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

Journal of Thu Dau Mot University, No 6 (19) – 2014 
 24 
CAÙC YEÁU TOÁ TAÙC ÑOÄNG ÑEÁN KHAÛ NAÊNG THANH 
KHOAÛN CUÛA DOANH NGHIEÄP NIEÂM YEÁT TAÏI VIEÄT NAM 
Nguyeãn Ñình Thieân
(1)
, Nguyeãn Thò Mai Traâm
(2)
, Nguyeãn Hoàng Thu
(3)
(1) Tröôøng Ñaïi hoïc Kinh teá – Luaät (VNU-HCM), (2) Tröôøng Ñaïi hoïc Sö phaïm Kyõ 
thuaät thaønh phoá Hoà Chí Minh, (3) Tröôøng Ñaïi hoïc Thuû Daàu Moät 
TÓM TẮT 
 Thanh khoản đóng vai trò rất quan trọng đến hiệu quả hoạt động và ảnh hưởng đến rủi 
ro tín dụng của doanh nghiệp. Doanh nghiệp gặp khó khăn về thanh khoản sẽ chịu nhiều 
tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động và có thể dẫn đến phá sản. Có nhiều nguyên nhân 
tác động đến khả năng thanh khoản của công ty, từ sụt giảm dòng tiền do hoạt động kém 
hiệu quả đến khó khăn trong kiểm soát dòng tiền từ chính sách quản trị. Trong bài báo này, 
khả năng thanh khoản của công ty được đo lường thông qua tỷ số thanh toán hiện hành 
(current ratio). Các yếu tố tìm thấy có tác động và giải thích khá tốt thanh khoản của 
doanh nghiệp là tỷ lệ vốn lưu động/tổng tài sản, tỷ số P/E. 
Từ khóa: thanh khoản, doanh nghiệp, niêm yết, chứng khoán 
*
 1. Giới thiệu 
Khả năng thanh khoản là tỷ số đo 
lường khả năng thanh toán nợ ngắn hạn của 
công ty. Các tỷ số thường được dùng để 
đánh giá khả năng thanh khoản là: tỷ số 
thanh toán hiện hành (current ratio), tỷ số 
thanh toán nhanh (quick ratio), tỷ lệ tiền 
mặt (cash ratio) (Nguyễn Minh Kiều, 
2011). Tầm quan trọng của khả năng thanh 
khoản được đánh giá bằng việc xem xét 
hậu quả khi công ty không có khả năng 
thanh toán nợ trong ngắn hạn. 
Việc thiếu khả năng thanh khoản làm 
cho công ty mất đi cơ hội nhận được các 
khoản chiết khấu ưu đãi hay cơ hội kiếm 
thêm lợi nhuận. Đồng thời, thanh khoản gặp 
khó khăn cũng khiến cho khả năng điều hành 
bị hạn chế. Việc mất khả năng thanh khoản 
còn có thể dẫn đến việc công ty phải bán đi 
các dự án đầu tư, tài sản, huy động vốn với 
chi phí cao và tình trạng xấu nhất là phá sản. 
Bên cạnh đó, thanh khoản giúp doanh nghiệp 
linh hoạt và có được các lợi thế khi điều kiện 
thị trường thay đổi và ứng phó được với 
những chiến lược của các công ty cạnh tranh 
(Brigham và Houston, 2003). 
Dòng tiền hoạt động, tỷ lệ vốn lưu 
động được xem là yếu tố ảnh hưởng lớn 
đến khả năng thanh toán nợ ngắn hạn của 
doanh nghiệp. Nghiên cứu đã thực nghiệm 
và cho thấy nếu doanh nghiệp niêm yết 
tăng 1% tỷ lệ vốn lưu động/tổng tài sản sẽ 
cải thiện 4,28 lần khả năng thanh toán 
nhanh. Tuy vậy, mức độ sinh lời trên vốn 
chủ sở hữu và tỷ lệ nợ tăng khiến cho khả 
năng thanh khoản của doanh nghiệp giảm, 
mặc dù tác động không đáng kể. 
 2. Phương pháp nghiên cứu 
Các chỉ tiêu tài chính cần thiết của mô 
hình được tính toán và tổng hợp theo từng 
Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số 6 (19) – 2014 
 25 
năm. Nhằm chọn lựa được biến tác động tốt 
nhất đến mô hình, nghiên cứu thực hiện 
chọn lựa biến bằng phương pháp Forward 
Stepwise. Bên cạnh đó, kiểm định đa cộng 
tuyến nhằm kiểm tra mức độ tương quan 
giữa các biến. Các mô hình sẽ được xây 
dựng và kiểm định trong nghiên cứu để tìm 
ra mô hình phù hợp nhất với dữ liệu và các 
biến được chọn lựa là: (1) sai số nhỏ nhất 
(OLS); (2) tác động cố định (Fixed Effect); 
(3) tác động ngẫu nhiên (Random Effect); 
(4) sai số bình phương có trọng số (Wei-
ghted Least-Squares). 
Forward Stepwise được dùng để cải 
thiện tổng bình phương phần dư (Residual 
Sum of Squares) của mô hình. Điều này 
cho phép chọn lựa được các biến độc lập 
phù hợp nhất, giải thích được nhiều nhất 
cho biến cần nghiên cứu. Quy trình thực 
hiện của Forward Stepwise là mô hình sẽ 
được đánh giá tuần tự bằng cách thêm vào 
từng biến một, với khởi đầu là Y = hằng số 
cho đến 
n
i i
XY
0
. Mô hình được đề 
nghị là mô hình có giá trị R-square tốt nhất. 
3. Các nghiên cứu trước 
Opler và cộng sự (1999) đã thực nghiệm 
các yếu tố tác động đến thanh khoản của 
1048 công ty Mỹ từ 1971 đến 1994. Kết quả 
cho thấy thanh khoản có mối tương quan 
ngược chiều đến quy mô, vốn lưu động, đòn 
bẩy, chi trả cổ tức. Ở chiều ngược lại, tỷ lệ 
dòng tiền/tài sản, tỷ lệ chi tiêu vốn/tổng tài 
sản, rủi ro ngành, và tỷ lệ chi phí nghiên cứu 
phát triển/doanh thu có tương quan cùng 
chiều với thanh khoản. Các tác giả kết luận 
rằng các công ty lớn có tiếp cận thị trường 
vốn tốt hơn sẽ nắm giữ ít tiền mặt hơn, sẽ 
khiến chỉ số thanh khoản kém hơn. 
Ferreira và Vilela (2004) nghiên cứu 
các yếu tố quyết định tính thanh khoản của 
400 công ty tại 12 quốc gia EMU bao gồm 
Đức, Áo, Pháp, Hy Lạp, Ý, Hà Lan, Bồ 
Đào Nha, Tây Ban Nha, Bỉ, Ireland, Phần 
Lan và Luxemburg giai đoạn 1987–2000. 
Kết quả cho thấy tính thanh khoản chịu 
ảnh hưởng cùng chiều của cơ hội đầu tư 
và lưu chuyển tiền tệ của doanh nghiệp. 
Trong khi đó, đòn bẩy, quy mô doanh 
nghiệp và nợ có ảnh hưởng ngược chiều 
đến thanh khoản. 
Bruinshoofd và Kool (2004) đã tiến 
hành thực nghiệm về khả năng thanh khoản 
ngắn hạn của các công ty Hà Lan. Nghiên 
cứu sử dụng dữ liệu 453 doanh nghiệp giai 
đoạn 1986–1997. Các tác giả xem xét yếu 
tố quy mô, vốn lưu động, tài sản, doanh 
thu, tổng nợ, nợ ngắn hạn, đầu tư, lợi nhuận 
trên tài sản, thu nhập không chắc chắn, lãi 
suất bình quân là biến độc lập. Kết quả cho 
thấy vốn lưu động, đầu tư và lợi nhuận trên 
tài sản lại có tác động tiêu cực đến khả 
năng thanh khoản của công ty. 
Isshaq và Bokpin (2009) thu thập dữ 
liệu hàng năm giai đoạn 1991–2007 tại 
Ghana để đánh giá mối quan hệ giữa thanh 
khoản, quy mô, vốn lưu động, tỷ lệ đầu tư 
và lợi nhuận trên tài sản. Kết quả của 
nghiên cứu cho thấy quy mô, lợi nhuận trên 
tài sản và vốn lưu động và tỷ lệ đầu tư có 
mối quan hệ cùng chiều với khả năng thanh 
khoản của công ty. 
Chen và Mahajan (2010) nghiên cứu 
các công ty từ 45 quốc gia giai đoạn 1994–
2005. Mục tiêu nghiên cứu là đánh giá khả 
năng thanh khoản của công ty thông qua 
biến quy mô, dòng tiền/tài sản, vốn lưu 
động/tài sản, chi phí vốn/tài sản, tỷ lệ nợ, chi 
trả cổ tức. Nghiên cứu cho thấy dòng tiền có 
tác động cùng chiều trong khi vốn lưu động/ 
tài sản và tỷ lệ nợ có tác động ngược chiều 
với khả năng thanh khoản. 
Journal of Thu Dau Mot University, No 6 (19) – 2014 
 26 
Với mẫu nghiên cứu trong 3 năm (2008 
– 2010), Gill và Mathur (2011) đã chọn 164 
công ty trên thị trường chứng khoán 
Toronto, Canada nhằm tìm ra các yếu tố tác 
động đến thanh khoản của công ty. Quy mô, 
vốn lưu động ròng, tỷ lệ nợ, nợ ngắn hạn, tỷ 
lệ đầu tư và yếu tố ngành có tác động đến 
thanh khoản của công ty. Các biến có tác 
động ngược chiều đến thanh khoản là tỷ lệ 
nợ, vốn lưu động ròng và tỷ lệ đầu tư. 
4. Dữ liệu và biến nghiên cứu 
 4.1. Dữ liệu 
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp từ 
các bảng báo cáo tài chính (đã được kiểm 
toán) của các công ty đang niêm yết (trừ 
các tổ chức tài chính) tại thị trường chứng 
khoán Việt Nam (HoSE, HNX). Số liệu 
tính toán được sử dụng trong nghiên cứu là 
báo cáo kết quả cuối năm, giai đoạn 2007 – 
2013.Các điểm “đột biến” (outlier) sẽ được 
xử lý bằng phương pháp thống kê dựa trên 
phân phối chuẩn, nhằm tránh làm nhiễu 
trong phân tích dữ liệu và kết quả của mô 
hình hồi qui. Vì vậy, theo lý thuyết thống 
kê các giá trị nằm trong khoảng [ - 3 ; 
+ 3 ] (chiếm 99,8% dữ liệu) là các điểm 
không đột biến (Zimmermann, 1991) và sẽ 
được giữ lại để xem xét. Kết quả, nghiên 
cứu còn lại 620 công ty và tạo thành bảng 
không cân bằng với 3.103 quan sát. 
 4.2. Các biến nghiên cứu 
Nhằm tìm ra các yếu tố tác động đến 
thanh khoản của các doanh nghiệp niêm 
yết, biến thanh toán hiện hành (Y) sẽ được 
dùng như là một biến phụ thuộc. Các yếu tố 
tác động là các biến phụ thuộc được trình 
bày tóm tắt trong Bảng 1. 
Bảng 1: Ký hiệu, cách tính các biến dự kiến trong mô hình 
Biến Định nghĩa Đơn vị Cách tính 
Y Khả năng thanh toán hiện hành Lần Tài sản ngắn hạn / Nợ ngắn hạn 
X1 Tỷ số P/B Lần Giá trị thị trường / Giá trị sổ sách 
X2 Tỷ số P/E Lần Giá trị thị trường / EPS 
X3 Lợi nhuận / tổng tài sản bình quân % Lợi nhuận sau thuế / TTS bình quân 
X4 Tỷ số nợ % Nợ / Tổng tài sản 
X5 
Tỷ lệ lưu chuyển tiền thuần 
% 
Lưu chuyển tiền thuần từ HĐKD/ 
TTS 
X6 Tỷ lệ vốn lưu động % (Tài sản NH – Nợ NH) / TTS 
X7 Tăng trưởng tài sản cố định % TSCĐt / TSCĐt-1 - 1 
Ghi chú: TTS: Tổng tài sản; EPS (Earning Per Share): thu nhập trên 
mỗi cổ phần; TSCĐ: Tài sản cố định; HĐKD: Hoạt động kinh doanh. 
 4.3. Mô tả dữ liệu 
Để đánh giá tổng quan về tính chất và đặc thù của các biến trong mô hình, nghiên cứu 
thực hiện các thống kê mô tả được trình bày trong Bảng 2. 
Từ kết quả thống kê mô tả ở Bảng 2, có thể nhận thấy ngoại trừ biến X3 và X4 thì phân 
bố dữ liệu của các biến hầu hết đều lệch trái so với giá trị trung bình (Kurtosis >0) và không 
tuân theo phân phối chuẩn. Bên cạnh đó, độ phân tán dữ liệu của một số chỉ tiêu biến rất 
lớn như X2, X7. Điều này cho thấy mức độ phân hóa về giá trị thị trường/thu nhập mỗi cổ 
phần và tỷ lệ đầu tư tài sản cố định của các doanh nghiệp trên sàn là rất lớn. 
Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số 6 (19) – 2014 
 27 
Bảng 2: Thống kê mô tả các biến trong mô hình 
* 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; X7 : Tăng trưởng tài sản cố định. 
Bảng 3 trình bày ma trận tương quan và kiểm tra đa cộng tuyến của các biến độc lập 
trong mô hình. 
Bảng 3: Ma trận tương quan và kiểm tra đa cộng tuyến 
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; X7 : Tăng trưởng tài sản cố định. Nguồn: Tính toán của tác giả 
Giá trị tương quan lớn nhất trong mô hình là 0,573, giữa X6 (tỷ lệ vốn lưu động) và X4 
(tỷ số nợ). Bên cạnh đó, giá trị VIF(Variance Inflation Factor) lớn nhất chỉ là 1,66 cho thấy 
không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến, không có sự đa cộng tuyến (tuyến tính) giữa các 
biến trong dữ liệu nghiên cứu. 
5. Mô hình nghiên cứu 
 5.1. Mô hình đề nghị 
Dựa trên cơ sở của các nghiên cứu trước và thực tế tình hình Việt Nam, nghiên cứu đề 
xuất mô hình hồi quy xem xét các yếu tố tác động đến tính thanh khoản của doanh nghiệp 
niêm yết tại Việt Nam như sau: 
Y = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4 + β5X5 + β6X6 + β7X7 (1) 
Với: 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; X7: Tăng trưởng tài sản cố định. 
 5.2. Chọn lựa biến 
Như đã đề cập trong phương pháp nghiên cứu, các biến sẽ được lựa chọn để đưa vào 
mô hình cuối cùng sẽ được thực hiện bằng phương pháp Forward Stepwise. Kết quả chọn 
lựa biến được trình bày trong hình 1. 
vars n mean sd skew kurtosis se
Y 3103 2,02 1,83 3,99 21,89 0,03
X1 3103 1,15 1,08 3,19 13,92 0,02
X2 3103 15,03 45,73 5,92 64,00 0,82
X3 3103 6,75 8,31 0,86 4,66 0,15
X4 3103 51,11 21,55 -0,25 -0,87 0,39
X5 3103 5,15 16,29 0,46 6,46 0,29
X6 3103 0,21 0,21 0,32 0,03 0,00
X7 3103 0,29 1,14 7,62 79,16 0,02
 X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 VIF
X1 1,000 1,23
X2 0,014 1,000 1,03
X3 0,403 -0,114 1,000 1,66
X4 -0,090 -0,016 -0,419 1,000 1,66
X5 0,121 -0,077 0,336 -0,186 1,000 1,17
X6 0,086 0,025 0,353 -0,573 0,010 1,000 1,58
X7 0,136 -0,017 0,067 0,024 -0,003 -0,045 1,000 1,02
Journal of Thu Dau Mot University, No 6 (19) – 2014 
 28 
Từ Hình 1, có thể nhận thấy mô hình có giá trị R-squared điều chỉnh tốt nhất là mô 
hình có sự xuất hiện từ biến X1 đến X6, biến X7 bị loại khỏi mô hình cuối cùng. Hình 1 
cũng cho thấy nếu thêm biến X7 vào mô hình, nghĩa là mô hình có đầy đủ 7 biến độc lập 
như ở phương trình (1) sẽ làm mức độ giải thích của biến độc lập đối với biến phụ thuộc sẽ 
bị giảm sút. Điều này cho thấy nghiên cứu chưa tìm được mối quan hệ tuyến tính của chỉ số 
đầu tư tài sản cố định đến khả năng thanh khoản của các doanh nghiệp niêm yết trong mẫu 
nghiên cứu. Do đó, mô hình nghiên cứu sẽ được rút gọn như sau: 
Y = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4 + β5X5 + β6X6 (2) 
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. 
6. Kết quả và thảo luận 
Với các biến đã được chọn lựa và đề xuất mô hình như phương trình (2), nghiên cứu 
thực hiện hồi quy OLS với kết quả được trình bày như trong Bảng 4 dưới đây. 
Bảng 4: Kết quả hồi quy theo OLS 
Residuals:
 Min 1Q Median 3Q Max 
-1.6515 -0.6737 -0.2053 0.3072 12.8224 
-----------------------------------------------------------------
Coefficients:
 Estimate Std. Error t value Pr(>|t|) 
(Intercept) 2.3722883 0.0981848 24.161 < 2e-16 ***
 X1 0.0444488 0.0233443 1.904 0.05700 . 
 X2 0.0007647 0.0005078 1.506 0.13218 
 X3 -0.0102984 0.0035470 -2.903 0.00372 ** 
 X4 -0.0255387 0.0013688 -18.658 < 2e-16 ***
 X5 0.0036356 0.0015197 2.392 0.01680 * 
 X6 4.5016500 0.1366881 32.934 < 2e-16 ***
-----------------------------------------------------------------
Signif. codes: 0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1
Residual standard error: 1.276 on 3096 degrees of freedom
Multiple R-squared: 0.5163, Adjusted R-squared: 0.5154 
F-statistic: 550.8 on 6 and 3096 DF, p-value: < 2.2e-16
Hình 1: Kết quả chạy 
Forward Stepwise dựa trên 
R-squared điều chỉnh 
Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số 6 (19) – 2014 
 29 
Dễ dàng nhận thấy các biến độc lập xem xét trong mô hình giải thích được đến 51,63% 
cho khả năng thanh khoản của doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam, giai đoạn 2007 – 2013. 
Đa số các biến đều có mức 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