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

Địn 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 Hồng 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 địn bẩy tài chính đến giá trị doanh nghiệp cho
trường hợp các cơng 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 cơng
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:
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
Số 244- Tháng 9. 2022

26

© Học viện Ngân hàng
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 tốn của các cơng 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 địn bẩy tài chính đến giá trị doanh nghiệp,
trong khi đó vai trị 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 thơng tin hữu ích cho nhà quản lý tài chính và
các chủ thể khác để đưa ra các quyết định đáng tin cậy.

Từ khố: Địn bẩy tài chính, Thuế, Kiệt quệ tài chính, Giá trị doanh nghiệp

1. Giới thiệu
Dưới góc độ tài chính, giá trị doanh nghiệp
(GTDN) là tồn bộ giá trị lợi ích được tạo
ra bởi các doanh nghiệp, là mục tiêu cuối
cùng của các quyết định đầu tư, tài trợ và
quản trị tài sản (Van Horne & Wachowicz,
2008; Damodaran, 2015). Địn bẩy tài
chính (ĐBTC) xuất hiện do các công ty
sử dụng các nguồn tài trợ với chi phí cố
định, điển hình là các khoản nợ vay (Van
Horne & Wachowicz, 2008; Arnold, 2013;
Damodaran, 2015). De Mooij (2011) cho
rằng các cơng ty có xu hướng vay nợ nhiều
để tạo ra lợi ích về thuế. Tuy nhiên, các
khoản nợ vay là nguồn tài trợ có tính hồn
trả bắt buộc, dẫn đến công ty lại phải đối
mặt với nguy cơ kiệt quệ tài chính (KQTC)
(Van Horne & Wachowicz, 2008; Arnold,
2013). Theo đó, Lý thuyết đánh đổi trong
cơ cấu vốn khuyến nghị rằng các công ty
phải cân nhắc đến khoản tiết kiệm thuế từ
lãi vay với chi phí KQTC để lựa chọn mức
độ sử dụng nợ trong cơ cấu vốn nhằm tối
đa hóa GTDN (Van Horne & Wachowicz,
2008; Arnold, 2013).
Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã đúc kết
những yếu tố giải thích cho GTDN, trong
đó có ĐBTC (Gill & Obradovich, 2012;

Fosu, 2013; Ibrahim & Isiaka, 2020; Jihadi
& cộng sự, 2021), thuế (Bryant-Kutcher

& cộng sự, 2012; Annuar & Salihu, 2019;
Arora & Gill, 2022) và KQTC (Tan, 2012;
Witjaksono, 2020; Goetz, 2020; Dewi &
cộng sự, 2021; Fitriani & cộng sự, 2021).
Tuy nhiên, các nghiên cứu thường chỉ đề
cập tác động độc lập của các yếu tố này,
trong khi thuế và KQTC là hai khía cạnh
được cân nhắc để quyết định sử dụng nợ
gắn với mục tiêu tạo GTDN như đề cập
trên. Vì vậy, mục tiêu của bài viết là đánh
giá vai trò điều tiết của thuế và KQTC đối
với tác động của ĐBTC đến GTDN cho
trường hợp các công ty phi tài chính niêm
yết tại Việt Nam.
Nội dung phần tiếp theo của bài viết bao
gồm 4 mục. Mục 2 trình bày tổng quan lý
thuyết và nghiên cứu thực nghiệm, từ đó xây
dựng các giả thuyết nghiên cứu. Mục 3 giải
thích chi tiết mơ hình nghiên cứu và xác định
phương pháp nghiên cứu. Mục 4 phân tích và
thảo luận kết quả nghiên cứu. Mục 5 là kết
luận và khuyến nghị.
2. Cơ sở lý thuyết, nghiên cứu thực
nghiệm và giả thuyết nghiên cứu
2.1. Tác động của địn bẩy tài chính đến
giá trị doanh nghiệp
Theo Damodaran (2015), Van Horne &

Wachowicz (2008), quyết định lựa chọn sử

Số 244- Tháng 9. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

27


Địn 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
sẽ hình thành ĐBTC với kỳ vọng gia tăng
lợi nhuận và tạo ra GTDN. Lý thuyết cơ
cấu vốn tối ưu (Scott, 1976) cho rằng, mỗi
công ty sẽ có một cơ cấu vốn tối ưu, đó là
sự kết hợp giữa nợ và vốn chủ sở hữu mà
theo đó tối thiểu hóa chi phí vốn và tối đa
hóa GTDN. Tuy nhiên, Lý thuyết lợi nhuận
hoạt động ròng của Durand (1952) cho rằng
không tồn tại một cơ cấu vốn tối ưu, mọi
thay đổi sử dụng nợ đều khơng có ý nghĩa
đối với chi phí sử dụng vốn trung bình
có trọng số và GTDN. Lý thuyết M&M
của Modigliani & Miller (1958, 1963) và
Lý thuyết đánh đổi (Baxter, 1967; Kraus
& Litzenberger, 1973) về cơ cấu vốn đều
khẳng định rằng công ty có giá trị lợi ích
tăng thêm khi vay nợ hình thành ĐBTC do
lãi vay tạo ra lá chắn thuế và theo đó GTDN
sẽ tăng lên cùng với sự gia tăng mức độ sử

dụng ĐBTC. Ngồi ra, lý thuyết đánh đổi
cịn bổ sung vấn đề KQTC có thể xuất hiện
do sử dụng nợ, theo đó GTDN sẽ giảm khi
vấn đề này càng trở nên nghiêm trọng hơn.
Lý thuyết trật tự phân hạng (Donaldson,
1961; Myers & Majluf, 1984) gợi ý cho nhà
quản lý công ty về thứ tự ưu tiên khi đưa
ra quyết định lựa chọn nguồn tài trợ, đầu
tiên là nguồn vốn bên trong (điển hình là lợi
nhuận giữ lại), tiếp theo là nguồn vốn bên
ngoài với sự ưu tiên của các khoản nợ vay
hơn so với vốn góp trực tiếp từ các cổ đông. 
Tác động của ĐBTC đến GTDN đã được
khẳng định bởi nhiều nghiên cứu thực
nghiệm, tuy nhiên kết quả không nhất quán.
Gill & Obradovich (2012), Fosu (2013),
Jihadi & cộng sự (2021) đều kết luận
ĐBTC tác động cùng chiều đến GTDN, kết
quả này minh chứng rằng các công ty sử
dụng ĐBTC hiệu quả, có được lợi ích tăng
thêm vượt trội hơn chi phí tăng thêm và do
đó GTDN tăng lên cùng với gia tăng mức
độ sử dụng ĐBTC. Trong khi đó, Ibrahim
& Isiaka (2020) đúc kết rằng ĐBTC tác

28

động ngược chiều đến GTDN và khuyến
nghị các nhà quản lý công ty cân nhắc điều
chỉnh giảm nợ dài hạn và tăng vốn chủ sở

hữu với kỳ vọng tạo ra sự gia tăng GTDN.
Dưới góc độ quản lý tài chính, các công ty
sử dụng ĐBTC sẽ làm gia tăng rủi ro tài
chính, vì vậy lợi nhuận và GTDN cũng được
kỳ vọng tăng thêm, theo đó giả thuyết H1
đối với trường hợp các cơng ty phi tài chính
niêm yết tại Việt Nam của bài viết như sau:
Giả thuyết H1: ĐBTC tác động cùng chiều
đến GTDN.
2.2. Tác động của thuế đến giá trị doanh
nghiệp
Dưới góc độ quản lý tài chính, thuế thu
nhập doanh nghiệp (gọi tắt là thuế) có thể
có tác động trực tiếp hoặc gián tiếp đến
các quyết định tài chính, từ đó ảnh hưởng
đến mục tiêu gia tăng GTDN (Van Horne
& Wachowicz, 2008). Vì vậy, nhà quản lý
cơng ty cần có những kế hoạch thuế hiệu
quả, qua đó khơng chỉ là cơng ty tn thủ
thuế mà cịn có được sự gia tăng lợi ích
tài chính hợp lý trong mơi trường thuế và
từ đó góp phần gia tăng GTDN. Wilde &
Wilson (2018) cho rằng kế hoạch thuế là
một phương pháp tạo ra lợi ích thuế nhằm
tối đa hóa lợi nhuận sau thuế.
Theo mơ hình Dupont được sử dụng để phân
tích tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu, các
công ty hoạt động trong môi trường thuế
phải chịu gánh nặng thuế, yếu tố này làm
giảm tỷ suất lợi nhuận ròng trên doanh thu

và từ đó làm giảm tỷ suất sinh lời trên vốn
chủ sở hữu (CFA Institute, 2020); như vậy,
thuế là yếu tố tác động ngược chiều đến lợi
nhuận và GTDN. Bryant-Kutcher & cộng
sự (2012) nghiên cứu trường hợp các công
ty đa quốc gia của Mỹ, khẳng định rằng sự
khác biệt thuế suất giữa các quốc gia được
phản ánh trong GTDN và GTDN ở mức
cao hơn đối với những cơng ty có thuế suất

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
ngược chiều của thuế đến GTDN theo mẫu
nghiên cứu gồm 547 công ty niêm yết thuộc
chỉ số S&P BSE 500 (Standard and Poor›s
Bombay Stock Exchange 500) từ năm tài
chính 2009- 2010 đến 2018- 2019. Tương
tự, Annuar & Salihu (2019) lựa chọn mẫu
nghiên cứu gồm 232 công ty trong giai
đoạn 1999- 2013, đúc kết rằng GTDN chịu
sự tác động ngược chiều bởi gánh nặng
thuế, vì vậy việc giảm số tiền nộp thuế sẽ
tác động tăng dịng tiền hoạt động và theo
đó chuyển thành giá trị tăng thêm, tạo nên
sự giàu có hơn cho các cổ đơng.
Căn cứ tổng quan nghiên cứu thực nghiệm,

nhóm tác giả đặt ra giả thuyết H2 cho trường
hợp các cơng ty phi tài chính niêm yết tại
Việt Nam như sau:
Giả thuyết H2: Thuế tác động ngược chiều
đến GTDN.
2.3. Tác động của kiệt quệ tài chính đến
giá trị doanh nghiệp
KQTC là tình trạng khó khăn của các
cơng ty trong việc thực hiện những cam
kết với chủ nợ (Khan & Jain, 2011). Theo
Lý thuyết tín hiệu, nhà đầu tư và các chủ
thể khác có liên quan sẽ đánh giá cơng ty
dựa vào thơng tin mà họ nhận được; sự sẵn
có của những thơng tin tốt về sức khỏe tài
chính của cơng ty sẽ được đánh giá cao, khi
đó GTDN sẽ tăng lên.
Goetz (2020), sử dụng thơng tin xếp hạng
tín nhiệm, tìm ra rằng khoảng 4- 7% GTDN
sụt giảm do KQTC và mức giảm càng tăng
thêm đối với các trường hợp xếp hạng tín
nhiệm thấp hơn và chỉ số Z-score đạt mức
thấp hơn. Fitriani & cộng sự (2021), Dewi
& cộng sự (2021), Witjaksono (2020) đều
cho rằng KQTC tác động trực tiếp đến
GTDN, các cơng ty khơng rơi vào tình trạng
KQTC sẽ hấp dẫn hơn đối với các nhà đầu
tư và điều này góp phần làm tăng GTDN.

Bên cạnh đó, Fitriani & cộng sự (2021) cịn
tìm thấy bằng chứng cho vai trị can thiệp

của KQTC đối với tác động của lợi nhuận,
thanh khoản và khả năng thanh toán đến
GTDN. Tan (2012) chỉ ra rằng các cơng ty
có mức độ sử dụng ĐBTC cao hơn, tức là
khả năng xảy ra KQTC cao hơn sẽ có hiệu
quả tài chính thể hiện qua GTDN được đo
lường bởi Tobin’s Q giảm. Mở rộng hơn,
Tan (2012) còn khẳng định rằng các cuộc
khủng hoảng làm gia tăng mối quan hệ trái
chiều giữa KQTC với hiệu quả công ty.
Từ những tổng quan trên, nhóm tác giả đặt ra
giả thuyết H3 đối với trường hợp các cơng ty
phi tài chính niêm yết tại Việt Nam như sau:
Giả thuyết H3: KQTC tác động ngược chiều
đến GTDN.
2.4. Vai trò điều tiết của thuế và kiệt quệ
tài chính đối với tác động của địn bẩy 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
chứng minh và khẳng định rằng các cơng ty
sử dụng nợ hình thành ĐBTC sẽ đạt được
GTDN vượt trội hơn so với khi khơng có
ĐBTC (Van Horne & Wachowicz, 2008;
Khan & Jain, 2011; Arnold, 2013). Bên
cạnh đó, Lý thuyết đánh đổi bổ sung rằng
KQTC sẽ tăng lên cùng với gia tăng mức độ
sử dụng ĐBTC, vì vậy cơng ty sẽ có phát
sinh chi phí KQTC và điều này dẫn đến
GTDN bị giảm (Van Horne & Wachowicz,

2008; Khan & Jain, 2011; Arnold, 2013).
Như vậy, các nhà quản lý tài chính phải cân
nhắc chặt chẽ và hợp lý đối với mối quan
hệ giữa ĐBTC, thuế và KQTC để có thể đạt
mục tiêu gia tăng GTDN.
Tuy nhiên, các nghiên cứu thực nghiệm
chưa kiểm định vai trò điều tiết của thuế
và KQTC đối với tác động của ĐBTC đến
GTDN, vì vậy nhóm tác giả xác định đây là
khoảng trống nghiên cứu và sẽ tìm câu trả

Số 244- Tháng 9. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

29


Địn 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. Mơ hình nghiên cứu

lời trong bài viết. Theo đó, giả thuyết H4a
và H4b cho trường hợp các cơng ty phi tài
chính niêm yết tại Việt Nam như sau:
Giả thuyết H4a: Thuế điều tiết gia tăng tác
động cùng chiều của ĐBTC đến GTDN.
Giả thuyết H4b: KQTC điều tiết giảm tác
động cùng chiều của ĐBTC đến GTDN.

3. Mơ hình và phương pháp nghiên cứu
3.1. Mơ hình nghiên cứu
Căn cứ giả thuyết nghiên cứu được thiết
lập tại mục 2, nhóm tác giả sử dụng mơ
hình nghiên cứu về tác động của ĐBTC,
thuế, KQTC đến GTDN đối với trường hợp
các công ty phi tài chính niêm yết tại Việt
Nam theo Hình 1.
Theo Hình 1, biến phụ thuộc là GTDN
(FV), các biến độc lập bao gồm ĐBTC
(LEV), thuế (TAX) và KQTC (FD), các

biến tương tác bao gồm ĐBTC với thuế
(LEV.TAX), ĐBTC với KQTC (LEV.FD).
Ngoài ra, để tăng thêm mức độ phù hợp của
mơ hình khi ước lượng, nhóm tác giả bổ
sung các biến kiểm sốt (CONTROL), bao
gồm quy mơ cơng ty (SIZE) và tài sản cố
định hữu hình (TANG). Như vậy, phương
trình hồi quy như sau:
FVi,t = β0 + β1.LEVi,t + β2.FDi,t + β3.TAXi,t
+ β4.(LEV.FD)i,t + β5.(LEV.TAX)i,t +αj.
CONTROLj,i,t + εi,t
Theo phương trình trên, β0 là hằng số, ε là
sai số, β1 đến β5 là hệ số hồi quy của các
biến độc lập và biến tương tác, j đại diện
cho từng biến kiểm sốt, i và t lần lượt đại
diện cho từng cơng ty và từng năm. Bảng
1 tổng hợp các biến và trình bày cách đo
lường của từng biến.

3.2. Mẫu và dữ liệu nghiên cứu

Bảng 1. Cách đo lường các biến
Biến
Tên

Cách đo lường
Ký
hiệu

Giá trị FV
doanh
nghiệp

30

Chỉ tiêu

Cách tính

Tobin’s Q

(Giá trị sổ sách của nợ + Giá trị thị
trường của vốn chủ sở hữu) ⁄ Tổng
giá trị tài sản theo sổ sách

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 244- Tháng 9. 2022

Nguồn gốc
Dewi & cộng sự (2021), Gill &

Obradovich (2012), Tan (2012),
Jihadi & cộng sự (2021),
Ibrahim & Isiaka (2020), BryantKutcher & cộng sự (2012),
Annuar & Salihu (2019)


LÊ HOÀNG VINH - TRẦN NGỌC HƯƠNG TRẦN THỊ NGỌC HIẾU - NGUYỄN TRÀ MAI - PHẠM HOÀNG KIM NGÂN - NGUYỄN TƯỜNG VI

Biến

Cách đo lường

Nguồn gốc

Ký
hiệu

Chỉ tiêu

Cách tính

Địn
bẩy tài
chính

LEV

Tỷ số nợ

Nợ ⁄ Tổng tài sản

Kiệt
quệ tài
chính

FD

Z-score của
Altman (1968)

Thuế

TAX

Z-Score = 1,2X1 + 1,4X2 + 3,3X3 + 0,6X4 Witjaksono (2020), Goetz
+ 1,0X5
(2020), Dewi & cộng sự (2021)
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

Tỷ lệ chi phí
Chi phí thuế (hiện hành và hỗn lại) ⁄ Bryant-Kutcher & cộng sự
thuế trên tổng Tổng lợi nhuận kế toán trước thuế
(2012), Arora & Gill (2022)
lợi nhuận trước

thuế

Tên

Quy mô SIZE
công ty

Gill & Obradovich (2012), Jihadi
& cộng sự (2021), Arora & Gill
(2022)

Logarit tự
Logarit tự nhiên của tổng tài sản
nhiên của tổng
tài sản

Tài sản TANG Tỷ trọng tài
Tài sản cố định hữu hình ⁄ Tổng tài
cố định
sản cố định
sản
hữu
hữu hình trong
hình
tổng tài sản

Gill & Obradovich (2012), Jihadi
& cộng sự (2021), Arora & Gill
(2022), Annuar & Salihu (2019)
Arora & Gill (2022)

Nguồn: Tổng hợp của nhóm tác giả

Nhóm tác giả đã sử dụng phương pháp
chọn mẫu có mục đích, kết quả lựa chọn
504 cơng ty phi tài chính niêm yết tại Việt
Nam trong giai đoạn 2015- 2020. Các công
ty được lựa chọn căn cứ vào (i) Niêm yết
cổ phiếu trên Sở giao dịch chứng khoán Hà
Nội và Sở giao dịch chứng khoán Thành
phố Hồ Chí Minh, (ii) Khơng thuộc ngành
tài chính (ngân hàng, chứng khốn, bảo
hiểm), (iii) Có đầy đủ báo cáo tài chính đã
kiểm tốn từ năm 2015- 2020, (iv) Tất cả
các báo cáo kiểm toán đều đưa ra ý kiến
chấp nhận tính hợp lý và trung thực theo
nguyên tắc trọng yếu. Sự lựa chọn bắt đầu
từ năm 2015 nhằm đảm bảo tính thống nhất
của hệ thống báo cáo tài chính theo Thơng
tư 200/2014/TT-BTC của Bộ Tài chính
về việc hướng dẫn chế độ kế tốn doanh
nghiệp, có hiệu lực từ ngày 01/01/2015.
Về dữ liệu nghiên cứu, các biến trong mơ

hình nghiên cứu đều sử dụng dữ liệu thứ
cấp được thu thập từ báo cáo tài chính của
các cơng ty thơng qua hệ thống Fiinpro
của Cơng ty tập đồn FiinGroup. Nhóm
tác giả có được dữ liệu đầy đủ cho tất cả
các biến của tồn bộ mẫu nghiên cứu trong

suốt 6 năm, hình thành dữ liệu dạng bảng
cân bằng và được xử lý để tìm ra kết quả
nghiên cứu bởi sự hỗ trợ của phần mềm
Eviews 12.
3.3. Phương pháp ước lượng
Với dữ liệu dạng bảng, nhóm tác giả thực
hiện ước lượng theo mơ hình ảnh hưởng cố
định (FEM) và mơ hình ảnh hưởng ngẫu
nhiên (REM), sau đó sử dụng kiểm định
Hausman để lựa chọn kết quả giữa FEM
với REM. Tiếp theo, kiểm định hiện tượng
tự tương quan và phương sai sai số thay

Số 244- Tháng 9. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

31


Địn 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
nhóm tác giả khắc phục bằng mơ hình bình
phương tối thiểu tổng qt (GLS) (Greene,
2018; Susmel, 2015).
Ngồi ra, để kiểm tra tính vững của kết quả
ước lượng, nhóm tác giả cịn sử dụng cách
đo lường khác cho biến phụ thuộc FV, cụ thể
là GTDN có thể được đại diện bởi tỷ số giữa
giá trị thị trường với giá trị sổ sách của vốn

chủ sở hữu (PBV) (Witjaksono, 2020; Jihadi
& cộng sự, 2021; Fitriani & cộng sự, 2021).

2, theo đó P-value của tất cả các trường hợp
đều nhỏ hơn 5% nên kết luận rằng chuỗi dữ
liệu của các biến đều dừng.
Tiếp theo, thống kê mô tả các biến theo giá
trị trung bình, lớn nhất, nhỏ nhất, độ lệch
chuẩn và số quan sát được tổng hợp tại Bảng
3. Tất cả các biến đều có 3.024 quan sát từ
504 cơng ty trong giai đoạn 2015- 2020, cho
thấy dữ liệu thuộc dạng bảng cân bằng.
Theo Bảng 3, FV trung bình là 1,0936, cho
thấy giá trị thị trường vượt trội hơn so với
giá trị sổ sách, minh chứng thành công của
các công ty trong việc thực hiện mục tiêu
tài chính cuối cùng, tạo nên sự giàu có hơn
cho các cổ đơng. Giá trị trung bình của LEV
đạt mức 47,71% chỉ ra rằng các cơng ty ít
sử dụng nợ hơn vốn chủ sở hữu trong giai
đoạn 2015- 2020, LEV cao nhất là 99,32%
và thấp nhất là 0,41%. TAX đạt mức trung
bình là 18,83%, thấp hơn mức thuế suất phổ

4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
4.1. Tính dừng của dữ liệu và thống kê
mơ tả các biến
Nhóm tác giả sử dụng kiểm định Levin, Lin
& Chu (2002) để xem xét tính dừng của chuỗi
dữ liệu bảng, kết quả được tổng hợp tại Bảng

Bảng 2. Kiểm định tính dừng
Biến

Kiểm định Levin, Lin & Chu

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 mơ 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:
22%, năm 2016- 2020: 20%), kết quả đối
sánh này chỉ ra rằng các công ty giảm được
gánh nặng thuế thông qua những chính sách
ưu đãi thuế, có thể là những khoản thu nhập
miễn thuế hay một số lĩnh vực hoạt động
chịu thuế suất thấp hơn hay những trường
hợp ưu đãi khác. FD trung bình là 4,4767,
cao hơn 2,99 cho thấy các cơng ty có tình
trạng sức khỏe tài chính tốt trong giai đoạn
nghiên cứu (Altman, 1968). Ngồi ra, Bảng
3 cịn chỉ ra các sự đa dạng về quy mô công
ty và mức độ đầu tư vào tài sản cố định hữu
hình của các cơng ty trong mẫu nghiên cứu.

biến động sức khỏe tài chính (tương ứng là
ngược chiều với KQTC); trong khi đó, mối
tương quan âm giữa biến FV với biến TAX
khơng đảm bảo ý nghĩa thống kê. Ngồi ra,
biến FV còn tương quan dương với biến
TANG theo mức ý nghĩa 10%, trong khi
tương quan âm với biến SIZE không đảm
bảo ý nghĩa thống kê.
Nếu hệ số tương quan giữa các biến LEV,
TAX, FD, SIZE và TANG với nhau thì giá

trị âm dao động từ -0,0102 đến -0,1560 và
giá trị dương từ 0,0458 đến 0,3311, theo
Hair & cộng sự (2006) và Gujarati (2008),
những kết quả này cho khẳng định hiện
tượng đa cộng tuyến không phải là vấn đề
nghiêm trọng và điều này còn được đúc kết
từ VIF của các biến đều ở mức nhỏ hơn 10.

4.2. Ma trận hệ số tương quan và hệ số
phóng đại phương sai

4.3. Kết quả hồi quy

Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
và hệ số phóng đại phương sai (VIF) được
tổng hợp trình bày tại Bảng 4.
Căn cứ Bảng 4, theo mức ý nghĩa thống
kê 1%, biến FV tương quan âm với biến
LEV nhưng tương quan dương với FD,
kết quả này gợi ý rằng biến động GTDN
ngược chiều với ĐBTC và cùng chiều với

Kết quả hồi quy theo các phương pháp
ước lượng khác nhau và kết quả ước lượng
nhằm kiểm tra tính vững được tổng hợp
trình bày tại Bảng 5.
Theo Bảng 5, nhóm tác giả bắt đầu từ việc
sử dụng phương pháp ước lượng theo FEM

Bảng 4. Ma trận hệ số tương quan và VIF

FV
FV

LEV

TAX

FV

SIZE

TANG

1,0000
-----

LEV

-0,0768***
0,0000

1,0000
-----

TAX

-0,0175ns
0,3347

0,1302***

0,0000

1,0000
-----

0,9281***
0,0000

-0,1560***
0,0000

-0,0150ns
0,4108

1,0000
-----

SIZE

-0,0014ns
0,9379

0,3311***
0,0000

0,0458**
0,0117

-0,0923***
0,0000

1,0000
-----

TANG

0,0327*
0,0723

-0,0497***
0,0063

-0,1091***
0,0000

-0,0102ns
0,5749

0,1081***
0,0000

1,0000
-----

1,1680

1,0286

1,0271

1,1454

1,0318

FD

VIF

*, **, *** 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


Địn 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
từ kiểm định Hausman là 0,0000 cho lựa
chọn FEM phù hợp hơn REM. Với lựa
chọn này, Susmel (2015), Greene (2018),
Hair & cộng sự (2006) đều cho rằng mơ
hình khơng có hiện tượng tự tương quan
bởi FEM chỉ xem xét đến những khác biệt
có tính chất cá nhân đóng góp vào mơ hình.
Đồng thời, nhóm tác giả sử dụng kiểm định

Wald trên kết quả ước lượng theo FEM để
xem xét hiện tượng phương sai sai số thay
đổi, theo đó P-value là 0,0000, vì vậy kết
luận có tồn tại hiện tượng này và phương
pháp ước lượng GLS được vận dụng để
khắc phục (Susmel, 2015; Greene, 2018).
Kết quả hồi quy theo GLS với biến phụ
thuộc FV được đại diện bởi Tobin’s Q,
biến FV được giải thích cùng chiều bởi
LEV và FD theo mức ý nghĩa thống kê
1%, trong khi TAX giải thích ngược chiều
với mức ý nghĩa thống kê 5%. Bên cạnh
đó, sự giải thích của LEV cho FV cịn bị
điều tiết bởi FD theo mức ý nghĩa thống

kê 1%, trong khi đó vai trị điều tiết của
TAX là khơng đáng kể. Kết quả hồi quy
theo GLS với biến phụ thuộc FV được đại
diện bởi PBV, những giải thích của LEV,
TAX, FD, LEV.TAX và LEV.FD cho FV
là tương tự, vì vậy nhóm tác giả cho rằng
kết quả ước lượng là vững chắc và đảm bảo
tính ổn định.
4.4. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Thứ nhất, tác động của đòn bẩy tài chính
đến giá trị doanh nghiệp: Kết quả ước
lượng theo GLS tại Bảng 5 chỉ ra biến LEV
tác động cùng chiều đến biến FV, theo đó
giải thích rằng các cơng ty càng gia tăng
mức độ sử dụng ĐBTC sẽ góp phần tăng

GTDN và ngược lại; như vậy giả thuyết
H1 được chấp nhận. Mối quan hệ tác động
cùng chiều này ủng hộ kết luận của Gill &
Obradovich (2012), Fosu (2013), Jihadi &
cộng sự (2021), đó là bằng chứng thể hiện
việc sử dụng ĐBTC có hiệu quả, lợi nhuận

Bảng 5. Kết quả ước lượng
Biến / Kiểm định

FEM

REM

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

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

ns

0,0397

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***

0,0000

0,0000

0,0000

0,0000

Prob (F-statistic)

ns

37,0349
(0,0000)

Kiếm định Hausman
Kiểm định Wald

82749,12
(0,0000)

*, **, *** lần lượt là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%
ns không ý nghĩa thống kê

34

GLS

Nguồn: Xử lý của nhóm tác giả từ Eviews 12

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
trợ bằng nợ vượt trội hơn so với chi phí sử
dụng nợ, và do đó tạo nên đóng góp tích
cực của ĐBTC đối với GTDN. Với mức
độ sử dụng nợ cao, các quyết định tài chính

của nhà quản lý được giám sát chặt chẽ hơn
bởi các cổ đông và chủ thể có liên quan,
nhờ đó cơng ty có thể đảm bảo được hiệu
quả tài chính, tạo nên sự gia tăng GTDN.
Thứ hai, tác động của thuế đến GTDN, và
vai trò điều tiết của thuế đối với tác động
của ĐBTC đến GTDN: Kết quả ước lượng
theo GLS tại Bảng 5 chỉ ra biến TAX tác
động ngược chiều đến biến FV, theo đó
minh chứng rằng GTDN càng gia tăng khi
cơng ty giảm được nghĩa vụ thuế thu nhập
doanh nghiệp và ngược lại; như vậy giả
thuyết H2 được chấp nhận. Mối quan hệ
tác động trái chiều này ủng hộ kết luận của
Bryant-Kutcher & cộng sự (2012), Arora
& Gill (2022), Annuar & Salihu (2019), và
có thể được giải thích rằng thuế là khoản
chi phí của các cơng ty nhưng lại mang
tính khơng đối giá và hoàn trả trực tiếp
cho người chịu thuế; vì vậy các nhà quản
lý tài chính cơng ty sẽ chú trọng lập kế
hoạch thuế như một phần trong kế hoạch
tài chính, theo đó các quyết định ln được
cân nhắc đến cơ hội tiết kiệm thuế nhằm
tạo nên sự gia tăng GTDN. Nếu Nhà nước
thu thuế ở mức cao thì tỷ suất sinh lời trên
tài sản thực sự mang lại cho các công ty sẽ
sụt giảm, thể hiện hiệu quả đầu tư thấp và
kém hấp dẫn, dẫn đến những dự án đầu tư
tốt có thể bị bỏ qua và điều này ảnh hưởng

tiêu cực đến GTDN.
Về vai trò điều tiết của thuế đối với tác
động của ĐBTC đến GTDN, hệ số hồi quy
của biến LEV.TAX tại Bảng 5 không đảm
bảo được ý nghĩa thống kê, kết quả này
không ủng hộ giả thuyết H4a. Như vậy, các
cơng ty phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
khơng hoặc ít quan tâm đến lợi ích thuế khi
vay nợ theo Lý thuyết M&M và Lý thuyết

đánh đổi về cơ cấu vốn. Điều này có thể
được giải thích bởi các nhà quản lý cơng ty
thường chú trọng vào các biện pháp nhằm
đáp ứng các điều kiện của tổ chức tín dụng,
qua đó giải quyết tình trạng thiếu vốn để
sản xuất kinh doanh và đầu tư dự án của
các công ty với kỳ vọng mang lại giá trị lợi
ích tăng thêm vượt trội đáng kể hơn so với
khoản tiết kiệm thuế từ lãi vay.
Thứ ba, tác động của KQTC đến GTDN,
và vai trò điều tiết của KQTC đối với tác
động của ĐBTC đến GTDN: Kết quả ước
lượng theo GLS tại Bảng 5 chỉ ra biến FD
tác động cùng chiều đến biến FV, có nghĩa
là sức khỏe tài chính càng vững chắc hơn
thể hiện qua chỉ số Z-score cao hơn sẽ góp
phần gia tăng GTDN và ngược lại, còn
hiểu cách khác là KQTC tác động ngược
chiều đến GTDN. Như vậy, nhóm tác giả
chấp nhận giả thuyết H3, và đây là minh

chứng thực nghiệm thống nhất với kết luận
của Tan (2012), Goetz (2020), Fitriani &
cộng sự (2021), Dewi & cộng sự (2021),
Witjaksono (2020). Kết quả ước lượng này
có thể được giải thích rằng các cơng ty đối
mặt với nguy cơ KQTC ở mức cao hơn
sẽ kém hấp dẫn hơn đối với các nhà đầu
tư, khả năng thu hút khách hàng và triển
khai các dự án đầu tư có thể bị hạn chế mà
qua đó là suy giảm dịng tiền hoạt động, vì
vậy, đồng thời chi phí sử dụng vốn sẽ cao
hơn. Những điều này tác động tiêu cực đến
GTDN.
Bên cạnh đó, hệ số hồi quy dương của biến
LEV.FD tại Bảng 5 chỉ ra rằng sức khỏe tài
chính điều tiết tăng, tức KQTC tham gia
điều tiết giảm đối với tác động của ĐBTC
đến GTDN, kết quả này ủng hộ giả thuyết
H4b và Lý thuyết đánh đổi trong cơ cấu vốn.
Mối quan hệ này chỉ ra rằng việc đảm bảo
sức khỏe tài chính là điều kiện để các cơng
ty khai thác tác động tích cực của ĐBTC
đến GTDN, các cơng ty khơng hoặc ít phải
đối mặt với KQTC khơng chỉ có cơ hội tiếp

Số 244- Tháng 9. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

35

Địn 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
hơn và đảm bảo hiệu quả sử dụng nợ, lợi
nhuận tăng thêm nhờ ĐBTC hình thành
từ nợ, mà cịn đảm bảo được trách nhiệm
tài chính theo cam kết với chủ nợ; theo đó
cơng ty được đánh giá cao hơn và GTDN
tăng thêm nhiều hơn. Nói cách khác, việc
phải đối mặt với KQTC cao hơn sẽ điều tiết
giảm tính hiệu quả của quyết định sử dụng
ĐBTC, tác động cùng chiều của ĐBTC đến
GTDN sẽ trở nên ít hơn.
Cuối cùng, các yếu tố khác tác động đến
GTDN: Theo kết quả ước lượng tại Bảng
5, GTDN (đại diện bởi Tobin’s Q) còn chịu
sự tác động cùng chiều và đáng kể bởi mức
độ đầu tư tài sản cố định hữu hình, kết quả
này minh chứng rằng đây là khoản đầu tư
hình thành nền tảng, phương tiện để cơng
ty thực hiện sản xuất kinh doanh, và góp
phần gia tăng năng lực mở rộng hoạt động
mà từ đó tác động tích cực đến GTDN;
trong khi đó sự khác biệt về quy mơ công
ty ảnh hưởng ngược chiều nhưng không
đáng kể đến GTDN.
5. Kết luận và khuyến nghị
Thuế và KQTC là hai vấn đề được cân nhắc
nhằm giải thích cho sự thay đổi của GTDN

từ quyết định sử dụng nợ hình thành ĐBTC
theo Lý thuyết đánh đổi trong cơ cấu vốn.
Tuy nhiên, các nghiên cứu thực nghiệm
chưa kiểm định và đánh giá vai trò điều
tiết của thuế và KQTC đối với tác động của
ĐBTC đến GTDN, đây là khoảng trống
nghiên cứu và nhóm tác giả đã cung cấp
bằng chứng từ trường hợp các cơng ty phi
tài chính niêm yết tại Việt Nam để lấp đầy
khoảng trống trong nghiên cứu này. Sau

khi lựa chọn phương pháp ước lượng phù
hợp và kiểm tra tính vững, nhóm tác giả đã
tìm thấy rằng ĐBTC tác động cùng chiều
đến GTDN, đồng thời tác động này chịu sự
điều tiết giảm đáng kể bởi KQTC, nhưng
vai trò điều tiết tăng của thuế lại khơng
đáng kể. Bên cạnh đó, thuế và KQTC còn
tác động ngược chiều đáng kể đến GTDN.
Với những đúc kết trên, để tạo nên sự gia
tăng GTDN từ việc sử dụng ĐBTC, các
cơng ty cần kiểm sốt chặt chẽ khả năng
thực hiện các cam kết tài chính với chủ nợ,
chú trọng phân tích mối quan hệ giữa khả
năng sinh lời từ tài sản với chi phí nợ để
nhận diện hiệu quả sử dụng nợ và đảm bảo
các điều kiện tài chính theo yêu cầu của tổ
chức tín dụng. Ngồi ra, các cơng ty cần
quan tâm hơn đối với công tác lập kế hoạch
thuế với kỳ vọng gia tăng cơ hội tiết kiệm

thuế, xem xét tác động của thuế khi lựa
chọn đầu tư phù hợp mục tiêu tăng GTDN.
Kết quả nghiên cứu của bài viết là bằng
chứng thực nghiệm góp phần làm sáng
tỏ các lý thuyết về cơ cấu vốn, điển hình
là Lý thuyết đánh đổi. Khơng những thế,
nhóm tác giả đã cung cấp thơng tin hữu ích
về thuế, KQTC và ĐBTC trong mối quan
hệ với GTDN, nhờ đó các nhà quản lý tài
chính và chủ thể khác có thể đưa ra các
quyết định có liên quan một cách đáng tin
cậy hơn. Tuy nhiên, để bằng chứng thực
nghiệm trở nên chặt chẽ hơn cho quyết
định sử dụng ĐBTC của các cơng ty dưới
góc độ tài chính, các nghiên cứu tiếp theo
có thể bổ sung xem xét vai trị can thiệp của
lợi nhuận đối với mối quan hệ giữa ĐBTC,
thuế và KQTC với GTDN; hoặc kiểm soát
hiệu ứng cố định năm để xem xét sự thay
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 đồn FiinGroup (khơng 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