NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG TỚI RỦI RO TÀI CHÍNH: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ DOANH NGHIỆP DƯỢC VIỆT NAM

Nhân tố tác động tới rủi ro tài chính: bằng chứng thực
nghiệm từ doanh nghiệp dược Việt Nam

Ngày nhận: 30/12/2022 Lê Thị Nhung Ngày duyệt đăng: 28/03/2023

Học viện Chính sách và Phát triển

Ngày nhận bản sửa: 28/03/2023

Tóm tắt: Nghiên cứu đánh giá tác động của các nhân tố tới rủi ro tài chính của
các doanh nghiệp dược phẩm Việt Nam. Bài viết sử dụng bộ dữ liệu thứ cấp
từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp dược phẩm niêm yết ở Việt Nam
trong khoảng thời gian từ năm 2009 đến năm 2021 kết hợp với các phương
pháp phân tích dữ liệu bảng tĩnh và thực hiện các kiểm định lựa chọn mơ hình.
Nghiên cứu chỉ ra rằng, các doanh nghiệp có cơ cấu nợ thấp; khả năng thanh
tốn, khả năng sinh lời, hiệu suất hoạt động, cơ cấu vốn, quy mơ doanh nghiệp
lớn; tồn tại lâu đời thì mức độ rủi ro tài chính thấp. Kết quả bài viết cơ bản
nhất quán với lý thuyết về rủi ro tài chính và các nghiên cứu liên quan. Nghiên
cứu đưa ra các khuyến nghị nhằm giảm thiểu mức độ rủi ro tài chính của các
doanh nghiệp trong mẫu khảo sát.
Từ khóa: Doanh nghiệp dược, nhân tố tác động, rủi ro tài chính

Factors effecting financial risk: experimental evidence from Vietnam pharmaceutical enterprises

Abstract: The research assesses the impact of factors on financial risk of listed pharmaceutical companies
in Vietnam. The study used a secondary data set from the financial statements of pharmaceutical
companies listed in Vietnam stock market for the period from 2009 to 2021 combined with methods of
analyzing static panel data and performing tests model selection. The research shows that enterprises
have low debt structure; large solvency, profitability, operational efficiency, capital structure, enterprise size;
long- term existence, the level of financial risk is low. The paper results are basically consistent with financial
risk theory and related studies. The study makes recommendations to minimize the level of financial risk of

enterprises in the survey sample.

Keywords: Pharmaceutical enterprise, impact factor, financial risk.

Doi: 10.59276/TCKHDT.2023.06.2473

Le, Thi Nhung
Email:
Academy of Policy and Development

© Học viện Ngân hàng 1 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X
Số 253- Tháng 6. 2023

Nhân tố tác động tới rủi ro tài chính: bằng chứng thực nghiệm từ doanh nghiệp dược Việt Nam

1. Giới thiệu doanh nghiệp ngành dược nhận định và
đánh giá được các nhân tố tác động đến rủi
Cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu 2008 đã ro tài chính, từ đó có biện pháp phù hợp để
tác động đến các yếu tố thuộc môi trường kiểm soát và xây dựng chiến lược phịng hộ
vĩ mơ của Việt Nam như lạm phát, giá cả, rủi ro tài chính trong doanh nghiệp. Phần
lãi suất, tỷ giá hối đối…, từ đó ảnh hưởng cịn lại của bài nghiên cứu được thiết kế
đến kết quả kinh doanh và đe dọa sự tồn tại như sau: Phần 2 là cơ sở lý thuyết và tổng
của các doanh nghiệp. Với đặc thù là nhóm quan nghiên cứu; phần 3 là phương pháp
ngành có tỷ lệ nguyên dược liệu phục vụ nghiên cứu; phần 4 là kết quả nghiên cứu
sản xuất chủ yếu phụ thuộc vào nguồn và thảo luận; cuối cùng phần 5 là phần kết
nhập khẩu, sản phẩm dễ thay thế, cạnh luận và khuyến nghị.
tranh về giá cao đồng thời tỷ lệ dược phẩm
nhập khẩu cao trong tổng lượng tiêu dùng 2. Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên
dược phẩm trong nước, các doanh nghiệp cứu

dược Việt Nam thời gian qua đối mặt với
nhiều rủi ro (Báo cáo ngành VietinbankSc, 2.1. Khái niệm rủi ro tài chính
2014). Trong bối cảnh đó, quản trị rủi ro tài
chính trong các doanh nghiệp ngành dược Hiện nay đang tồn tại nhiều quan điểm
có ý nghĩa quan trọng, là công cụ để các khác nhau về rủi ro tài chính doanh nghiệp.
nhà quản lý nhận diện vấn đề phát sinh và Theo Li (2003), rủi ro tài chính là những
có biện pháp phù hợp ứng phó với tín hiệu rủi ro liên quan đến sự biến động của các
thị trường nhằm giảm tối đa thiệt hại cho yếu tố như lãi suất, tỷ giá hối đoái, giá cổ
doanh nghiệp. Việc nhận diện và đo lường phiếu, giá cả hàng hóa. Trong khi đó, Cao
các nhân tố tác động đến rủi ro tài chính và Zen (2005) lại phân chia rủi ro tài chính
là một mắt xích quan trọng trong công theo nghĩa rộng và nghĩa hẹp của rủi ro.
tác quản trị rủi ro tài chính của các doanh Theo nghĩa rộng, rủi ro tài chính liên quan
nghiệp ngành dược Việt Nam. Từ đó, đưa đến tất cả các yếu tố phản ánh trong tình
ra các biện pháp kiểm sốt và phịng ngừa hình tài chính của doanh nghiệp. Theo
rủi ro tài chính phù hợp với doanh nghiệp, nghĩa hẹp, rủi ro tài chính đề cập đến khả
góp phần đảm bảo sự phát triển bền vững năng khơng thanh tốn được các khoản nợ
của doanh nghiệp. tài chính khi đến hạn. Các tác giả Hương
Các bài viết về chủ đề phân tích các nhân và Hào (2006), Kiệm và Hiển (2008), Li
tố tác động đến rủi ro tài chính được các tác và cộng sự (2012) đều đồng quan điểm cho
giả trong và ngoài nước nghiên cứu với đối rằng rủi ro tài chính liên quan đến phương
tượng khác nhau, trong phạm vi không gian pháp huy động vốn trong doanh nghiệp.
khác nhau. Một số nghiên cứu tiêu biểu có Eichhorn (2004) và Napp (2011) cho rằng
thể kể đến gồm: Nghiên cứu của Bhunia và rủi ro tài chính có thể có hai loại: rủi ro bên
Mukhuti (2012), Gang và cộng sự (2012), ngoài và rủi ro bên trong; rủi ro bên ngoài
Simantinee và Phani (2015), Hậu (2017). là sự biến động giá của các yếu tố trên thị
Nghiên cứu này đi tìm bằng chứng thực trường, rủi ro bên trong bắt nguồn từ tình
nghiệm về các nhân tố tác động đến rủi hình tài chính doanh nghiệp.
ro tài chính của các doanh nghiệp ngành Do đó, rủi ro tài chính có thể hiểu là những
dược ở Việt Nam sau cuộc khủng hoảng rủi ro phát sinh do sự biến động của mơi
tài chính 2008 nhằm giúp các nhà quản lý trường bên ngoài và từ việc thực hiện các

2 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 253- Tháng 6. 2023

LÊ THỊ NHUNG

quyết định tài chính trong doanh nghiệp đánh đổi giữa lợi ích của lá chắn thuế từ
làm ảnh hưởng đến lợi nhuận và khả năng vay nợ với chi phí khánh kiệt tài chính do
thanh tốn của doanh nghiệp, xấu nhất có sử dụng nợ vay khơng hiệu quả. Theo đó,
thể dẫn đến khả năng phá sản doanh nghiệp. khi doanh nghiệp tăng huy động nợ sẽ gia
Rủi ro tài chính là một khái niệm rộng. tăng lợi ích từ lá chắn thuế, nhưng đồng
Nghiên cứu này tập trung vào những rủi thời cũng khiến chi phí khánh kiệt tài chính
ro tài chính phát sinh từ việc thực hiện các tăng lên. Đến một mức nào đó, với mỗi tỷ
quyết định tài chính trong doanh nghiệp, lệ nợ tăng lên, lợi ích của lá chắn thuế từ
làm ảnh hưởng đến khả năng tạo lợi nhuận việc vay nợ nhỏ hơn chi phí khánh kiệt tài
của doanh nghiệp, nghiêm trọng nhất là chính thì giá trị cơng ty bắt đầu giảm và rủi
tình trạng khơng đảm bảo nghĩa vụ thanh ro tài chính tăng lên.
tốn kéo dài dẫn tới phá sản doanh nghiệp.
Lý thuyết trật tự phân hạng
2.2. Các nghiên cứu lý thuyết về rủi ro tài Lý thuyết trật tự phân hạng cho rằng, các
chính doanh nghiệp huy động các nguồn vốn theo
thứ bậc nhất định nhằm đáp ứng nhu cầu
Lý thuyết cơ cấu vốn hiện đại vốn trong các hoạt động của mình. Theo
Lý thuyết cơ cấu vốn hiện đại được giới đó, các doanh nghiệp ln ưu tiên huy
thiệu năm 1958 bởi Franco Modigliani và động nguồn vốn bên trong doanh nghiệp,
Merton Miller (Modigliani và Miller, 1958) sau đó đến huy động nợ vay và cuối cùng
và được bổ sung hoàn thiện bởi Modigliani là huy động vốn cổ phần bên ngoài doanh
và Miller (1963). Theo lý thuyết cơ cấu nghiệp. Điều đó cho thấy các quyết định tài
vốn hiện đại, giá trị doanh nghiệp không chính dù theo bất kỳ phân cấp nào thì bản
chịu ảnh hưởng bởi việc lựa chọn cơ cấu chất vẫn cần xác định rủi ro tài chính của
vốn. Đồng thời, trường hợp doanh nghiệp doanh nghiệp (Myers và Majluf, 1984).

chịu thuế hay không chịu thuế thì lợi nhuận
kỳ vọng trên vốn cổ phần đều có quan hệ 2.3. Tổng quan nghiên cứu
thuận chiều với hệ số nợ phải trả trên vốn
chủ sở hữu. Do đó, các doanh nghiệp tăng Các nghiên cứu thực nghiệm về phân tích
huy động vốn vay để tăng hiệu quả sử dụng các nhân tố tác động tới rủi ro tài chính
vốn cổ phần. Tuy nhiên, khi huy động quá nhằm kiểm định các lý thuyết nền tảng về
nhiều vốn vay và sử dụng không hiệu quả rủi ro tài chính, đồng thời là căn cứ xây
sẽ là nguyên nhân khuyếch đại âm khả dựng chiến lược kiểm sốt rủi ro trong cơng
năng sinh lời, dẫn tới việc mất khả năng tác quản trị rủi ro tài chính doanh nghiệp.
thanh tốn khiến rủi ro tài chính doanh Nghiên cứu của Cao và Zen (2005),
nghiệp gia tăng. Mackay và Phillips (2005), Gunarathna
(2016) nhận diện rủi ro tài chính liên quan
Lý thuyết đánh đổi dạng tĩnh tới tổng lượng nợ huy động và cơ cấu nợ
Lý thuyết đánh đổi dạng tĩnh cho rằng các mà doanh nghiệp đã huy động. Các nghiên
lợi ích và chi phí từ huy động các khoản cứu này đều tìm thấy tác động ngược chiều
nợ vay sẽ mang lại cơ cấu nguồn vốn tối có ý nghĩa của khả năng sinh lời và hiệu
ưu cho doanh nghiệp. Theo Wu & Wang quả hoạt động tới rủi ro tài chính.
(2005) thì các doanh nghiệp lựa chọn huy Các nghiên cứu sử dụng mơ hình của
động nợ hay vốn chủ sở hữu dựa trên sự Alexander (1984) nhằm đo lường rủi ro tài

Số 253- Tháng 6. 2023- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 3

Nhân tố tác động tới rủi ro tài chính: bằng chứng thực nghiệm từ doanh nghiệp dược Việt Nam

chính và đánh giá các nhân tố tác động đến tổng tài sản, vòng quay các khoản phải thu
rủi ro tài chính. Trong đó: chưa đủ bằng chứng kết luận tác động đến
Gang và Dan (2012) sử dụng dữ liệu của rủi ro tài chính.
doanh nghiệp nhỏ và vừa niêm yết trên Nghiên cứu của Cao và Zen (2005) tìm
Sở Giao dịch Chứng khoán Thẩm Quyến, thấy tác động ngược chiều của hiệu quả
Trung Quốc với biến phụ thuộc rủi ro tài hoạt động và khả năng sinh lời tới rủi ro tài

chính được đo lường thơng qua mơ hình chính, trong khi đó, tác động thuận chiều
của Alexander Bathory (1984). Kết quả được chỉ ra ở nhân tố quy mô và cơ cấu nợ.
của nghiên cứu cho thấy chỉ có biến hệ số Đồng thời, nghiên cứu chưa tìm ra bằng
nợ ngắn hạn có tác động thuận chiều tới chứng về tác động của lãi suất đi vay và
rủi ro tài chính, các nhân tố gồm hiệu suất khả năng thanh toán tới rủi ro tài chính.
hoạt động tài sản, khả năng sinh lời, khả Simantinee và Phani (2015) tìm ra tác động
năng thanh tốn ngắn hạn, hiệu suất đầu tư thuận chiều của vòng quay tài sản cố định,
vào tài sản cố định đều có tác động ngược thu nhập mỗi cổ phiếu, tỷ suất lợi nhuận
chiều tới rủi ro tài chính. Kết quả tương tự thuần, khả năng thanh toán ngắn hạn, tỷ lệ
được chỉ ra trong nghiên cứu của Bhunia thuế đến rủi ro tài chính. Tuy nhiên, các
và Mukhuti (2012) với dữ liệu thứ cấp thu nhân tố: Lợi nhuận thuần từ hoạt động trên
thập từ báo cáo tài chính hàng năm của các mỗi cổ phiếu, lợi nhuận trên vốn dài hạn,
doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch khả năng thanh toán nhanh, khả năng thanh
Chứng khoán Bombay, Ấn Độ. Nghiên cứu tốn lãi vay có tác động ngược chiều tới
sử dụng mơ hình của Alexander Bathory rủi ro tài chính. Tác động của vịng quay
(1984) để đo lường biến rủi ro tài chính. hàng tồn kho và vòng quay tổng tài sản đến
Kết quả nghiên cứu cho thấy tác động tiêu rủi ro tài chính khơng được tìm thấy trong
cực tới rủi ro tài chính của khả năng thanh nghiên cứu này.
toán ngắn hạn, khả năng sinh lợi doanh thu, Các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rủi
hệ số hoạt động, hệ số vốn chủ sở hữu, tỷ ro tài chính chịu sự tác động của nhóm các
suất đầu tư vào tài sản cố định. Trong khi nhân tố bên trong (hệ số nợ, vịng quay
đó, nhân tố hệ số nợ ngắn hạn có tác động tổng tài sản, vòng quay khoản phải thu…)
cùng chiều và các nhân tố gồm cơ cấu nợ, và các nhân tố bên ngồi doanh nghiệp (lãi
vịng quay hàng tồn kho, vòng quay khoản suất, tỷ lệ thuế…) tùy thuộc vào phạm vi
phải thu khơng có tác động tới rủi ro tài không gian và thời gian trong mỗi nghiên
chính. cứu. Tuy nhiên, chưa có nghiên cứu nào
Nghiên cứu của Hậu (2017) thực hiện trên phân tích các nhân tố bên trong doanh
dữ liệu tài chính của các doanh nghiệp niêm nghiệp tác động tới rủi ro tài chính của các
yết ngành bất động sản Việt Nam, kết quả doanh nghiệp ngành dược Việt Nam. Do
cho thấy khả năng thanh toán, khả năng đó, nghiên cứu này kế thừa một số nhân tố

sinh lời doanh thu, vòng quay hàng tồn bên trong doanh nghiệp đã được đề cập ở
kho, hệ số tự tài trợ và hệ số vốn cố định có các nghiên cứu thực nghiệm đi trước nhằm
tác động ngược chiều đến rủi ro tài chính. đề xuất mơ hình về các nhân tố tác động
Tuy nhiên, các nhân tố hệ số nợ ngắn hạn đến rủi ro tài chính được xem xét trong
có tác động cùng chiều tới rủi ro tài chính. phạm vi các doanh nghiệp ngành dược
Đồng thời các nhân tố gồm khả năng sinh Việt Nam, giúp nhà quản lý có cơ sở khoa
lợi doanh thu, khả năng sinh lời tổng tài học để đưa ra các chiến lược kiểm sốt rủi
sản, vịng quay tài sản cố định, vòng quay ro nhằm đảm bảo hoạt động ổn định cho

4 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 253- Tháng 6. 2023

LÊ THỊ NHUNG

doanh nghiệp. các nghiên cứu đi trước đã cho thấy các
phương pháp chính để đo lường rủi ro tài
3. Phương pháp nghiên cứu chính gồm: Phương pháp tỷ lệ tài sản- nợ,
phương pháp phân tích xác suất, phương
3.1. Dữ liệu nghiên cứu pháp sử dụng hệ số địn bẩy tài chính…
Trong đó, phương pháp tỷ lệ tài sản- nợ
Dữ liệu trong nghiên cứu này là dữ liệu thứ phải trả đo lường rủi ro tài chính chưa có
cấp được tác giả thu thập từ các báo cáo tài cơ sở lý thuyết rõ ràng, đồng thời phải
chính sau kiểm toán của các doanh nghiệp kết hợp với tỷ suất sinh lời trên tài sản.
dược phẩm trên trang cophieu68.vn với Phương pháp phân tích xác suất phụ thuộc
tiêu chí chọn mẫu như sau: vào chuỗi dự liệu lịch sử và mức độ chính
Một là, các doanh nghiệp thuộc nhóm sản xác của các giả định trong mơ hình. Có
xuất, phân phối, bán lẻ dược phẩm trong thể thấy, phương pháp địn bẩy tài chính
chuỗi giá trị của ngành công nghiệp dược là phương pháp phổ biến được nhiều học
Việt Nam. giả sử dụng do việc tính tốn đơn giản, dễ
Hai là, các cơng ty cổ phần (CTCP) có cổ hiểu. Tuy nhiên, khi xem xét các đặc điểm
phiếu niêm yết trên Sàn giao dịch chứng đặc thù của các doanh nghiệp ngành dược

khốn Thành phố Hồ Chí Minh, Sàn giao Việt Nam, nghiên cứu sử dụng mơ hình đo
dịch chứng khốn Hà Nội, cơng bố đầy đủ lường rủi ro tài chính của Alexander (1984)
báo cáo tài chính sau kiểm toán trong khoảng để xác định mức độ rủi ro tài chính của các
thời gian từ năm 2009 đến năm 2021. doanh nghiệp. Alexander (1984) đã đề xuất
Trên cơ sở đó, nghiên cứu xác định được mơ hình đo lường rủi ro tài chính (FR) của
9 doanh nghiệp đủ tiêu chuẩn được đưa doanh nghiệp với các thang đo thuộc nhóm
vào mẫu nghiên cứu gồm: CTCP Dược chỉ tiêu tài chính, trong đó khơng đặt trọng
Hậu Giang (DHG), CTCP Dược phẩm số cho các thang đo tài chính cấu thành nên
Imexpharm (IMP), CTCP Traphaco chỉ số FR. Mơ hình của Alexander (1984)
(TRA), CTCP Dược phẩm Cửu Long đã được sử dụng để xác định giá trị của
(DCL), CTCP Xuất nhập khẩu y tế biến phụ thuộc rủi ro tài chính trong các
Domesco (DMC), CTCP Dược phẩm OPC nghiên cứu thực nghiệm của Gang và Dan
(OPC), CTCP Dược phẩm Bến Tre (DBT), (2012), Bhunia và Mukhuti (2012), Cao và
CTCP Dược phẩm Hà Tây (DHT), CTCP Zen (2005), Simantinee và Phani (2015)
Dược phẩm dược liệu Pharmedic (PMC). thông qua việc thu thập dữ liệu thứ cấp tại
Thời điểm nghiên cứu được lựa chọn trong các Sở giao dịch chứng khoán tại Ấn Độ,
giai đoạn 2009- 2021, nhằm xác định các Trung Quốc. Nghiên cứu này sử dụng mô
nhân tố tác động đến rủi ro tài chính của hình lý thuyết của Alexander (1984) để đo
các doanh nghiệp niêm yết ngành dược từ lường rủi ro tài chính của các doanh nghiệp
sau cuộc khủng hoảng tài chính năm 2008 dược Việt Nam.
đến nay. Theo đó, mức độ rủi ro tài chính (FR) được
xác định theo công thức sau:
3.2. Đo lường các biến trong mô hình FRit = SZLit+ SYit+ GLit+ YFit+ YZit
Trong đó:
3.2.1. Biến phụ thuộc: Mức độ rủi ro tài FR: Mức độ rủi ro tài chính của doanh
chính (FR) nghiệp
Thơng qua việc phân tích tổng quan SZL = (Lợi nhuận trước thuế + Khấu hao

Số 253- Tháng 6. 2023- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 5

Nhân tố tác động tới rủi ro tài chính: bằng chứng thực nghiệm từ doanh nghiệp dược Việt Nam

TSCĐ + Thuế thu nhập hoãn lại)/ Nợ ngắn của 5 nhân tố đến mức độ rủi ro tài chính
hạn của doanh nghiệp niêm yết ngành dược
SY= Lợi nhuận trước thuế/ Tổng nguồn vốn Việt Nam giai đoạn 2009- 2021 gồm: Hệ
GL = Vốn cổ phần/ Nợ ngắn hạn số nợ ngắn hạn (SLD), khả năng thanh toán
YF = Giá trị còn lại của TSCĐ/ Nợ phải trả ngắn hạn (CR), khả năng sinh lời doanh thu
YZ = Vốn lưu động/ Tổng tài sản (ROS), hiệu suất hoạt động tài sản (TAT),
Đặc điểm của mơ hình là có thể áp dụng hệ số vốn chủ sở hữu (EAR).
cho tất cả các ngành, tính tốn đơn giản.
Nó cũng có thể được sử dụng để dự đoán 3.2.3. Biến kiểm soát
khả năng phá sản, cũng như đo lường sức Nghiên cứu thống kê các nhân tố tác động
mạnh của công ty. Theo quan điểm của đến rủi ro tài chính của các doanh nghiệp
Alexander (1984), giá trị FR càng nhỏ thì dược Việt Nam giai đoạn 2009- 2021, trên
sức mạnh của doanh nghiệp càng yếu và cơ sở bảng danh sách nhân tố, nghiên cứu
doanh nghiệp càng gặp nhiều rủi ro tài thực hiện tham vấn ý kiến chuyên gia theo
chính và ngược lại. 2 vòng nhằm bổ sung, chỉnh sửa để xác
định các nhân tố trọng yếu có tác động
3.2.2. Biến độc lập tới rủi ro tài chính của các doanh nghiệp
Kế thừa nghiên cứu của Bhunia và Mukhuti ngành dược Việt Nam. Đối tượng chuyên
(2012), nghiên cứu này đánh giá tác động gia mà nghiên cứu thực hiện tham vấn ý

Bảng 1. Diễn giải các biến sử dụng trong nghiên cứu

Tên biến Ký hiệu Đo lường Nguồn tham khảo Kỳ vọng
biến dấu

Biến phụ thuộc

Mức độ rủi ro tài FR Mức độ rủi ro tài chính Bhunia và Mukhuti (2012),

chính Gang và Dan (2012)

Biến độc lập

Hệ số nợ ngắn hạn SLD Nợ ngắn hạn/ nợ phải trả Bhunia và Mukhuti (2012), +
Gang và Dan (2012), Hậu
(2017)

Khả năng thanh toán CR Tài sản ngắn hạn/ Nợ ngắn hạn Bhunia và Mukhuti (2012), -
ngắn hạn
Gang và Dan (2012)

Khả năng sinh lời ROS Lợi nhuận sau thuế/ Doanh thu Bhunia và Mukhuti (2012), -

doanh thu thuần Gang và Dan (2012), Hậu

(2017)

Hiệu suất hoạt động TAT Doanh thu thuần/ Tổng tài sản Bhunia và Mukhuti (2012), -
tài sản
bình quân Gang và Dan (2012), Hậu

(2017)

Hệ số vốn chủ sở hữu EAR Vốn chủ sở hữu/ Tổng nguồn vốn Bhunia và Mukhuti (2012) -

Biến kiểm soát

Tốc độ tăng trưởng GROW (Doanh thu thuầnt- Doanh thu -
doanh thu AGE thuầnt-1)/ Doanh thu thuầnt-1 -

SIZE -
Độ tuổi của doanh Ln (Năm nghiên cứu- Năm thành Nguồn: Tác giả tổng hợp
nghiệp lập doanh nghiệp)

Quy mô doanh Ln (Tổng tài sản)
nghiệp

6 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 253- Tháng 6. 2023

LÊ THỊ NHUNG

kiến gồm: 03 kế toán viên hành nghề độc các doanh nghiệp dược có tác động ngược
lập có chứng chỉ CPA và 02 kiểm tốn viên chiều tới rủi ro tài chính.
có chứng chỉ kiểm toán, các chuyên gia mà Khả năng thanh toán phản ánh một phần
nghiên cứu lựa chọn tham vấn ý kiến đều quan trọng về tình hình tài chính doanh
có kinh nghiệm hành nghề độc lập trên 8 nghiệp. Khi khả năng thanh tốn tốt sẽ đảm
năm. Thơng qua khảo sát, tham vấn ý kiến bảo yêu cầu trả các khoản nợ đến hạn và rủi
chuyên gia, nghiên cứu đề xuất các biến ro tài chính sẽ thấp.
kiểm sốt của mơ hình gồm: Tốc độ tăng Giả thuyết 3: Khả năng sinh lời của các
trưởng doanh thu (GROW), độ tuổi của doanh nghiệp dược có tác động ngược
doanh nghiệp (AGE) và quy mô doanh chiều tới rủi ro tài chính.
nghiệp (SIZE). Khả năng sinh lợi cao cho thấy doanh
Các biến của mơ hình nghiên cứu được nghiệp có khả năng tạo lợi nhuận tốt từ các
diễn giải tại Bảng 1. yếu tố đầu vào. Khi đó, doanh nghiệp có cơ
hội mở rộng lợi nhuận tích lũy, đây là tiền
3.3. Mơ hình và giả thuyết nghiên cứu đề để thanh toán các khoản nợ đến hạn giúp
giảm nguy cơ rủi ro tài chính.
3.3.1. Mơ hình nghiên cứu Giả thuyết 4: Hiệu suất hoạt động của các
Mơ hình các nhân tố tác động đến rủi ro tài doanh nghiệp ngành dược có tác động
chính doanh nghiệp dược được xây dựng ngược chiều đến rủi ro tài chính.

như sau: Hiệu suất hoạt động phản ánh năng lực
FRit=β1+ βjXit+ βkZkt+ μi+ εit (*) quản lý và khai thác mức độ hoạt động của
Trong đó: các tài sản hiện có của doanh nghiệp. Hiệu
FR: Mức độ rủi ro tài chính doanh nghiệp. suất hoạt động tăng là điều kiện giúp doanh
X: Các nhân tố tác động đến rủi ro tài chính nghiệp tăng trưởng doanh thu, lợi nhuận, từ
gồm: SLD, CR, ROS, TAT, EAR đó là cơ sở để giảm thiểu rủi ro tài chính.
Z: Các biến kiểm sốt của mơ hình gồm: Giả thuyết 5: Cơ cấu vốn của các doanh
GROW, AGE, SIZE. nghiệp dược có tác động ngược chiều tới
μ: Hiệu ứng cố định. rủi ro tài chính.
ε: Thành phần ngẫu nhiên. Cơ cấu vốn thể hiện tỷ trọng của từng loại
nguồn vốn trong tổng nguồn vốn. Khi tỷ
3.3.2. Các giả thuyết nghiên cứu suất tự tài trợ cao đồng nghĩa với hệ số nợ
Dựa trên các nghiên cứu thực nghiệm của trên tổng nguồn vốn thấp, gánh nặng vay
Gang và Dan (2012), Bhunia và Mukhuti nợ giảm, căng thẳng tài chính thấp khiến
(2012), bài viết đề xuất các giả thuyết rủi ro tài chính của công ty sẽ giảm.
nghiên cứu sau:
Giả thuyết 1: Cơ cấu nợ của các doanh 3.4. Phương pháp phân tích dữ liệu
nghiệp dược có tác động thuận chiều tới
rủi ro tài chính Dữ liệu nghiên cứu thu thập từ 9 doanh
Nếu doanh nghiệp huy động tỷ trọng nợ nghiệp niêm yết trong khoảng thời gian
ngắn hạn lớn trong tổng nợ phải trả sẽ tạo 2009- 2021 tạo nên bộ dữ liệu bảng với 117
áp lực cho doanh nghiệp trong việc thanh quan sát. Do đó, nghiên cứu ứng dụng các
toán các khoản nợ đến hạn, dẫn đến nguy phương pháp phân tích dữ liệu bảng gồm:
cơ đối mặt với rủi ro tài chính. OLS gộp, FEM, REM dựa trên phần mềm
Giả thuyết 2: Khả năng thanh toán của thống kê Stata 14 để đánh giá ảnh hưởng của

Số 253- Tháng 6. 2023- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 7

Nhân tố tác động tới rủi ro tài chính: bằng chứng thực nghiệm từ doanh nghiệp dược Việt Nam

Bảng 2. Thống kê mô tả các biến trong mơ hình

Biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất
FR 15,0170
SLD 117 5,1628 2,9163 0,2591 1,0000
CR 1,1892
ROS 117 0,7472 0,8215 0,3519 6,2247
TAT 1,9064
EAR 117 0,7628 1,2639 0,5184 0,9067
GROW 0,2178
AGE 117 4,1868 0,6208 2,2836 4,1265
SIZE 18,3320
117 1,6925 0,5519 1,1273

117 0,6812 0,2193 0,3861

117 0,0872 0,0241 0,0251

117 3,9136 1,0541 3,0017

117 17,908 1,1022 15,2510

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 14

Bảng 3. Ma trận tương quan giữa các biến trong mơ hình

FR SLD CR ROS TAT EAR GROW AGE SIZE

FR 1
SLD

CR 0,2601 1
ROS
TAT 0,1837 -0,117 1
EAR
GROW -0,358 -0,054 0,0661 1
AGE
SIZE -0,221 0,238 0,1172 -0,046 1

-0,193 -0,123 0,3182 0,1738 0,0096 1

0,0037 -0,296 -0,017 0,0266 0,1372 0,0481 1

-0,071 0,097 0,0061 -0,187 0,1926 -0,226 0,0373 1

0,2079 0,227 -0,282 0,2051 0,0217 -0,182 -0,009 0,2863 1
Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 14

các nhân tố đến rủi ro tài chính của doanh Bảng 4. Hệ số nhân tử phóng đại phương sai
nghiệp dược Việt Nam. Đồng thời, nghiên
cứu thực hiện các kiểm định để lựa chọn Biến VIF 1/VIF
mơ hình phù hợp và kiểm tra các khuyết tật
của mơ hình được chọn để sử dụng cho việc SLD 1,17 0,8561
thảo luận kết quả nghiên cứu.
CR 1,19 0,8422
4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
ROS 1,63 0,6150
4.1. Kết quả nghiên cứu
TAT 1,71 0,5832
4.1.1. Phân tích ban đầu với dữ liệu
EAR 2,16 0,4654

Thống kê mô tả
GROW 2,23 0,4419

AGE 1,64 0,6138

SIZE 1,07 0,9375

Trung bình VIF 1,60

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 14

8 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 253- Tháng 6. 2023

LÊ THỊ NHUNG

Nghiên cứu tiến hành phân tích thống kê Bảng 6. Kết quả kiểm định lựa chọn mô
mô tả với dữ liệu thu thập được của các hình
biến trong mơ hình nghiên cứu, kết quả
được thể hiện trong Bảng 2. Kiểm định Giá trị xác suất P Mơ hình được chọn
Số liệu về mức độ rủi ro tài chính của doanh Kiểm định Hausman P-value=0,0011 Mơ hình FEM
nghiệp tại Bảng 2 cho thấy, FR trung bình là Kiểm định F P-value= 0,0003 Mơ hình FEM
5,1628, với mức thấp nhất là 0,2591 và cao
nhất đạt 15,017. Như vậy, mức độ biến động Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 14
của FR trong mẫu nghiên cứu là khá lớn,
tương tự, các biến độc lập trong mơ hình Bảng 7. Kết quả kiểm định khuyết tật của
gồm SLD, CR, ROS, TAT, EAR cũng có mơ hình FEM
mức độ biến động lớn. Ngược lại, các biến
kiểm soát của mơ hình ít biến động hơn. Kiểm định Giá trị xác suất P Kết luận

Phương P-value=0,0000 Mơ hình có khuyết

sai sai số tật phương sai sai
Ma trận hệ số tương quan cặp thay đổi số thay đổi
Số liệu tại Bảng 3 cho thấy các biến ROS,
TAT, EAR và AGE có tương quan nghịch Tự tương P-value= 0,0000 Mơ hình có khuyết tật tự tương quan
với FR. Đồng thời, hệ số tương quan cặp quan Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 14
của các biến độc lập trong mơ hình đều nhỏ
hơn 0,5. Nghiên cứu kiểm định khuyết tật Kiểm định tính dừng các chuỗi dữ liệu
Nghiên cứu sử dụng kỹ thuật kiểm định tính
Bảng 5. Kiểm định tính dừng của các biến dừng của Levin Lin Chu (Levin và cộng sự,
trong mô hình 2002) áp dụng độc lập đối với chuỗi dữ liệu
biến phụ thuộc, chuỗi dữ liệu của từng biến
Biến Giá trị quan sát Xác suất P độc lập và từng biến kiểm sốt của mơ hình
(*). Kết quả kiểm định tính dừng của các
FR -5,4182 0,0001 chuỗi dữ liệu được tổng hợp tại Bảng 5, theo
kết quả tổng hợp, cả 9 chuỗi dữ liệu của các
SLD -4,3745 0,0002 biến trong mơ hình (*) đều đảm bảo tính
dừng với độ tin cậy 95%.
CR -6,2291 0,0003

ROS -9,2107 0,0000

TAT -6,0011 0,0000

EAR -8,2139 0,0001 4.1.2. Kết quả kiểm định lựa chọn và xây
dựng mơ hình
GROW -7,9865 0,0001 Mơ hình (*) được ước lượng bằng 3 phương
pháp: OLS gộp, FEM, REM trên phần
AGE -8,3144 0,0000 mềm Stata 14. Sau đó, kiểm định Hausman
được sử dụng để lựa chọn giữa mơ hình
SIZE -4,7563 0,0000 FEM và REM, kết quả P-value< 0,05, theo

Dong (2012), mơ hình FEM được chọn.
Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 14 Tiếp theo, mơ hình FEM và OLS gộp được
lựa chọn bởi kiểm định F, kết quả P-value<
đa cộng tuyến của mơ hình thơng qua việc 0,05, theo Dong (2012) có sự khác biệt có
thực hiện kiểm tra hệ số nhân tử phóng đại ý nghĩa giữa các quan sát cố định, mô hình
phương sai (VIF), kết quả chạy hệ số VIF FEM phù hợp hơn với mức ý nghĩa 5%.
được thể hiện tại Bảng 4. Kết quả kiểm định lựa chọn mơ hình được
Bảng 4 cho thấy, hệ số VIF trung bình là
1,60, theo Menard (1995) thì mơ hình (*)
khơng có khuyết tật đa cộng tuyến.

Số 253- Tháng 6. 2023- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 9

Nhân tố tác động tới rủi ro tài chính: bằng chứng thực nghiệm từ doanh nghiệp dược Việt Nam

Bảng 8. Kết quả hồi quy của mô hình sai số thay đổi và tự tương quan bằng mô
hình GLS trên Stata. Như vậy, kết quả ước
Biến phụ FEM GLS lượng của mơ hình GLS tại Bảng 8 sẽ được
sử dụng để thảo luận kết quả nghiên cứu.
thuộc FR FR
4.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu
SLD -0,041 0,576***
Kết quả Bảng 8 cho thấy, các biến có tác
(-0,06) (7,65) động có ý nghĩa thống kê đến FR gồm:
Biến SLD, CR, EAR, SIZE tại mức ý nghĩa
CR 0,369** -0,311*** 1%; biến TAT, AGE tại mức ý nghĩa 10%;
biến ROS tại mức ý nghĩa 5%. Tuy nhiên,
(5,23) (-3,024) biến kiểm sốt GROW khơng tác động có
ý nghĩa thống kê đến FR. Như vậy, các giả
2,273 -0,251** thuyết đều được xác nhận trong nghiên cứu

ROS (-3,816) này.
Về nhân tố hệ số nợ ngắn hạn (SLD): Hệ số
(0,09) nợ ngắn hạn có tác động cùng chiều và mức
độ tác động lớn nhất đến rủi ro tài chính
0,732 -0,097* với độ tin cậy 99%. Điều này cho thấy, khi
TAT (-2,26) doanh nghiệp có hệ số nợ ngắn hạn trên
nợ dài hạn cao, nếu dòng tiền của doanh
(0,11) nghiệp không đủ trả nợ sẽ làm cho doanh
nghiệp mất khả năng thanh tốn, khơng có
0,663 -0,175*** khả năng trả nợ dẫn đến rủi ro tài chính gia
EAR (-3,94) tăng. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu
trước đây của Bhunia và Mukhuti (2012),
(0,45) Gang và Dan (2012), Hậu (2017), đồng
thời cũng nhất quán với lý thuyết cơ cấu
GROW 1,265 -0,623 vốn hiện đại và lý thuyết đánh đổi dạng
(0,34) (-0,38) tĩnh.
Về nhân tố khả năng thanh toán ngắn hạn
0,316 -0,087* (CR): Kết quả chỉ ra tác động ngược chiều
AGE (-4,16) đến rủi ro tài chính, kết quả này phù hợp với
nghiên cứu của Bhunia và Mukhuti (2012),
(0,81) Gang và Dan (2012). Điều này có thể lý giải
bởi khi doanh nghiệp đảm bảo được khả
SIZE 0,327*** -0,115*** năng thanh toán các khoản nợ ngắn hạn sẽ
(4,66) (-3,74) góp phần giảm thiểu rủi ro tài chính.
Nhân tố khả năng sinh lời doanh thu (ROS)
_CONS -8,229** 2,858** có tương quan ngược chiều đến rủi ro tài
(-5,23) (5,26) chính. Kết quả này một lần nữa thực chứng
cho lý thuyết cơ cấu vốn hiện đại, lý thuyết
N 117 117 đánh đổi dạng tĩnh và lý thuyết trật tự phân

Ghi chú: *p<0,1, **p<0,05, ***p<0,01
Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 14

tổng hợp trong Bảng 6.
Để đảm bảo chất lượng của các ước lượng
thu được từ mơ hình, nghiên cứu tiến hành
kiểm định sự hiện hữu của các khuyết tật
phương sai sai số thay đổi và tự tương quan
đối với mơ hình FEM được chọn ở trên.
Kết quả kiểm định khuyết tật được tổng
hợp tại Bảng 7, theo đó mơ hình FEM được
chọn tồn tại cả phương sai sai số thay đổi
và tự tương quan (Dong, 2012).
Khuyết tật phương sai sai số thay đổi và tự
tương quan trong mơ hình FEM sẽ khiến
các ước lượng thu được từ mơ hình khơng
đảm bảo độ tin cậy. Do đó, nghiên cứu
thực hiện khắc phục khuyết tật phương sai

10 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 253- Tháng 6. 2023

LÊ THỊ NHUNG

hạng, đồng thời, đồng nhất với nghiên cứu thu thập từ báo cáo tài chính sau kiểm toán
của Bhunia và Mukhuti (2012), Gang và của 9 doanh nghiệp dược niêm yết trên
Dan (2012), Hậu (2017). Bởi lẽ, khi doanh HOSE và HNX trong giai đoạn 2009- 2021.
nghiệp gia tăng khả năng sinh lời sẽ giúp Kết quả nghiên cứu cho thấy các biến: CR,
tăng trưởng dòng tiền, cải thiện khả năng ROS, TAT, EAR, SIZE, AGE có tác động
thanh tốn, từ đó giảm rủi ro tài chính. ngược chiều tới FR, trong khi đó, biến SLD
Hiệu suất hoạt động tài sản (TAT) có quan có tác động thuận chiều tới rủi ro tài chính.

hệ ngược chiều với rủi ro tài chính. Điều Với dữ liệu trong nghiên cứu này, chưa có
này phù hợp với nghiên cứu của Bhunia và bằng chứng nào cho thấy GROW có tác
Mukhuti (2012), Gang và Dan (2012), Hậu động đến rủi ro tài chính của doanh nghiệp.
(2017). Kết quả này có thể được giải thích Dựa trên kết quả nghiên cứu, một số hàm ý
bởi khi doanh nghiệp tăng vòng quay tổng chính sách nhằm giảm thiểu rủi ro tài chính
tài sản khiến hiệu quả hoạt động được cải của các doanh nghiệp ngành dược ở Việt
thiện và nó là nguyên nhân dẫn tới rủi ro tài Nam được đề xuất như sau: (1) Các doanh
chính của doanh nghiệp giảm. nghiệp dược nên cơ cấu lại các khoản nợ
Về hệ số vốn chủ sở hữu, tỷ lệ vốn chủ sở theo hướng tăng nợ dài hạn, đồng thời giảm
hữu trên tổng nguồn vốn (EAR) có tác động huy động nợ ngắn hạn nhằm giảm áp lực
ngược chiều tới rủi ro tài chính. Kết quả trả nợ cũng như áp lực lên khả năng thanh
này là hoàn toàn đồng nhất với lý thuyết toán; (2) Nên tăng huy động vốn chủ sở
trật tự phân hạng, lý thuyết cơ cấu vốn hiện hữu trong cơ cấu nguồn vốn nhằm tăng khả
đại và lý thuyết đánh đổi dạng tĩnh, đồng năng tự chủ tài chính; (3) Doanh nghiệp
thời nhất quán với kết quả nghiên cứu của nên gia tăng các biện pháp quản lý khoản
Bhunia và Mukhuti (2012). Điều này có phải thu, hàng tồn kho nhằm cải thiện hiệu
thể lý giải bởi khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu tăng suất hoạt động.
trong tổng cơ cấu nguồn vốn, doanh nghiệp Nghiên cứu này có hai điểm hạn chế chính:
có thể chủ động trong sử dụng nguồn vốn, Một là, nghiên cứu giới hạn sử dụng dữ liệu
tăng tính tự chủ của doanh nghiệp, từ đó từ các doanh nghiệp dược niêm yết ở Việt
góp phần giảm thiểu rủi ro tài chính. Nam; hai là, mức độ rủi ro tài chính được
Trong số các biến kiểm sốt được đưa vào đo lường trên cơ sở kế thừa mơ hình của
mơ hình, có biến quy mô doanh nghiệp Alexander (1984) sử dụng kỹ thuật phân
(SIZE) và biến độ tuổi của doanh nghiệp biệt đa thức. Trong những nghiên cứu tiếp
(AGE) có tác động có ý nghĩa thống kê theo, có thể mở rộng dữ liệu nghiên cứu
tới rủi ro tài chính. Kết quả này cho thấy, đối với các doanh nghiệp thuộc các nhóm
những doanh nghiệp có quy mơ lớn, lâu đời ngành khác nhau nhằm cung cấp thêm bằng
có kinh nghiệm và tiềm lực trong việc triển chứng thực nghiệm cho vấn đề nghiên cứu
khai cũng như thực hiện quy trình quản trị này tại Việt Nam. Đồng thời, có thể xem
rủi ro tốt hơn sẽ giúp giảm thiểu rủi ro tài xét đo lường mức độ rủi ro tài chính của

chính trong doanh nghiệp. doanh nghiệp thông qua các mơ hình logit,
phương pháp khai phá dữ liệu...■
5. Kết luận và khuyến nghị

Bài viết đánh giá các nhân tố tác động đến
rủi ro tài chính của các doanh nghiệp ngành
dược niêm yết ở Việt Nam. Dữ liệu được

Số 253- Tháng 6. 2023- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 11

Nhân tố tác động tới rủi ro tài chính: bằng chứng thực nghiệm từ doanh nghiệp dược Việt Nam

Tài liệu tham khảo

Alexander, B. (1984), The analysis of credit: Foundations and Development of Corporate Credit Assessment, McGraw-
Hill Press.

Báo cáo ngành VietinbankSc (2014)
Bhunia, A. và Mukhuti, S. (2012), “Financial risk measurement of small and medium- sized companies listed in Bombay

stock exchange”, International Journal of Advances in Management and Economics, 1(3), 27-34.
Cao, D. và Zen, M. (2005), “An empirical analysis of Factors influencing financial risk of listed companies in China”,

Technoeconomics and Management Research, 6, 37-38.
Dong, N.Q. (2012), Giáo trình Kinh tế lượng, Nhà xuất bản Kinh tế quốc dân.
Eichhorn, F. J. (2004), “Financial risk management bei deutschen Mittelstandlern- Erkenntnisse einer qualitativen

Marktforchungsstudie”, Zeitschrift fur das gesamte Kreditwesen, 57, 828- 832.
Gang, F. và Dan, L. (2012), “Research on the influence factors of financial risk for small and medium sized enterprise: An

empirical analysis from 216 companies of small plates, SenZen Stock Exchange, China”, Journal of Contemparary
Research in Business, 9(3), 380- 387.
Gunarathna, V. (2016), “How does Financial Leverage affect Financial Risk? An empirical study in Sri Lanka”, Amity
Journal of Financial, 1(1), 57- 66.
Kiệm, N. Đ. và Hiển, B. Đ (2008), Giáo trình Tài chính doanh nghiệp, Nhà xuất bản Tài chính, Hà Nội.
Hậu, V. T, (2017), “Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tài chính của các cơng ty niêm yết ngành bất động sản tại
Sở giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh”, Tạp chí Kinh tế và Phát triển, 240, 86- 93.
Hương, L. T. và Hào, V. D. (2006), Quản trị tài chính doanh nghiệp, Nhà xuất bản Tài chính, Hà Nội.
Levin, A, Lin, C. F. và Chu, C. S. J. (2002), “Unit root test in panel data: Asymptotic and finite- sample properties”,
Journal of Econometrics, 108(1), 1- 24.
Li, S. (2003), “Future trends and challengers of financial risk management in the digital economy”, Managerical
Finance, 29(5), 111- 125.
Li, Z., Liu, K., Wang, K. và Shen, X. (2012), “Research on Financial Risk Management for Electric Power Enterprises”,
System Engineering Procedia, 4, 54- 60.
Mackay, P. và Phillips, G. M. (2005), “How does industry affect firm financial structure?”, Review of Financial Studies,
18(4), 1433- 1466.
Menard, S. (1995), “Applied logistic regression analysis”, Sage University Paper Series on Qualtitative Applications in
the Social Sciences, 07- 106.
Modigliani, F. và Miller, M. (1958), “The cost of capital, corporation finance and the theory of investment”, The
American Economic Review, 3(48), 261- 280.
Modigliani, F. và Miller, M. (1963), “Corporate income taxes and the cost of capital: Acorrection”, American Economic
Review, 53, 443- 453.
Myers, S. C. và 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.
Napp, A. K. (2011), “Financial risk management in SME- The use of financial analysis for identifying, analyzing and
monitoring internal financial risks”, Journal of Risk Management, 2(1), 30- 35.
Simantinee, S. và Phani, T. V. V. K. (2015), “Factors influencing financial risk- A case of NSE NIFTY Companies”,
International Journal in Management and Social Science, 3(8), 132- 137.
Wu, X. và Wang, Z. (2005), “Equity financing in a Myers- Majluf framework with private benefits of control”, Journal
of Corporate Finance, 11(5), 915- 945.

Trang web: www.Cophieu68.vn

12 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 253- Tháng 6. 2023