Các yếu tố tác động đến khả năng thanh khoản của doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam

ý nghĩa < 10%, chỉ có X2 mức ý nghĩa lên đến 13,22%. Tuy 
vậy, biến X2 vẫn được chọn lựa vào mô hình trong bước chọn lựa biến sử dụng Forward 
Stepwise do khi loại bỏ X2 sẽ làm cho mức độ giải thích biến phụ thuộc sẽ giảm xuống là 
51,6%. Tuy nhiên, nghiên cứu sẽ thực hiện kiểm định thừa thiếu biến để kiểm định mức độ 
phù hợp của biến X2 trong mô hình. 
Bảng 5: Kết quả kiểm định mức độ phù hợp của biến X2 
Từ kết quả kiểm định mức độ phù hợp của biến X2, giá trị Residual Sum of Squares 
(RSS) của mô hình có biến X2 trong mô hình tốt hơn. Vì vậy, biến X2 (tỷ số P/E) là cần 
thiết cho mô hình và góp phần giải thích tốt hơn cho biến khả năng thanh khoản của doanh 
nghiệp niêm yết. 
Một bước kiểm định để xem xét mức độ phù hợp của mô hình là các biến độc lập có 
hiện tượng phương sai thay đổi hay không. Nghiên cứu thực hiện kiểm định White và 
Breusch-Pagan, kết quả được trình bày trong bảng 6, cho thấy có hiện tượng phương sai 
thay đổi tồn tại trong mô hình. Để xử lý hiện tượng này, tác giả thực nghiệm mô hình hồi 
quy sai số có trọng số (Weighted Least-Squares). 
Bảng 6: Kiểm định phương sai thay đổi 
Tiếp đến, nghiên cứu thực hiện tìm kiếm mô hình hồi quy với ràng buộc về chuỗi thời 
gian và tính chất riêng của từng doanh nghiệp. Với cấu trúc dữ liệu được thiết kết theo dạng 
bảng (Panel Data), hai mô hình được sử dụng phổ biến là mô hình tác động cố định (Fixed 
Effects Model - FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model - REM). 
Bảng 7 trình bày kết quả mô hình hồi quy có tác động cố định và tác động ngẫu nhiên và sai 
số có trọng số. 
Mô hình hồi quy khi xem xét tác động cố định và tác động ngẫu nhiên không đạt được 
kết quả có độ tin cậy cao. Với FEM giá trị p-value lên đến 80,65% cho thấy mô hình không 
phù hợp vì vậy kết quả hồi quy cũng cho thấy mức độ giải thích của các biến độc lập cho 
biến phụ thuộc chỉ ở mức 0,12% . Trong khi đó, mô hình hồi quy có tác động ngẫu nhiên có 
Analysis of Variance Table
------------------------------------------------------------------------
Model 1: Y ~ X1 + X2 + X3 + X4 + X5 + X6
Model 2: Y ~ X1 + X3 + X4 + X5 + X6
 Res.Df RSS Df Sum of Sq F Pr(>F)
1 3096 5040.2 
2 3097 5043.9 -1 -3.6922 2.268 0.1322
White test for constant variance
White = 498.3588, df = 12, p-value < 2.2e-16
Studentized Breusch-Pagan test for homoscedasticity
BP = 204.2786, df = 6, p-value < 2.2e-16
Journal of Thu Dau Mot University, No 6 (19) – 2014 
 30 
p-value = 0, cho thấy mô hình phù hợp nhưng các biến độc lập đều không có được mức ý 
nghĩa < 10%. Điều đó cũng cho thấy mô hình REM cũng không đủ độ tin cậy để sử dụng. 
Bảng 7: Kết quả hồi quy có tác động cố định và tác động ngẫu nhiên và sai số có trọng số 
Ghi chú: Y:khả năng thanh toán hiện hành; X1: Tỷ số P/B; : X2 :Tỷ số P/E; X3: Lợi 
nhuận trên tổng tài sản bình quân; X4: Tỷ số nợ; X5: Tỷ lệ lưu chuyển tiền thuần; X6: 
Tỷ lệ vốn lưu động. 
Mô hình WLS có kết quả hồi quy giải 
thích tốt nhất trong các mô hình sử dụng 
trong nghiên cứu này nên kết quả hồi quy 
WLS sẽ được sử dụng để giải thích kết quả 
nghiên cứu các yếu tố tác động đến khả 
năng thanh khoản của các doanh nghiệp 
niêm yết tại Việt Nam. Cũng như giải thích 
trong phần mô hình OLS, mặc dù biến X2 
không có ý nghĩa thống kê nhưng biến X2 
là cần thiết trong mô hình. 
Mô hình hồi quy được đề nghị sử dụng 
ở phương trình (2) có kết quả thực nghiệm 
như sau: 
Y = 2,077 + 0,055 * X1 + 0,001*X2 – 
0,013*X3 – 0,02*X4 + 0,005*X5 + 4,28*X6 
Với: Y là khả năng thanh toán hiện 
hành; X1: Tỷ số P/B; X2:Tỷ số P/E; X3:Lợi 
nhuận trên tổng tài sản bình quân; X4:Tỷ số 
nợ; X5:Tỷ lệ lưu chuyển tiền thuần; X6:Tỷ 
lệ vốn lưu động. 
Từ kết quả của mô hình hồi quy, 
nghiên cứu đã cho thấy yếu tố tác động lớn 
nhất và cùng chiều đến khả năng thanh 
khoản là Tỷ lệ vốn lưu động và Tỷ số P/B. 
Kết quả cho thấy sự khác biệt tác động của 
tỷ lệ vốn lưu động với nghiên cứu của 
Bruinshoofd và Kool (2004), Chen và 
Mahajan (2010), Gill và Mathur (2011) 
nhưng có cùng kết quả với Isshaq và 
Bokpin (2009). Tuy nhiên nghiên cứu nhận 
thấy đây là yếu tố phản ánh đúng tình trạng 
chung của các doanh nghiệp tại Việt Nam. 
Tỷ lệ vốn lưu động cao mang ý nghĩa 
doanh nghiệp chịu áp lực trả nợ ngắn hạn 
thấp, do doanh nghiệp có khoản nợ ngắn 
hạn thấp hoặc có khoản vốn ngắn hạn cao 
đủ trang trải cho nguồn nợ ngắn hạn. 
Với mẫu dữ liệu giai đoạn 2007 – 2013 
của các doanh nghiệp niêm yết, lợi nhuận 
trên tổng tài sản bình quân (ROA) lại có tác 
động ngược chiều đến khả năng thanh 
khoản của doanh nghiệp. Điều này xảy ra 
có thể do cách tính của ROA khi mà lợi 
nhuận được tính bao gồm lợi nhuận trước 
Coef. Pr(>|t|) Coef. Pr(>|t|) Coef. Pr(>|t|)
(Intercept) 2.0137 0.0000 2.0764 0.0000
X1 -0.0086 0.7911 0.0083 0.7869 0.0550 0.0006
X2 0.0002 0.6629 0.0001 0.9001 0.0005 0.1865
X3 0.0017 0.6545 0.0009 0.8042 -0.0129 0.0000
X4 0.0003 0.8113 0.0003 0.8128 -0.0201 0.0000
X5 0.0017 0.2915 0.0013 0.3989 0.0049 0.0000
X6 -0.1289 0.3593 -0.1006 0.4723 4.2813 0.0000
Total Sum of Squares : 
Residual Sum of Squares: 
R-Squared : 
Adj. R-Squared :
p-value : 
WLS
0.5164
0.5155
0.0000
4459
4407.6
0.0119
0.0119
0.0000
Var
3452.2
3448
0.0012
0.0010
0.8065
Unbalanced Panel: n=620, T=1-7, N=3103
FEM REM
Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số 6 (19) – 2014 
 31 
thuế + lãi vay. Có thể giá trị tồn tại lãi vay 
lớn trong cơ cấu lợi nhuận trong cách tính 
đã làm ROA có tác động ngược chiều đến 
khả năng thanh khoản. Tương tự, biến tỷ số 
nợ tác động ngược chiều với khả năng 
thanh khoản cho thấy nợ càng cao thanh 
khoản của doanh nghiệp càng thấp. 
Nghiên cứu cũng cho thấy hệ số của tỷ 
số P/B, P/E mang dấu dương (+) chứng tỏ 
khả năng thanh khoản của doanh nghiệp sẽ 
tốt hơn nếu 2 tỷ số này lớn. Điều này cho 
thấy khi thị giá của doanh nghiệp cao giúp 
doanh nghiệp có thể huy động vốn dễ dàng 
trên thị trường. Bên cạnh đó, giá trị cổ phiếu 
cao cũng giúp nhà đầu tư, đối tác, nhà cung 
cấp tín dụng tin tưởng và hỗ trợ thanh khoản 
cho doanh nghiệp khi cần thiết. 
7. Kết luận 
Khả năng thanh khoản là một chỉ số 
quan trọng đối với công ty cả trong điều 
hành và tạo niềm tin đối với nhà đầu tư. 
Khả năng thanh khoản cũng là một yếu tố 
được đánh giá rất cao trong rủi ro chung 
của công ty. Do vậy, kiểm soát khả năng 
thanh khoản giúp công ty ổn định và tăng 
trưởng tốt hơn, đồng thời huy động vốn với 
chi phí thấp hơn. 
Nghiên cứu đã cho thấy khả năng thanh 
khoản của các doanh nghiệp niêm yết giai 
đoạn 2007 – 2013 bị ảnh hưởng nhiều nhất 
từ tỷ lệ vốn lưu động thuần và tỷ số P/B. 
Các yếu tố trên cũng có tương tác cùng 
chiều với khả năng thanh khoản bên cạnh 
tỷ số P/E và tỷ lệ lưu chuyển tiền thuần. 
Bên cạnh đó, tỷ lệ nợ và tỷ lệ lợi nhuận trên 
tổng tài sản có tương quan âm đến khả 
năng thanh khoản. 
Tuy nhiên, cần xem xét khả năng thanh 
khoản của doanh nghiệp trên các chỉ tiêu 
khác để có thể đánh giá tổng quan hơn, 
chẳng hạn như khả năng thanh toán nhanh. 
Khi mà yếu tố tồn kho không được xem xét 
trong khả năng thanh khoản cho thấy cụ thể 
hơn khả năng của doanh nghiệp. Trường 
hợp ngành bất động sản có lượng hàng tồn 
kho lớn làm cho tỷ lệ thanh toán hiện hành 
cao nhưng vẫn gặp rủi ro thanh khoản. Bên 
cạnh đó cần đánh giá chi tiết ngành để thể 
hiện được tính đặc thù của từng ngành . 
* 
FACTORS AFFECTING THE LIQUIDITY OF LISTED COMPANIES 
IN VIETNAM 
Nguyen Dinh Thien
(1)
, Nguyen Thi Mai Tram
(2)
, Nguyen Hong Thu
(3)
(1) University of Economics and Law (VNU–HCM), (2) Ho Chi Minh City University of 
Technology and Education, (3) Thu Dau Mot University 
ABSTRACT 
 Liquidity plays a very important role in business performance and credit risks of a 
business. Companies with difficulties of liquidity will negatively impact on business perfor-
mance and may lead to bankruptcy. There are many causes that affect the liquidity of a 
company, from the decline in cash flows due to inefficient operations to difficulties in 
controlling cash flows due to poor management policies. Within the scope of this study, the 
liquidity of a company will be measured by the current ratio. The factors found which have 
impacts thereof and can explain quite well the liquidity of the business are the ratio of working 
capital/total assets and the ratio of P/E. 
Journal of Thu Dau Mot University, No 6 (19) – 2014 
 32 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1] Brigham, E.F. and Houston, J.F. (2003), Fundamentals of Financial Management, 10th Edition. 
South-Western College Pub, pp 592–744. 
[2] Bruinshoofd, W.A. and Kool, C.J.M (2004), “Dutch corporate liquidity management: new 
evidence on aggregation”, Journal of Applied Economics, 7(2), 195–230. 
[3] Chen, N. và Mahajan, A. (2010), “Effects of Macroeconomic Conditions on Corporate 
Liquidity International Evidence”, International Research Journal of Finance and Economics, 
Vol. 35, pp. 112-129. 
[4] Ferreira, Miguel A. and Vilela, Antonio S. (2004), “Why Do Firms Hold Cash? Evidence from 
EMU Countries”, European Financial Management Vol. 10 No. 2 pp. 295-319. 
[5] Isshaq, Z. and Bokpin, G.A. (2009), “Corporate liquidity management of listed firms in 
Ghana”, Asia Pacific Journal of Business Administration, 1(2), 189-198. 
[6] Gill, A. and Mathur, N. (2011), “Factors that Influence Corporate Liquidity Holdings in 
Canada”, Journal of Applied Finance &Banking ,Vol.1, No.2, 2011, 133-153. 
[7] Nguyễn Minh Kiều (2011), Tài chính doanh nghiệp căn bản, NXB Lao động – Xã hội. 
[8] Opler, T., Pinkowitz, L., Stulz, R. and Williamson, R. (1999), “The Determinants and 
Implications of Corporate Cash Holdings”, Journal of Financial Economics, Vol. 52, pp. 3–46. 
[9] Subramanyam, K.R. and Wild, J.J. (2008), Financial Statement Analysis, 10th Edtion . 
McGraw-Hill/Irwin, pp 526 – 827. 
[10] Zimmermann, H.J. (1991), Fuzzy set Theory and its application, Kluwer Academic Publishers, 
London