Kiệt quệ tài chính và dòng tiền của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam

61
© Học viện Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X 
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
Số 226- Tháng 3. 2021
Kiệt quệ tài chính và dòng tiền của các doanh nghiệp 
phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
Bùi Kim Dung
Đại học Ngân hàng TP.HCM
Mai Thị Trúc Ngân
Đại học Quốc tế Hồng Bàng
Ngày nhận: 28/12/2020 
Ngày nhận bản sửa: 06/01/2021 
Ngày duyệt đăng: 28/01/2021
Tóm tắt: Bài viết nhận diện kiệt quệ tài chính của các doanh nghiệp phi tài chính 
niêm yết tại Việt Nam thông qua tiếp cận từng dòng tiền. Mẫu nghiên cứu là 542 
doanh nghiệp trong giai đoạn 2014-2018, dữ liệu thứ cấp được tiếp cận từ báo cáo 
tài chính đã kiểm toán của các doanh nghiệp phi tài chính. Phân tích hồi quy theo 
GLS cho thấy kiệt quệ tài chính được giải thích bởi ảnh hưởng ngược chiều của 
dòng tiền hoạt động kinh doanh, nhưng lại được giải thích bởi ảnh hưởng cùng 
chiều của dòng tiền hoạt động đầu tư và dòng tiền hoạt động tài trợ. 
Từ khóa: kiệt quệ tài chính, dòng tiền hoạt động kinh doanh, dòng tiền hoạt động 
đầu tư, dòng tiền hoạt động tài trợ
Financial distress and cash flows of non-financial firms listed in Vietnam
Abstract: This paper studies cash flows as the evidence for financial distress of the non-financial firms 
listed in Vietnam. The research data is collected from audited financial statements of 542 non-financial 
firms in the period of 2014- 2018. Regression analysis with GLS shows that operating cash flows have 
negative significant effect on financial distress, while investing and financing cash flows have positive 
significant effect on financial distress.
Keywords: financial distress, operating cash flows, investing cash flows, financing cash flows.
Dung Kim Bui
Email: dungbk@buh.edu.vn
The Banking University of Ho Chi Minh City
Ngan Thi Truc Mai
Email: nganmtt@hiu.vn
Hong Bang International University
1. Giới thiệu
Kiệt quệ tài chính (financial distress) là 
biến có gắn với quyết định tài trợ bằng 
nợ, có thể xảy ra nếu doanh nghiệp không 
đủ khả năng thực hiện cam kết với chủ 
nợ hoặc có thể thực hiện nhưng khó khăn 
(Brealey & cộng sự, 2008); theo đó, kiệt 
quệ tài chính có thể là tình trạng tạm 
thời và dẫn đến phát sinh một số rắc rối 
Kiệt quệ tài chính và dòng tiền của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 3. 202162
cho doanh nghiệp như chủ nợ không tiếp 
tục tài trợ, dự án khả thi bị trì hoãn hay 
bỏ qua...; nhưng kiệt quệ tài chính cũng 
có thể dẫn đến phá sản doanh nghiệp 
(Brealey & cộng sự, 2008; Arnold, 2013).
Dòng tiền (cash flows) phản ánh sự dịch 
chuyển giá trị tăng lên hoặc giảm xuống 
của tiền trong một thời kỳ (Nagle & 
Connor, 2010), cung cấp nhiều thông tin 
hữu ích để có thể nhận định khả năng tạo 
tiền, chất lượng lãi ròng, xu hướng đầu tư 
cũng như nhu cầu huy động nguồn tiền tài 
trợ từ bên ngoài, khả năng chi trả nợ gốc 
vay đến hạn và lãi vay cho chủ nợ, khả 
năng chia lãi cho chủ sở hữu, khả năng 
tự chủ tài chính và nhiều vấn đề tài chính 
khác (Horne & Wachowicz, 2008; Ngô 
Kim Phượng & cộng sự, 2018). Trong 
phạm vi bài viết này, nhóm tác giả nghiên 
cứu từng dòng tiền như là bằng chứng 
nhận diện cũng như giải thích cho kiệt 
quệ tài chính của các doanh nghiệp phi 
tài chính niêm yết tại Việt Nam, và gợi ý 
giảm thiểu khả năng kiệt quệ tài chính cho 
các doanh nghiệp.
2. Cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực 
nghiệm
2.1. Cơ sở lý thuyết
Dưới góc độ quản lý tài chính, doanh 
nghiệp phải đối mặt với nguy cơ kiệt quệ 
tài chính khi lựa chọn tài trợ bằng nợ vì 
đây là nguồn tài trợ có thời hạn hoàn trả 
và doanh nghiệp có trách nhiệm thanh 
toán nợ gốc và tiền lãi (Ngô Kim Phượng 
& cộng sự, 2018), tuy nhiên tài trợ bằng 
nợ cũng mang đến cho doanh nghiệp cơ 
hội tiết kiệm thuế, chi phí vốn (Brealey & 
cộng sự, 2008; Arnold, 2013; Ngô Kim 
Phượng & cộng sự, 2018); vì vậy quyết 
định tài trợ bằng nợ luôn là một trong 
những bài toán khó đối với các doanh 
nghiệp. Lý thuyết đánh đổi (Trade-off 
theory) về cơ cấu vốn, doanh nghiệp phải 
cân nhắc sự đánh đổi giữa lợi ích từ khoản 
tiết kiệm thuế và rủi ro kiệt quệ tài chính 
khi ra quyết định sử dụng nợ, theo đó 
doanh nghiệp duy trì mức độ sử dụng nợ 
thấp và rủi ro kiệt quệ tài chính chưa đáng 
kể thì giá trị doanh nghiệp sẽ gia tăng nhờ 
đóng góp của khoản tiết kiệm thuế nhiều 
hơn, và giá trị doanh nghiệp sẽ tiếp tục gia 
tăng cùng với gia tăng mức độ sử dụng nợ. 
Nếu chi phí kiệt quệ tài chính trở nên đáng 
kể, vượt trội hơn so với phần đóng góp 
của của khoản tiết kiệm thuế từ lãi vay 
thì giá trị doanh nghiệp sẽ giảm, và giá trị 
doanh nghiệp sẽ tiếp tục giảm cùng với gia 
tăng mức độ sử dụng nợ (Brealey & cộng 
sự, 2008; Arnold, 2013).
Theo nguyên lý chung về phân loại dòng 
tiền trong hệ thống báo cáo tài chính, các 
doanh nghiệp có 3 dòng tiền bộ phận thể 
hiện các khía cạnh khác nhau về khả năng 
tạo tiền, xu hướng đầu tư và nguồn tài trợ 
bên ngoài... (CFA Institu ... 1.
FD có giá trị trung bình là -2,6393, cho 
thấy các doanh nghiệp có sức khỏe tài 
chính tương đối mạnh hơn, ít có nguy cơ 
kiệt quệ tài chính; tuy nhiên có sự phân 
hóa khá rõ nét về khả năng xảy ra kiệt quệ 
tài chính thể hiện qua FD dao động từ mức 
thấp nhất là -11,1519 đến mức cao nhất là 
0,5707, qua đây cũng cho thấy sự tồn tại 
của doanh nghiệp có sức khỏe tài chính 
tương đối yếu, phải đối mặt với nguy cơ 
kiệt quệ tài chính cao. OCF trung bình là 
0,0586 cho thấy các doanh nghiệp thặng 
dư tiền từ sản xuất kinh doanh, đảm bảo 
khả năng tạo tiền; hay các doanh nghiệp 
được tài trợ bởi nguồn tiền từ bên ngoài 
thể hiện qua FCF trung bình là 0,0032, 
và ICF trung bình là -0,0577 cho thấy các 
doanh nghiệp có xu hướng mở rộng đầu 
tư. Thống kê mô tả các biến kiểm soát 
cho thấy sự đa dạng quy mô doanh nghiệp 
trong mẫu nghiên cứu và độ tuổi trung 
bình của các doanh nghiệp hơn 11 năm.
3.2.2. Phân tích tương quan
Kết quả xác định hệ số tương quan giữa 
các biến có đính kèm theo bên dưới từng 
hệ số tương quan là mức ý nghĩa, được 
trình bày thể hiện tại Bảng 2.
Với mức ý nghĩa thống kê 1%, biến FD có 
tương quan dương với biến ICF và FCF, 
nhưng lại tương quan âm OCF, cho thấy 
rằng biến động khả năng kiệt quệ tài chính 
cùng chiều với biến động dòng tiền hoạt 
động đầu tư và tài trợ, nhưng lại ngược 
chiều với biến động dòng tiền hoạt động 
kinh doanh. Ngoài ra, Bảng 2 còn cho 
biết biến động khả năng kiệt quệ tài chính 
ngược chiều với biến động tuổi của doanh 
nghiệp và cùng chiều với biến động quy 
mô doanh nghiệp.
3.2.3. Phân tích hồi quy
Kết quả hồi quy theo Pooled OLS, FEM 
và REM, kèm theo là kết quả kiểm định để 
lựa chọn giữa các phương pháp ước lượng 
và hệ số phóng đại phương sai (VIF), 
được tổng hợp và trình bày tại Bảng 3.
Để lựa chọn kết quả hồi quy, Bài viết thực 
hiện các kiểm định, bao gồm: Redundant 
Fixed Effects để lựa chọn giữa FEM và 
Pooled OLS, kiểm định Breusch-Pagan 
để lựa chọn giữa REM và Pooled OLS 
và kiểm định Hausman để lựa chọn giữa 
FEM và REM; kết quả từ các kiểm định 
này cho thấy FEM là phù hợp nhất, theo 
đó 3 biến có ý nghĩa thống kê là FCF, 
SIZE và AGE, trong khi đó biến OCF 
và ICF không đảm bảo ý nghĩa thống kê. 
Ngoài ra, để đảm bảo sự vững chắc cho 
kết quả nghiên cứu, Bài viết tiếp tục thực 
hiện kiểm định các vi phạm cơ bản của 
Bảng 1. Thống kê mô tả các biến
Biến Trung bình Lớn nhất Nhỏ nhất Độ lệch chuẩn Số quan sát
FD -2,6393 0,5707 -11,1519 1,5465 2710
OCF 0,0586 1,4114 -0,8720 0,1470 2710
ICF -0,0577 0,9930 -1,9138 0,1472 2710
FCF 0,0032 1,6429 -0,9079 0,1656 2710
SIZE 5,7685 7,8600 4,1599 0,6604 2710
AGE 11,2749 25,0000 2,0000 3,3670 2710
Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp bằng Eviews 10.0
BÙI KIM DUNG - MAI THỊ TRÚC NGÂN
Số 226- Tháng 3. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 67
hồi quy tuyến tính như đa cộng tuyến và 
phương sai sai số thay đổi, FEM chỉ quan 
tâm đến những khác biệt mang tính cá 
nhân đóng góp vào mô hình nên không 
có tự tương quan nên bài viết không kiểm 
định vi phạm này.
Kiểm định đa cộng tuyến
Dựa vào ma trận tương quan tại Bảng 2, 
xem xét hệ số tương quan giữa biến độc 
lập và các biến kiểm soát với nhau, giá 
trị tuyệt đối của hệ số tương quan đối với 
các trường hợp này đều nhỏ hơn 0,8, cho 
thấy không có tương quan mạnh giữa các 
biến này với nhau, qua đó có thể cho thấy 
rằng không có đa cộng tuyến nghiêm trọng 
(Gujarati, 2011). Ngoài ra, kết quả này 
còn được khẳng định bởi VIF tại bảng 3, 
theo đó tất cả các trường hợp đều có VIF 
nhỏ hơn 10 (Gujarati, 2011).
Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Bài viết sử dụng kiểm định White để nhận 
biết phương sai sai số thay đổi, kết quả tại 
Bảng 4 cho thấy mô hình đều có phương 
sai sai số thay đổi và do đó bài viết sẽ thực 
hiện hồi quy theo GLS để khắc phục tại 
Bảng 5.
Với mức ý nghĩa thống kê 1%, kết quả 
hồi quy tại Bảng 5 khẳng định biến độc 
lập OCF và biến kiểm soát AGE giải thích 
ngược chiều cho FD, trong khi biến độc 
lập ICF, FCF và biến kiểm soát SIZE giải 
thích cùng chiều cho FD; mức độ phù hợp 
của mô hình là 46,45%.
3.3. Thảo luận
Hệ số hồi quy của biến độc lập OCF theo 
GLS là -1,3828, cho thấy dòng tiền hoạt 
động kinh doanh có ý nghĩa giải thích 
ngược chiều cho khả năng xảy ra kiệt 
quệ tài chính của các doanh nghiệp phi 
tài chính niêm yết tại Việt Nam, phù hợp 
với kỳ vọng cũng như kết quả nghiên 
cứu thực nghiệm của Sayari & Mugan 
(2013), Jooste (2007), Kordestani & cộng 
sự (2011). Kết quả này ủng hộ nguyên lý 
phân tích dòng tiền, theo đó dòng tiền hoạt 
động kinh doanh thặng dư và gia tăng cho 
Bảng 2. Ma trận tương quan giữa các biến
FD OCF ICF FCF SIZE AGE
FD 1,0000
----- 
OCF -0,2348*** 1,0000
0,0000 ----- 
ICF 0,0628*** -0,2821*** 1,0000
0,0011 0,0000 ----- 
FCF 0,1490*** -0,4986*** -0,5233*** 1,0000
0,0000 0,0000 0,0000 ----- 
SIZE 0,3134*** -0,0058 -0,0560*** 0,0436** 1,0000
0,0000 0,7622 0,0035 0,0234 ----- 
AGE -0,0729*** -0,0141 0,0818*** -0,0857*** -0,0224 1,0000
0,0001 0,4635 0,0000 0,0000 0,2444 ----- 
Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp bằng Eviews 10.0
 *** Mức ý nghĩa 1%, ** Mức ý nghĩa 5%
Kiệt quệ tài chính và dòng tiền của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 3. 202168
thấy doanh nghiệp có khả năng tạo tiền 
và cải thiện, đây là nguồn tiền phù hợp để 
doanh nghiệp có thể thực hiện các trách 
nhiệm với chủ nợ và qua đó giảm thiểu 
khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính, và 
ngược lại.
Hệ số hồi quy của biến độc lập ICF theo 
GLS là 0,8102, cho thấy dòng tiền hoạt 
động đầu tư có ý nghĩa giải thích cùng 
chiều cho khả năng xảy ra kiệt quệ tài 
chính của các doanh nghiệp phi tài chính 
niêm yết tại Việt Nam, ngược lại với kỳ 
vọng cũng như kết quả nghiên cứu thực 
nghiệm của Kordestani & cộng sự (2011), 
Dickinson (2011). Kết quả này có thể giải 
thích rằng doanh nghiệp với dòng tiền 
hoạt động đầu tư lớn hơn 0 và tăng lên cho 
thấy doanh nghiệp có xu hướng thu hẹp 
đầu tư và càng gia tăng thu hẹp đầu tư, có 
thể xuất phát từ việc gia tăng đầu tư tài sản 
cố định trước đó nhưng lại kém hiệu quả, 
không kiểm soát tốt rủi ro gia tăng và đe 
dọa sự an toàn, gia tăng khả năng xảy ra 
kiệt quệ tài chính.
Hệ số hồi quy của biến độc lập FCF theo 
GLS là 0,8720, cho thấy dòng tiền hoạt 
động tài trợ có ý nghĩa giải thích cùng 
chiều cho khả năng xảy ra kiệt quệ tài 
chính của các doanh nghiệp phi tài chính 
niêm yết tại Việt Nam, phù hợp với kỳ 
vọng cũng như kết quả nghiên cứu thực 
nghiệm của Sayari & Mugan (2013), 
Kordestani & cộng sự (2011), Shamsudin 
& Kamaluddin (2015). Kết quả này có thể 
Bảng 3. Kết quả hồi quy
Biến
Pooled OLS FEM REM
VIF
Hệ số β P-value Hệ số β P-value Hệ số β P-value
OCF -1,6595*** 0,0000 -0,0602 0,6377 -0,1505 0,2372 2,9040
ICF 0,9827*** 0,0022 0,0786 0,5376 0,1325 0,2974 3,0010
FCF 0,9330*** 0,0032 0,2768** 0,0334 0,3210** 0,0132 3,6892
SIZE 0,7303*** 0,0000 0,9977*** 0,0000 0,8252*** 0,0000 1,0040
AGE -0,0309*** 0,0002 -0,0553*** 0,0000 -0,0450*** 0,0000 1,0122
C -6,3526 0,0000 -7,7636 0,0000 -6,8763 0,0000 -
Kiểm định 
Breusch-Pagan 0,0000
Kiểm định 
Redundant Fixed 
Effects
0,0000
Kiểm định 
Hausman 0,0000
(***) Mức ý nghĩa 1%, (**) Mức ý nghĩa 5%, và (*) Mức ý nghĩa 10%.
 Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp bằng Eviews 10.0
Bảng 4. Kiểm định White
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 28,2001 Prob. F(20,2689) 0,0000
Obs*R-squared 469,8564 Prob. Chi-Square(20) 0,0000
Scaled explained SS 645,9404 Prob. Chi-Square(20) 0,0000
Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài chính của các doanh nghiệp bằng Eviews 10.0
BÙI KIM DUNG - MAI THỊ TRÚC NGÂN
Số 226- Tháng 3. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 69
được giải thích rằng doanh nghiệp có dòng 
tiền thặng dư từ hoạt động tài trợ và tăng 
lên cho thấy doanh nghiệp gia tăng huy 
động các nguồn tiền tài trợ từ bên ngoài và 
thường là các khoản nợ vay được ưu tiên 
hơn so với vốn góp của chủ sở hữu theo lý 
thuyết trật tự phân hạng, dẫn đến gia tăng 
áp lực thanh toán, cũng như gia tăng khả 
năng xảy ra kiệt quệ tài chính.
Ngoài ra, kết quả nghiên cứu còn tìm thấy 
độ tuổi của doanh nghiệp giải thích ngược 
chiều cho khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính 
của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết 
tại Việt Nam, điều này được lý giải rằng một 
doanh nghiệp có thâm niên hoạt động càng 
lâu sẽ có nhiều kinh nghiệm hơn trong quản 
trị tài chính doanh nghiệp nói chung và quản 
trị rủi ro kiệt quệ tài chính nói riêng, qua 
đó giảm thiểu khả năng kiệt quệ tài chính; 
hay quy mô doanh nghiệp giải thích cùng 
chiều cho khả năng xảy ra kiệt quệ tài chính 
của các doanh nghiệp phi tài chính niêm 
yết Việt Nam, kết quả này ủng hộ lý thuyết 
bất lợi kinh tế vì quy mô (Diseconomies of 
scale) với giải thích rằng sự mở rộng quy 
mô doanh nghiệp dẫn đến sự gia tăng chi 
phí trong dài hạn và gia tăng khả năng xảy 
ra kiệt quệ tài chính, hay nguyên lý “quá lớn 
để đỗ vỡ” – “too-big-to-fail” (Roe, 2014; 
Larsen & cộng sự, 2018) cho rằng các doanh 
nghiệp có thể không kiểm soát tốt rủi ro khi 
mở rộng quy mô với xu hướng tăng trưởng 
quá nhanh và gây ra tình trạng thiếu hụt tiền 
do phải chi nhiều tiền cho nhu cầu vốn lưu 
động gia tăng, dẫn đến gia tăng khả năng 
xảy ra kiệt quệ tài chính.
4. Kết luận và gợi ý
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho 
trường hợp các doanh nghiệp phi tài chính 
niêm yết tại Việt Nam đã khẳng định rằng 
kiệt quệ tài chính có thể được nhận diện 
bởi từng dòng tiền, trong đó dòng tiền hoạt 
động kinh doanh giải thích ngược chiều, 
còn dòng tiền hoạt động đầu tư và tài trợ 
lại giải thích cùng chiều. Với mục tiêu 
giảm thiểu khả năng xảy ra kiệt quệ tài 
chính, kết quả nghiên cứu gợi ý, khuyến 
nghị các doanh nghiệp chú trọng đến quan 
hệ cân đối giữa tiền thu và tiền chi liên 
quan đến sản xuất kinh doanh cũng như 
hiệu quả quản trị vốn lưu động nhằm đảm 
bảo khả năng tạo tiền, cân đối giữa rủi ro 
thanh toán với hiệu quả sử dụng vốn khi 
huy động nguồn tiền tài trợ từ bên ngoài, 
và điều chỉnh xu hướng đầu tư tài sản cố 
định phù hợp với khả năng kiểm soát rủi 
ro; ngoài ra, kết quả nghiên cứu còn gợi 
ý rằng doanh nghiệp cần chú ý đến sự bất 
lợi kinh tế vì quy mô, lựa chọn giới hạn 
tăng trưởng quy mô phù hợp và chủ động 
tích lũy kinh nghiệm quản lý tài chính nói 
chung cũng như quản lý rủi ro ■
Bảng 5. Kết quả hồi quy theo GLS
Biến Hệ số β P-value
OCF -1,3828*** 0,0000
ICF 0,8102*** 0,0000
FCF 0,8720*** 0,0000
SIZE 0,7276*** 0,0000
AGE -0,0274*** 0,0000
C -6,3755 0,0000
--- R2 = 0,4645
*** Mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Xử lý từ báo cáo tài chính của 
các doanh nghiệp bằng Eviews 10.0
Tài liệu tham khảo
1. Arnold, G. (2013), Corporate financial management (Fifth edition), England: Pearson Education Limited.
2. Brealey, R. A., Myers, S. C., & Allen, F. (2008), Principles of Corporate Finance (Ninth edition), Singapore: Mc 
Graw – Hill International Edition.
Kiệt quệ tài chính và dòng tiền của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 3. 202170
3. CFA Institute (2008), Financial Statement Analysis, CFA Program Curriculum ● Volume 3, The United States of 
America: Pearson Custom Publishing.
4. Dickinson, V. (2011), ‘Cash Flow Patterns as a Proxy for Firm Life Cycle’, The Accounting Review, November 
2011, Vol. 86, No. 6, pp. 1969-1994.
5. Fawzi, N. S., Kamaluddin, A. & Sanusi, Z. M. (2015), ‘Monitoring Distressed Companies through Cash Flow 
Analysis’, Procedia Economics and Finance, 28, 136-144.
6. Gujarati, D. N (2011), Econometrics by Example, Paperback, Chương 10: Vấn đề đa cộng tuyến và cỡ mẫu nhỏ, 
Bản dịch của Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbight, truy cập lần cuối ngày 10 tháng 12 năm 2019 từ <
fetp.edu.vn/cache/MPP04-522-R02V-2012-05-30-08580840.pdf>
7. Horne, J. C. V. & Wachowicz, J. M. (2008), Fundamentals of Financial Management (13th edition), England: 
Prentice Hall.
8. Jooste, L. (2007), An evaluation of the usefulness of cash flow ratios to predict financial distress, Acta Commercii, 
vol. 7, no. 1, pp. 1-13.
9. Kordestani, G., Biglari, V. & Bakhtiari, M. (2011), ‘Ability of combinations of cash flow components to predict 
financial distress’, Verslas: Teorija ir Praktika Business, 12, 277-285.
10. Larsen, E. R., Ackere, A. & Osorio, S. (2018), Can electricity companies be too big to fail?, retrieved on December 
20th 2019, from 
11. Nagle, C. & Connor, J. O. (2010), Cash is King, Managing Cash Flow, retrieved on December 20th 2019, from 
12. Ngô Kim Phượng, Lê Hoàng Vinh – Đồng chủ biên (2018), Phân tích tài chính doanh nghiệp (tái bản lần 4), Thành 
phố Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Kinh tế TP. Hồ Chí Minh.
13. Roe, M. J. (2014), ‘Structural corporate degradation due to too-big-to-fail finance’, University of Pennsylvania 
Law Review, Vol. 162, 1419-1464.
14. Sayari, N. & Mugan, F. N. C. S. (2013), ‘Cash Flow Statement as an Evidence for Financial Distress’, Universal 
Journal of Accounting and Finance, 1(3), 95-103.
15. Shamsudin, A. & Kamaluddin, A. (2015), ‘Impeding bankruptcy: Examing cash flow pattern of distress and healthy 
firm’, Proscedia Economic & Finance, 31, 766-767.
biện pháp xử lý khi khách hàng không trả 
nợ; trước khi ký HĐTD, cán bộ tín dụng 
cần giải thích rõ các điều khoản quy định 
trong HĐTD với khách hàng.
Thứ tư, Nghị định 67 nên sửa đổi theo 
hướng quy định cụ thể hơn các điều kiện 
để được vay vốn tàu cá xa bờ, có quy chế 
xử lý nợ xấu cứng rắn hơn trong trường 
hợp ngư dân cố ý không trả nợ.
Thứ năm, cần ban hành quy chế phối hợp 
giữa các cơ quan, ban, ngành trong việc 
xử lý nợ xấu, theo dõi tình hình hoạt động 
của ngư dân và thu hồi nợ kịp thời cho 
NHTM; có quy định cụ thể để cơ quan 
chức năng được tạm dừng các loại thủ tục: 
cấp Giấy chứng nhận an toàn tàu cá, Giấy 
phép khai thác hải sản, nếu khách hàng 
không có ý thức trả nợ; có cơ chế trong 
việc hỗ trợ cung cấp thông tin liên quan 
đến tình hình khai thác của chủ tàu như 
nhật ký hành trình, số chuyến biển, sản 
tiếp theo trang 25 lượng khai thác, cho NHTM cho vay để 
theo dõi, đánh giá khách hàng.
4.3. Hạn chế của nghiên cứu
Mặc dù nghiên cứu đã đưa vào mô hình 
hồi quy 8 biến độc lập làm cơ sở phân tích 
và đánh giá nhưng thực tế, ngoài những 
nhân tố trên, tiếp cận TDCT của hộ ngư 
dân đánh bắt xa bờ tại TP. Nha Trang còn 
có thể chịu ảnh hưởng bởi nhiều nhân 
tố khác chưa được khám phá như: điều 
kiện thời tiết, quyết định của ngư dân, thị 
trường thủy sản, chính sách quản lý, 
Bên cạnh đó, do nguồn lực có hạn, nghiên 
cứu chỉ có thể giới hạn mẫu điều tra trong 
120 hộ, nếu có thể gia tăng số lượng mẫu 
điều tra thì mức ý nghĩa và độ tin cậy của 
mô hình có thể sẽ cao hơn, các nhân tố 
khác trong mô hình cũng có thể có ý nghĩa 
thống kê ■