. Vai trò điều tiết của thuế và kiệt quệ
đến GTDN. tài chính đối với tác động của đòn bẩy tài
chính đến giá trị doanh nghiệp
2.3. Tác động của kiệt quệ tài chính đến
giá trị doanh nghiệp Lý thuyết M&M và Lý thuyết đánh đổi về
cơ cấu vốn đều dựa vào môi trường thuế để
KQTC là tình trạng khó khăn của các chứng minh và khẳng định rằng các công ty
công ty trong việc thực hiện những cam sử dụng nợ hình thành ĐBTC sẽ đạt được
kết với chủ nợ (Khan & Jain, 2011). Theo GTDN vượt trội hơn so với khi không có
Lý thuyết tín hiệu, nhà đầu tư và các chủ ĐBTC (Van Horne & Wachowicz, 2008;
thể khác có liên quan sẽ đánh giá công ty Khan & Jain, 2011; Arnold, 2013). Bên
dựa vào thông tin mà họ nhận được; sự sẵn cạnh đó, Lý thuyết đánh đổi bổ sung rằng
có của những thông tin tốt về sức khỏe tài KQTC sẽ tăng lên cùng với gia tăng mức độ
chính của công ty sẽ được đánh giá cao, khi sử dụng ĐBTC, vì vậy công ty sẽ có phát
đó GTDN sẽ tăng lên. sinh chi phí KQTC và điều này dẫn đến
Goetz (2020), sử dụng thông tin xếp hạng GTDN bị giảm (Van Horne & Wachowicz,
tín nhiệm, tìm ra rằng khoảng 4- 7% GTDN 2008; Khan & Jain, 2011; Arnold, 2013).
sụt giảm do KQTC và mức giảm càng tăng Như vậy, các nhà quản lý tài chính phải cân
thêm đối với các trường hợp xếp hạng tín nhắc chặt chẽ và hợp lý đối với mối quan
nhiệm thấp hơn và chỉ số Z-score đạt mức hệ giữa ĐBTC, thuế và KQTC để có thể đạt
thấp hơn. Fitriani & cộng sự (2021), Dewi mục tiêu gia tăng GTDN.
& cộng sự (2021), Witjaksono (2020) đều Tuy nhiên, các nghiên cứu thực nghiệm
cho rằng KQTC tác động trực tiếp đến chưa kiểm định vai trò điều tiết của thuế
GTDN, các công ty không rơi vào tình trạng và KQTC đối với tác động của ĐBTC đến
KQTC sẽ hấp dẫn hơn đối với các nhà đầu GTDN, vì vậy nhóm tác giả xác định đây là
tư và điều này góp phần làm tăng GTDN. khoảng trống nghiên cứu và sẽ tìm câu trả
Số 244- Tháng 9. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 29
- Đòn bẩy tài chính, Thuế, Kiệt quệ tài chính và Giá trị doanh nghiệp: Trường hợp các công ty phi
tài chính niêm yết tại Việt Nam
Nguồn: Đề xuất của nhóm tác giả
Hình 1. Mô hình nghiên cứu
lời trong bài viết. Theo đó, giả thuyết H4a biến tương tác bao gồm ĐBTC với thuế
và H4b cho trường hợp các công ty phi tài (LEV.TAX), ĐBTC với KQTC (LEV.FD).
chính niêm yết tại Việt Nam như sau: Ngoài ra, để tăng thêm mức độ phù hợp của
Giả thuyết H4a: Thuế điều tiết gia tăng tác mô hình khi ước lượng, nhóm tác giả bổ
động cùng chiều của ĐBTC đến GTDN. sung các biến kiểm soát (CONTROL), bao
Giả thuyết H4b: KQTC điều tiết giảm tác gồm quy mô công ty (SIZE) và tài sản cố
động cùng chiều của ĐBTC đến GTDN. định hữu hình (TANG). Như vậy, phương
trình hồi quy như sau:
3. Mô hình và phương pháp nghiên cứu FVi,t = β0 + β1.LEVi,t + β2.FDi,t + β3.TAXi,t
+ β4.(LEV.FD)i,t + β5.(LEV.TAX)i,t +αj.
3.1. Mô hình nghiên cứu CONTROLj,i,t + εi,t
Theo phương trình trên, β0 là hằng số, ε là
Căn cứ giả thuyết nghiên cứu được thiết sai số, β1 đến β5 là hệ số hồi quy của các
lập tại mục 2, nhóm tác giả sử dụng mô biến độc lập và biến tương tác, j đại diện
hình nghiên cứu về tác động của ĐBTC, cho từng biến kiểm soát, i và t lần lượt đại
thuế, KQTC đến GTDN đối với trường hợp diện cho từng công ty và từng năm. Bảng
các công ty phi tài chính niêm yết tại Việt 1 tổng hợp các biến và trình bày cách đo
Nam theo Hình 1. lường của từng biến.
Theo Hình 1, biến phụ thuộc là GTDN
(FV), các biến độc lập bao gồm ĐBTC 3.2. Mẫu và dữ liệu nghiên cứu
(LEV), thuế (TAX) và KQTC (FD), các
Bảng 1. Cách đo lường các biến
Biến Cách đo lường
Ký Nguồn gốc
Tên Chỉ tiêu Cách tính
hiệu
Giá trị FV Tobin’s Q (Giá trị sổ sách của nợ + Giá trị thị Dewi & cộng sự (2021), Gill &
doanh trường của vốn chủ sở hữu) ⁄ Tổng Obradovich (2012), Tan (2012),
nghiệp giá trị tài sản theo sổ sách Jihadi & cộng sự (2021),
Ibrahim & Isiaka (2020), Bryant-
Kutcher & cộng sự (2012),
Annuar & Salihu (2019)
30 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 244- Tháng 9. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - TRẦN NGỌC HƯƠNG -
TRẦN THỊ NGỌC HIẾU - NGUYỄN TRÀ MAI - PHẠM HOÀNG KIM NGÂN - NGUYỄN TƯỜNG VI
Biến Cách đo lường
Ký Nguồn gốc
Tên Chỉ tiêu Cách tính
hiệu
Đòn LEV Tỷ số nợ Nợ ⁄ Tổng tài sản Gill & Obradovich (2012), Jihadi
bẩy tài & cộng sự (2021), Arora & Gill
chính (2022)
Kiệt FD Z-score của Z-Score = 1,2X1 + 1,4X2 + 3,3X3 + 0,6X4 Witjaksono (2020), Goetz
quệ tài Altman (1968) + 1,0X5 (2020), Dewi & cộng sự (2021)
chính X1= Vốn lưu động ⁄ Tổng tài sản
X2= Lợi nhuận giữ lại ⁄ Tổng tài sản
X3= Lợi nhuận trước thuế và lãi vay ⁄
Tổng tài sản
X4= Giá trị vốn hóa thị trường ⁄ Giá trị
sổ sách của nợ
X5 = Doanh thu ⁄ Tổng tài sản
Thuế TAX Tỷ lệ chi phí Chi phí thuế (hiện hành và hoãn lại) ⁄ Bryant-Kutcher & cộng sự
thuế trên tổng Tổng lợi nhuận kế toán trước thuế (2012), Arora & Gill (2022)
lợi nhuận trước
thuế
Quy mô SIZE Logarit tự Logarit tự nhiên của tổng tài sản Gill & Obradovich (2012), Jihadi
công ty nhiên của tổng & cộng sự (2021), Arora & Gill
tài sản (2022), Annuar & Salihu (2019)
Tài sản TANG Tỷ trọng tài Tài sản cố định hữu hình ⁄ Tổng tài Arora & Gill (2022)
cố định sản cố định sản
hữu hữu hình trong
hình tổng tài sản
Nguồn: Tổng hợp của nhóm tác giả
Nhóm tác giả đã sử dụng phương pháp hình nghiên cứu đều sử dụng dữ liệu thứ
chọn mẫu có mục đích, kết quả lựa chọn cấp được thu thập từ báo cáo tài chính của
504 công ty phi tài chính niêm yết tại Việt các công ty thông qua hệ thống Fiinpro
Nam trong giai đoạn 2015- 2020. Các công của Công ty tập đoàn FiinGroup. Nhóm
ty được lựa chọn căn cứ vào (i) Niêm yết tác giả có được dữ liệu đầy đủ cho tất cả
cổ phiếu trên Sở giao dịch chứng khoán Hà các biến của toàn bộ mẫu nghiên cứu trong
Nội và Sở giao dịch chứng khoán Thành suốt 6 năm, hình thành dữ liệu dạng bảng
phố Hồ Chí Minh, (ii) Không thuộc ngành cân bằng và được xử lý để tìm ra kết quả
tài chính (ngân hàng, chứng khoán, bảo nghiên cứu bởi sự hỗ trợ của phần mềm
hiểm), (iii) Có đầy đủ báo cáo tài chính đã Eviews 12.
kiểm toán từ năm 2015- 2020, (iv) Tất cả
các báo cáo kiểm toán đều đưa ra ý kiến 3.3. Phương pháp ước lượng
chấp nhận tính hợp lý và trung thực theo
nguyên tắc trọng yếu. Sự lựa chọn bắt đầu Với dữ liệu dạng bảng, nhóm tác giả thực
từ năm 2015 nhằm đảm bảo tính thống nhất hiện ước lượng theo mô hình ảnh hưởng cố
của hệ thống báo cáo tài chính theo Thông định (FEM) và mô hình ảnh hưởng ngẫu
tư 200/2014/TT-BTC của Bộ Tài chính nhiên (REM), sau đó sử dụng kiểm định
về việc hướng dẫn chế độ kế toán doanh Hausman để lựa chọn kết quả giữa FEM
nghiệp, có hiệu lực từ ngày 01/01/2015. với REM. Tiếp theo, kiểm định hiện tượng
Về dữ liệu nghiên cứu, các biến trong mô tự tương quan và phương sai sai số thay
Số 244- Tháng 9. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 31
- Đòn bẩy tài chính, Thuế, Kiệt quệ tài chính và Giá trị doanh nghiệp: Trường hợp các công ty phi
tài chính niêm yết tại Việt Nam
đổi; nếu xảy ra những hiện tượng này thì 2, theo đó P-value của tất cả các trường hợp
nhóm tác giả khắc phục bằng mô hình bình đều nhỏ hơn 5% nên kết luận rằng chuỗi dữ
phương tối thiểu tổng quát (GLS) (Greene, liệu của các biến đều dừng.
2018; Susmel, 2015). Tiếp theo, thống kê mô tả các biến theo giá
Ngoài ra, để kiểm tra tính vững của kết quả trị trung bình, lớn nhất, nhỏ nhất, độ lệch
ước lượng, nhóm tác giả còn sử dụng cách chuẩn và số quan sát được tổng hợp tại Bảng
đo lường khác cho biến phụ thuộc FV, cụ thể 3. Tất cả các biến đều có 3.024 quan sát từ
là GTDN có thể được đại diện bởi tỷ số giữa 504 công ty trong giai đoạn 2015- 2020, cho
giá trị thị trường với giá trị sổ sách của vốn thấy dữ liệu thuộc dạng bảng cân bằng.
chủ sở hữu (PBV) (Witjaksono, 2020; Jihadi Theo Bảng 3, FV trung bình là 1,0936, cho
& cộng sự, 2021; Fitriani & cộng sự, 2021). thấy giá trị thị trường vượt trội hơn so với
giá trị sổ sách, minh chứng thành công của
4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận các công ty trong việc thực hiện mục tiêu
tài chính cuối cùng, tạo nên sự giàu có hơn
4.1. Tính dừng của dữ liệu và thống kê cho các cổ đông. Giá trị trung bình của LEV
mô tả các biến đạt mức 47,71% chỉ ra rằng các công ty ít
sử dụng nợ hơn vốn chủ sở hữu trong giai
Nhóm tác giả sử dụng kiểm định Levin, Lin đoạn 2015- 2020, LEV cao nhất là 99,32%
& Chu (2002) để xem xét tính dừng của chuỗi và thấp nhất là 0,41%. TAX đạt mức trung
dữ liệu bảng, kết quả được tổng hợp tại Bảng bình là 18,83%, thấp hơn mức thuế suất phổ
Bảng 2. Kiểm định tính dừng
Kiểm định Levin, Lin & Chu
Biến Kết luận
Statistic P-value
FV -22,5633 0,0000 Dừng
LEV -46,9874 0,0000 Dừng
TAX -196,555 0,0000 Dừng
FD -30,9502 0,0000 Dừng
SIZE -45,5474 0,0000 Dừng
TANG -70,7003 0,0000 Dừng
Nguồn: Xử lý của nhóm tác giả từ Eviews 12
Bảng 3. Thống kê mô tả các biến
Biến Trung bình Giá trị lớn nhất Giá trị nhỏ nhất Độ lệch chuẩn Số quan sát
FV 1,0936 86,8339 0,0813 1,6751 3.024
LEV 0,4771 0,9932 0,0041 0,2253 3.024
TAX 0,1883 0,9683 0,0000 0,1210 3.024
FD 4,4767 1134,555 -0,7417 21,9244 3.024
SIZE 5,8294 8,0669 4,1830 0,6751 3.024
TANG 0,2142 0,9400 0,0000 0,2044 3.024
Nguồn: Xử lý của nhóm tác giả từ Eviews 12
32 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 244- Tháng 9. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - TRẦN NGỌC HƯƠNG -
TRẦN THỊ NGỌC HIẾU - NGUYỄN TRÀ MAI - PHẠM HOÀNG KIM NGÂN - NGUYỄN TƯỜNG VI
thông do Nhà nước quy định (năm 2015: biến động sức khỏe tài chính (tương ứng là
22%, năm 2016- 2020: 20%), kết quả đối ngược chiều với KQTC); trong khi đó, mối
sánh này chỉ ra rằng các công ty giảm được tương quan âm giữa biến FV với biến TAX
gánh nặng thuế thông qua những chính sách không đảm bảo ý nghĩa thống kê. Ngoài ra,
ưu đãi thuế, có thể là những khoản thu nhập biến FV còn tương quan dương với biến
miễn thuế hay một số lĩnh vực hoạt động TANG theo mức ý nghĩa 10%, trong khi
chịu thuế suất thấp hơn hay những trường tương quan âm với biến SIZE không đảm
hợp ưu đãi khác. FD trung bình là 4,4767, bảo ý nghĩa thống kê.
cao hơn 2,99 cho thấy các công ty có tình Nếu hệ số tương quan giữa các biến LEV,
trạng sức khỏe tài chính tốt trong giai đoạn TAX, FD, SIZE và TANG với nhau thì giá
nghiên cứu (Altman, 1968). Ngoài ra, Bảng trị âm dao động từ -0,0102 đến -0,1560 và
3 còn chỉ ra các sự đa dạng về quy mô công giá trị dương từ 0,0458 đến 0,3311, theo
ty và mức độ đầu tư vào tài sản cố định hữu Hair & cộng sự (2006) và Gujarati (2008),
hình của các công ty trong mẫu nghiên cứu. những kết quả này cho khẳng định hiện
tượng đa cộng tuyến không phải là vấn đề
4.2. Ma trận hệ số tương quan và hệ số nghiêm trọng và điều này còn được đúc kết
phóng đại phương sai từ VIF của các biến đều ở mức nhỏ hơn 10.
Ma trận hệ số tương quan giữa các biến 4.3. Kết quả hồi quy
và hệ số phóng đại phương sai (VIF) được
tổng hợp trình bày tại Bảng 4. Kết quả hồi quy theo các phương pháp
Căn cứ Bảng 4, theo mức ý nghĩa thống ước lượng khác nhau và kết quả ước lượng
kê 1%, biến FV tương quan âm với biến nhằm kiểm tra tính vững được tổng hợp
LEV nhưng tương quan dương với FD, trình bày tại Bảng 5.
kết quả này gợi ý rằng biến động GTDN Theo Bảng 5, nhóm tác giả bắt đầu từ việc
ngược chiều với ĐBTC và cùng chiều với sử dụng phương pháp ước lượng theo FEM
Bảng 4. Ma trận hệ số tương quan và VIF
FV LEV TAX FV SIZE TANG
1,0000
FV
-----
-0,0768*** 1,0000
LEV
0,0000 -----
-0,0175ns 0,1302*** 1,0000
TAX
0,3347 0,0000 -----
0,9281*** -0,1560*** -0,0150ns 1,0000
FD
0,0000 0,0000 0,4108 -----
-0,0014ns 0,3311*** 0,0458** -0,0923*** 1,0000
SIZE
0,9379 0,0000 0,0117 0,0000 -----
0,0327* -0,0497*** -0,1091*** -0,0102ns 0,1081*** 1,0000
TANG
0,0723 0,0063 0,0000 0,5749 0,0000 -----
VIF 1,1680 1,0286 1,0271 1,1454 1,0318
*, **, *** lần lượt là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%
ns không ý nghĩa thống kê
Nguồn: Xử lý của nhóm tác giả từ Eviews 12
Số 244- Tháng 9. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 33
- Đòn bẩy tài chính, Thuế, Kiệt quệ tài chính và Giá trị doanh nghiệp: Trường hợp các công ty phi
tài chính niêm yết tại Việt Nam
và REM cho dữ liệu bảng, kết quả P-value kê 1%, trong khi đó vai trò điều tiết của
từ kiểm định Hausman là 0,0000 cho lựa TAX là không đáng kể. Kết quả hồi quy
chọn FEM phù hợp hơn REM. Với lựa theo GLS với biến phụ thuộc FV được đại
chọn này, Susmel (2015), Greene (2018), diện bởi PBV, những giải thích của LEV,
Hair & cộng sự (2006) đều cho rằng mô TAX, FD, LEV.TAX và LEV.FD cho FV
hình không có hiện tượng tự tương quan là tương tự, vì vậy nhóm tác giả cho rằng
bởi FEM chỉ xem xét đến những khác biệt kết quả ước lượng là vững chắc và đảm bảo
có tính chất cá nhân đóng góp vào mô hình. tính ổn định.
Đồng thời, nhóm tác giả sử dụng kiểm định
Wald trên kết quả ước lượng theo FEM để 4.4. Thảo luận kết quả nghiên cứu
xem xét hiện tượng phương sai sai số thay
đổi, theo đó P-value là 0,0000, vì vậy kết Thứ nhất, tác động của đòn bẩy tài chính
luận có tồn tại hiện tượng này và phương đến giá trị doanh nghiệp: Kết quả ước
pháp ước lượng GLS được vận dụng để lượng theo GLS tại Bảng 5 chỉ ra biến LEV
khắc phục (Susmel, 2015; Greene, 2018). tác động cùng chiều đến biến FV, theo đó
Kết quả hồi quy theo GLS với biến phụ giải thích rằng các công ty càng gia tăng
thuộc FV được đại diện bởi Tobin’s Q, mức độ sử dụng ĐBTC sẽ góp phần tăng
biến FV được giải thích cùng chiều bởi GTDN và ngược lại; như vậy giả thuyết
LEV và FD theo mức ý nghĩa thống kê H1 được chấp nhận. Mối quan hệ tác động
1%, trong khi TAX giải thích ngược chiều cùng chiều này ủng hộ kết luận của Gill &
với mức ý nghĩa thống kê 5%. Bên cạnh Obradovich (2012), Fosu (2013), Jihadi &
đó, sự giải thích của LEV cho FV còn bị cộng sự (2021), đó là bằng chứng thể hiện
điều tiết bởi FD theo mức ý nghĩa thống việc sử dụng ĐBTC có hiệu quả, lợi nhuận
Bảng 5. Kết quả ước lượng
Biến / Kiểm định FEM REM GLS
Đại diện cho FV Tobin’s Q Tobin’s Q Tobin’s Q PBV
LEV 0,5137*** 0,2941*** 0,5251*** 0,7168***
TAX 0,0321 ns
0,1105 ns
-0,1092** -0,1296*
FD 0,0622*** 0,0620*** 0,0704*** 0,0728***
LEV.TAX -0,2225ns -0,3901ns 0,0778ns 0,0371ns
LEV.FD 0,3006*** 0,3012*** 0,0538*** 0,0718***
SIZE 0,0397 ns
0,1393*** -0,0034 ns
-0,0928***
TANG 0,2387** 0,3629*** 0,1313*** 0,1810***
C -0,1085ns -0,6094*** 0,4595*** 0,8614***
Prob (F-statistic) 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
37,0349
Kiếm định Hausman
(0,0000)
82749,12
Kiểm định Wald
(0,0000)
*, **, *** lần lượt là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%
ns không ý nghĩa thống kê
Nguồn: Xử lý của nhóm tác giả từ Eviews 12
34 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 244- Tháng 9. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - TRẦN NGỌC HƯƠNG -
TRẦN THỊ NGỌC HIẾU - NGUYỄN TRÀ MAI - PHẠM HOÀNG KIM NGÂN - NGUYỄN TƯỜNG VI
tạo ra được từ các khoản đầu tư được tài đánh đổi về cơ cấu vốn. Điều này có thể
trợ bằng nợ vượt trội hơn so với chi phí sử được giải thích bởi các nhà quản lý công ty
dụng nợ, và do đó tạo nên đóng góp tích thường chú trọng vào các biện pháp nhằm
cực của ĐBTC đối với GTDN. Với mức đáp ứng các điều kiện của tổ chức tín dụng,
độ sử dụng nợ cao, các quyết định tài chính qua đó giải quyết tình trạng thiếu vốn để
của nhà quản lý được giám sát chặt chẽ hơn sản xuất kinh doanh và đầu tư dự án của
bởi các cổ đông và chủ thể có liên quan, các công ty với kỳ vọng mang lại giá trị lợi
nhờ đó công ty có thể đảm bảo được hiệu ích tăng thêm vượt trội đáng kể hơn so với
quả tài chính, tạo nên sự gia tăng GTDN. khoản tiết kiệm thuế từ lãi vay.
Thứ hai, tác động của thuế đến GTDN, và Thứ ba, tác động của KQTC đến GTDN,
vai trò điều tiết của thuế đối với tác động và vai trò điều tiết của KQTC đối với tác
của ĐBTC đến GTDN: Kết quả ước lượng động của ĐBTC đến GTDN: Kết quả ước
theo GLS tại Bảng 5 chỉ ra biến TAX tác lượng theo GLS tại Bảng 5 chỉ ra biến FD
động ngược chiều đến biến FV, theo đó tác động cùng chiều đến biến FV, có nghĩa
minh chứng rằng GTDN càng gia tăng khi là sức khỏe tài chính càng vững chắc hơn
công ty giảm được nghĩa vụ thuế thu nhập thể hiện qua chỉ số Z-score cao hơn sẽ góp
doanh nghiệp và ngược lại; như vậy giả phần gia tăng GTDN và ngược lại, còn
thuyết H2 được chấp nhận. Mối quan hệ hiểu cách khác là KQTC tác động ngược
tác động trái chiều này ủng hộ kết luận của chiều đến GTDN. Như vậy, nhóm tác giả
Bryant-Kutcher & cộng sự (2012), Arora chấp nhận giả thuyết H3, và đây là minh
& Gill (2022), Annuar & Salihu (2019), và chứng thực nghiệm thống nhất với kết luận
có thể được giải thích rằng thuế là khoản của Tan (2012), Goetz (2020), Fitriani &
chi phí của các công ty nhưng lại mang cộng sự (2021), Dewi & cộng sự (2021),
tính không đối giá và hoàn trả trực tiếp Witjaksono (2020). Kết quả ước lượng này
cho người chịu thuế; vì vậy các nhà quản có thể được giải thích rằng các công ty đối
lý tài chính công ty sẽ chú trọng lập kế mặt với nguy cơ KQTC ở mức cao hơn
hoạch thuế như một phần trong kế hoạch sẽ kém hấp dẫn hơn đối với các nhà đầu
tài chính, theo đó các quyết định luôn được tư, khả năng thu hút khách hàng và triển
cân nhắc đến cơ hội tiết kiệm thuế nhằm khai các dự án đầu tư có thể bị hạn chế mà
tạo nên sự gia tăng GTDN. Nếu Nhà nước qua đó là suy giảm dòng tiền hoạt động, vì
thu thuế ở mức cao thì tỷ suất sinh lời trên vậy, đồng thời chi phí sử dụng vốn sẽ cao
tài sản thực sự mang lại cho các công ty sẽ hơn. Những điều này tác động tiêu cực đến
sụt giảm, thể hiện hiệu quả đầu tư thấp và GTDN.
kém hấp dẫn, dẫn đến những dự án đầu tư Bên cạnh đó, hệ số hồi quy dương của biến
tốt có thể bị bỏ qua và điều này ảnh hưởng LEV.FD tại Bảng 5 chỉ ra rằng sức khỏe tài
tiêu cực đến GTDN. chính điều tiết tăng, tức KQTC tham gia
Về vai trò điều tiết của thuế đối với tác điều tiết giảm đối với tác động của ĐBTC
động của ĐBTC đến GTDN, hệ số hồi quy đến GTDN, kết quả này ủng hộ giả thuyết
của biến LEV.TAX tại Bảng 5 không đảm H4b và Lý thuyết đánh đổi trong cơ cấu vốn.
bảo được ý nghĩa thống kê, kết quả này Mối quan hệ này chỉ ra rằng việc đảm bảo
không ủng hộ giả thuyết H4a. Như vậy, các sức khỏe tài chính là điều kiện để các công
công ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam ty khai thác tác động tích cực của ĐBTC
không hoặc ít quan tâm đến lợi ích thuế khi đến GTDN, các công ty không hoặc ít phải
vay nợ theo Lý thuyết M&M và Lý thuyết đối mặt với KQTC không chỉ có cơ hội tiếp
Số 244- Tháng 9. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 35
- Đòn bẩy tài chính, Thuế, Kiệt quệ tài chính và Giá trị doanh nghiệp: Trường hợp các công ty phi
tài chính niêm yết tại Việt Nam
cận các khoản vay dễ dàng với lãi suất thấp khi lựa chọn phương pháp ước lượng phù
hơn và đảm bảo hiệu quả sử dụng nợ, lợi hợp và kiểm tra tính vững, nhóm tác giả đã
nhuận tăng thêm nhờ ĐBTC hình thành tìm thấy rằng ĐBTC tác động cùng chiều
từ nợ, mà còn đảm bảo được trách nhiệm đến GTDN, đồng thời tác động này chịu sự
tài chính theo cam kết với chủ nợ; theo đó điều tiết giảm đáng kể bởi KQTC, nhưng
công ty được đánh giá cao hơn và GTDN vai trò điều tiết tăng của thuế lại không
tăng thêm nhiều hơn. Nói cách khác, việc đáng kể. Bên cạnh đó, thuế và KQTC còn
phải đối mặt với KQTC cao hơn sẽ điều tiết tác động ngược chiều đáng kể đến GTDN.
giảm tính hiệu quả của quyết định sử dụng Với những đúc kết trên, để tạo nên sự gia
ĐBTC, tác động cùng chiều của ĐBTC đến tăng GTDN từ việc sử dụng ĐBTC, các
GTDN sẽ trở nên ít hơn. công ty cần kiểm soát chặt chẽ khả năng
Cuối cùng, các yếu tố khác tác động đến thực hiện các cam kết tài chính với chủ nợ,
GTDN: Theo kết quả ước lượng tại Bảng chú trọng phân tích mối quan hệ giữa khả
5, GTDN (đại diện bởi Tobin’s Q) còn chịu năng sinh lời từ tài sản với chi phí nợ để
sự tác động cùng chiều và đáng kể bởi mức nhận diện hiệu quả sử dụng nợ và đảm bảo
độ đầu tư tài sản cố định hữu hình, kết quả các điều kiện tài chính theo yêu cầu của tổ
này minh chứng rằng đây là khoản đầu tư chức tín dụng. Ngoài ra, các công ty cần
hình thành nền tảng, phương tiện để công quan tâm hơn đối với công tác lập kế hoạch
ty thực hiện sản xuất kinh doanh, và góp thuế với kỳ vọng gia tăng cơ hội tiết kiệm
phần gia tăng năng lực mở rộng hoạt động thuế, xem xét tác động của thuế khi lựa
mà từ đó tác động tích cực đến GTDN; chọn đầu tư phù hợp mục tiêu tăng GTDN.
trong khi đó sự khác biệt về quy mô công Kết quả nghiên cứu của bài viết là bằng
ty ảnh hưởng ngược chiều nhưng không chứng thực nghiệm góp phần làm sáng
đáng kể đến GTDN. tỏ các lý thuyết về cơ cấu vốn, điển hình
là Lý thuyết đánh đổi. Không những thế,
5. Kết luận và khuyến nghị nhóm tác giả đã cung cấp thông tin hữu ích
về thuế, KQTC và ĐBTC trong mối quan
Thuế và KQTC là hai vấn đề được cân nhắc hệ với GTDN, nhờ đó các nhà quản lý tài
nhằm giải thích cho sự thay đổi của GTDN chính và chủ thể khác có thể đưa ra các
từ quyết định sử dụng nợ hình thành ĐBTC quyết định có liên quan một cách đáng tin
theo Lý thuyết đánh đổi trong cơ cấu vốn. cậy hơn. Tuy nhiên, để bằng chứng thực
Tuy nhiên, các nghiên cứu thực nghiệm nghiệm trở nên chặt chẽ hơn cho quyết
chưa kiểm định và đánh giá vai trò điều định sử dụng ĐBTC của các công ty dưới
tiết của thuế và KQTC đối với tác động của góc độ tài chính, các nghiên cứu tiếp theo
ĐBTC đến GTDN, đây là khoảng trống có thể bổ sung xem xét vai trò can thiệp của
nghiên cứu và nhóm tác giả đã cung cấp lợi nhuận đối với mối quan hệ giữa ĐBTC,
bằng chứng từ trường hợp các công ty phi thuế và KQTC với GTDN; hoặc kiểm soát
tài chính niêm yết tại Việt Nam để lấp đầy hiệu ứng cố định năm để xem xét sự thay
khoảng trống trong nghiên cứu này. Sau đổi của môi trường kinh tế vĩ mô.҂
Tài liệu tham khảo
Altman, E. I. (1968). Financial ratios, discriminant analysis and the prediction of corporate bankruptcy. The Journal of
Finance, 23 (4), 589-609.
Annuar, H. A., & Salihu, I. A. (2019). Taxes and Firm Values: Reduce to Induce. In The Proceedings of the 1st
International Conference on Business, Management and Information Systems 2019 (ICBMIS 2019), 1, 504-518.
36 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 244- Tháng 9. 2022
- LÊ HOÀNG VINH - TRẦN NGỌC HƯƠNG -
TRẦN THỊ NGỌC HIẾU - NGUYỄN TRÀ MAI - PHẠM HOÀNG KIM NGÂN - NGUYỄN TƯỜNG VI
Arnold, G. (2013), Corporate financial management (Fifth edition), Pearson Education Limited (England).
Arora, T. S., & Gill, S. (2022). Impact of corporate tax aggressiveness on firm value: Evidence from India. Managerial
Finance, 48 (2), 313-333.
Baxter, N. D. (1967). Leverage, risk of ruin and the cost of capital. The Journal of Finance, 22 (3), 395-403.
Bryant-Kutcher, L. A., Guenther, D. A., & Jackson, M. (2012). How do cross-country differences in corporate tax rates
affect firm value?. Journal of the American Taxation Association, 34 (2), 1-17.
Công ty cổ phần tập đoàn FiinGroup (không năm xuất bản), Khai thác dữ liệu tổng hợp, Truy cập ngày 08/02/2022, từ
CFA Institute (2020). Financial reporting and analysis. CFA Program. Level I. Volume 3.
Damodaran, A. (2015). Applied Corporate Finance (Fourth Edition). John Wiley & Sons (New York).
De Mooij, R. A. (2011). The tax elasticity of corporate debt: A synthesis of size and variations. IMF Working Paper, 11 (95), 1-27.
Dewi, M., Foanto, G. N., & Christiawan, Y. J. (2021). Profitability, Liquidity, and Firm Value: Does Financial Distress
Have a Mediating Effect? (Study of Manufacturing Companies in Indonesia). In 6th International Conference on
Tourism, Economics, Accounting, Management, and Social Science (TEAMS 2021), Atlantis Press, 437-445.
Donaldson, G. (1961). Corporate Debt Capacity: A Study of Corporation Debt Policy. Boston: Division of Research,
Graduate School of Business Administration, Harvard University.
Durand, D. (1952). Costs of Debt and Equity Funds for Business: Trends and Problems of Measurement. In Conference
on Research in Business Finance. New York: National Beaureau of Economic Research, 215-262.
Fitriani, I., Toaha, M., & Sobarsyah, M. (2021). Financial Performance on Company Value with Financial Distress as
Variable Intervening in Retail Trading Companies Listed on IDX. Hasanuddin Journal of Applied Business and
Entrepreneurship, 4 (4), 65-77.
Fosu, S. (2013). Capital structure, product market competition and firm performance: Evidence from South Africa. The
quarterly review of economics and finance, 53 (2), 140-151.
Gill, A., & Obradovich, J. D. (2012). The impact of corporate governance and financial leverage on the value of American
firms. International Research Journal of Finance and Economics, 91, 1-14.
Goetz, S. (2020). Is Financial Distress Value Relevant? – Implications for Multiple-Based Valuation. Journal of Business
Valuation and Economic Loss Analysis, 15 (1), 1-20.
Greene, W. H. (2018). Econometric Analysis (8th Edition). Pearson (New York).
Gujarati, D. N. (2008). Basic Econometrics (5th Edition). McGraw-Hill Education (Europe).
Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., Anderson, R. E. & Tatham, R. L. (2006). Multivirate Data Analysis. Pearson
Education Inc (New Jersey).
Ibrahim, U. A., & Isiaka, A. (2020). Effect of financial leverage on firm value: Evidence from selected firms quoted on the
Nigerian stock exchange. European Journal of Business and Management, 12 (3), 124-135.
Jihadi, M., Vilantika, E., Hashemi, S. M., Arifin, Z., Bachtiar, Y., & Sholichah, F. (2021). The effect of liquidity, leverage,
and profitability on firm value: Empirical evidence from Indonesia. The Journal of Asian Finance, Economics and
Business, 8 (3), 423-431.
Khan, M. Y., & Jain, P. K. (2011). Financial Management. Tata McGraw Hill Education Private Limited (New Delhi).
Kraus, A., & Litzenberger, R. H. (1973). A state-preference model of optimal financial leverage. The journal of finance, 28
(4), 911-922.
Levin, A., Lin, C. F., & Chu, C. S. J. (2002). Unit root tests in panel data: asymptotic and finite-sample properties. Journal
of econometrics, 108 (1), 1-24.
Modigliani, F., & Miller, M. H. (1958). The cost of capital, corporation finance and the theory of investment. The
American economic review, 48 (3), 261-297.
Modigliani, F., & Miller, M. H. (1963). Corporate income taxes and the cost of capital: a correction. The American
economic review, 53 (3), 433-443.
Myers, S. C., & Majluf, N. S. (1984). Corporate financing and investment decisions when firms have information that
investors do not have. Journal of financial economics, 13 (2), 187-221.
Scott Jr, J. H. (1976). A theory of optimal capital structure. The Bell Journal of Economics, 33-54.
Susmel, R. (2015), Panel Data Models, Lecture 15, Ph.D. Econometrics I Course, University of Houston.
Tan, T. K. (2012). Financial distress and firm performance: Evidence from the Asian financial crisis. Journal of Finance
and Accountancy, 11 (1), 1-11.
Van Horne, J., & Wachowicz Jr, J. (2008). Fundamentals of Financial Management (13th edition). Prentice Hall
(England).
Wilde, J. H., & Wilson, R. J. (2018). Perspectives on corporate tax planning: Observations from the past decade. The
Journal of the American Taxation Association, 40 (2), 63-81.
Witjaksono, A. (2020). Effects of Earning Manipulation, Strength of Financial Position and Financial Distress on Firm
Value (Case of Listed Manufacturing Firms in Indonesia). International Journal of Innovation, Creativity and
Change, 12 (8), 600-612.
Số 244- Tháng 9. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 37
nguon tai.lieu . vn
