Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có điều tiết bởi sở hữu Nhà nước tại các doanh nghiệp Việt Nam

Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có
điều tiết bởi sở hữu Nhà nước tại các doanh nghiệp
Việt Nam
Lê Hoàng Vinh - Lê Thị Thanh Hồng

Trường Đại học Kinh tế - Luật, Đại học Quốc gia TP. HCM
Ngày nhận: 29/09/2021

Ngày nhận bản sửa: 15/10/2021

Ngày duyệt đăng: 03/11/2021

Tóm tắt: Mục tiêu của bài viết là đánh giá vai trò điều tiết của sở hữu nhà nước

đối với tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính tại các doanh nghiệp Việt
Nam. Mẫu nghiên cứu là 399 doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
trong giai đoạn 2015 - 2020, được lựa chọn theo phương pháp chọn mẫu có mục
đích. Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài chính và thống kê giao dịch
cổ phiếu của hệ thống FiinPro thuộc Công ty cổ phần tập đoàn FiinGroup. Căn cứ
kết quả ước lượng theo các phương pháp ước lượng cơ bản cho dữ liệu bảng, nhóm
tác giả xác định FEM phù hợp hơn Pooled OLS và REM; tuy nhiên mơ hình này lại
có hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi, vì vậy nhóm tác giả khắc
phục bằng phương pháp ước lượng GLS. Kết quả ước lượng theo GLS đúc kết rằng

Impact of cash holdings on financial performance at Vietnamese firms with state ownership
as a moderating variable

Abstract: The aim of this paper is to access the moderating role of state ownership on the impact
of cash holdings on financial performance at Vietnamese firms. The research sample is 399 nonfinancial firms listed in Vietnam in the period 2015-2020, selected by the purposive sampling method.
The research data is collected from financial statements and stock trading statistics of FiinGroup
Corporation’s FiinPro system. With the estimated results according to the basic methods for panel

data analysis, we determined that FEM is more suitable than Pooled OLS and REM; however, the model
has autocorrelation and heteroskedasticity problem. As a result, we used the GLS estimation method
to fix them. The final result concludes that cash holdings and state ownership have positive effects on
financial performances of firms, and state ownership plays a moderating role to increase the impact of
cash holdings on financial performance; accordingly, the article recommends cash management from
a financial view in non-financial firms with state ownership as a moderating variable.
Keywords: Cash holdings; Financial performance; State ownership
Le, Hoang Vinh
Email:

Le, Thi Thanh Hong
Email:

Organization of all: University of Economics and Law, Vietnam National University - Ho Chi Minh City

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
Số 236+237 - Tháng 1 & 2. 2022

28

© Học viện Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X


LÊ HOÀNG VINH - LÊ THỊ THANH HỒNG

lượng tiền nắm giữ và sở hữu nhà nước tác động cùng chiều đến hiệu quả tài chính,
và sở hữu nhà nước đóng vai trò điều tiết gia tăng tác động của nắm giữ tiền đến
hiệu quả tài chính tại các doanh nghiệp. Theo đó, bài viết gợi ý và khuyến nghị dưới
góc độ tài chính về quản trị tiền tại các doanh nghiệp có sở hữu nhà nước.

Từ khóa: Nắm giữ tiền, Hiệu quả tài chính, Sở hữu nhà nước

1. Giới thiệu
Tiền được xem như là máu để nuôi
sống doanh nghiệp (Lee, 1986; Atrill &
McLaney, 2017), nếu tỷ trọng lượng tiền
nắm giữ trong tổng tài sản càng lớn thì
doanh nghiệp càng gia tăng thêm sự ổn
định, đảm bảo khả năng chi trả các khoản
nợ vay đến hạn, chi trả lãi vay, hay các
trách nhiệm tài chính khác. Mức độ nắm
giữ tiền tùy vào đặc điểm riêng của từng
doanh nghiệp nhằm tối ưu hóa hiệu quả tài
chính, được giải thích bởi lý thuyết đánh
đổi của Myers (1977), lý thuyết trật tự phân
hạng của Myers & Majiluf (1984) và lý
thuyết dòng tiền tự do của Jensen (1986).
Ngồi ra, mơ hình lý thuyết quản trị tiền
được đề xuất bởi Baumol (1952), Miller
& Orr (1966) cũng đã cung cấp công cụ
chỉ ra rằng các doanh nghiệp cần phải xác
định lượng tiền nắm giữ nhằm tối thiểu hóa
chi phí liên quan cũng như đảm bảo thanh
khoản và động cơ khác, góp phần đạt hiệu
quả quản trị tài chính của doanh nghiệp.
Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã cung
cấp minh chứng đáng tin cậy về hiệu quả
tài chính chịu sự tác động cùng chiều
bởi nắm giữ tiền tại các doanh nghiệp
(Couderc, 2005; Saddour, 2006; Naoki,

2012; Vijayakumaran & Atchyuthan,
2017; Rocca & cộng sự, 2019; Rocca &
Cambrea, 2019; Jabbouri & Almustafa,
2020; Kristanto & cộng sự, 2019; Ifada
& cộng sự, 2020; Yun & cộng sự 2020),
trong khi đó Cheryta & cộng sự (2018) lại
khẳng định mối quan hệ tác động ngược

chiều. Mở rộng hơn, các nghiên cứu còn
đánh giá vai trò điều tiết của các yếu tố
có liên quan đối với tác động của nắm giữ
tiền đến hiệu quả tài chính, chẳng hạn chất
lượng thể chế và hệ thống tài chính (Rocca
& cộng sự, 2019), quyết định đầu tư và tỷ
số nợ (Kristanto & cộng sự, 2019), vấn đề
quản trị và sở hữu (Yun & cộng sự, 2020;
Kristanto & cộng sự, 2019).
Với bối cảnh các doanh nghiệp phi tài chính
niêm yết tại Việt Nam, Nhà nước vẫn đóng
vai trị đáng kể với tỷ lệ sở hữu tại các doanh
nghiệp trong mẫu nghiên cứu của bài viết
trung bình là 25,73%. Vì vậy, trong phạm
vi bài viết này, nhóm tác giả sẽ đánh giá tác
động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính
đối với trường hợp các doanh nghiệp phi tài
chính niêm yết tại Việt Nam, mở rộng hơn
so với các bằng chứng thực nghiệm trên cơ
sở phân tích vai trị điều tiết mối quan hệ tác
động này bởi yếu tố sở hữu nhà nước.
2. Cơ sở lý thuyết, bằng chứng thực

nghiệm và giả thuyết nghiên cứu
Lý thuyết đánh đổi được đề xuất bởi Opler
& cộng sự (1999) cho rằng doanh nghiệp
có thể xác định một mức nắm giữ tiền
bằng cách cân bằng chi phí biên của việc
nắm giữ tài sản có tính thanh khoản cao và
lợi nhuận biên của việc nắm giữ tiền. Lợi
nhuận biên của việc nắm giữ tiền sẽ làm
giảm khả năng kiệt quệ tài chính, cho phép
doanh nghiệp thực hiện đầu tư tối ưu, tránh
các chi phí phát sinh của việc tài trợ từ bên
ngoài hay thanh lý các tài sản của doanh

Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

29


Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có điều tiết bởi sở hữu Nhà nước
tại các doanh nghiệp Việt Nam

nghiệp. Khơng những thế, lợi ích của việc
nắm giữ tiền còn được đúc kết dựa trên lý
thuyết thanh khoản của Keynes (1936) với 3
động cơ là giao dịch, phòng ngừa và đầu cơ,
khẳng định lượng tiền được nắm giữ sẽ cho
phép các doanh nghiệp giảm thiểu chi phí
giao dịch, đảm bảo thanh khoản và gia tăng
cơ hội chấp nhận dễ dàng đối với các khoản
đầu tư mới, theo đó hiệu quả tài chính của

doanh nghiệp được kỳ vọng cải thiện hơn.
Lý thuyết trật tự phân hạng được đề xuất
bởi Myers (1984), cho rằng các nhà quản
lý doanh nghiệp có thể tự quyết định thứ tự
tài trợ vốn sao cho giảm thiểu chi phí bất
cân xứng thơng tin và các chi phí tài chính
khác, theo đó các doanh nghiệp ưu tiên sử
dụng nguồn tài trợ nội bộ so với nguồn tài
trợ bên ngoài. Tuy nhiên, sự ưu tiên vừa đề
cập có thể phát sinh những tiêu cực đối với
hoạt động kinh doanh bởi yếu tố sẵn có của
tiền làm gia tăng khả năng xảy ra vấn đề đại
diện, hiện tượng đầu tư quá mức và nguy
cơ tổn thất từ gian lận (Brealey & cộng sự,
2008; Dittmar & cộng sự, 2003). Opler &
cộng sự (1999) sử dụng lý thuyết trật tự phân
hạng để phân tích mối quan hệ giữa nắm giữ
tiền với hiệu quả doanh nghiệp, kết quả tìm
thấy là tác động cùng chiều, Pinkowitz &
Williamson (2002) cũng ủng hộ kết quả này
và cho rằng lượng tiền sẵn có sẽ đáp ứng, hỗ
trợ cho doanh nghiệp trong bất kỳ giai đoạn
khủng hoảng hay phát sinh những bất trắc
trong quá trình hoạt động.
Kornai (1979, 1998) cho rằng các doanh
nghiệp nhà nước tại Hungary thua lỗ triền
miên nhưng không bao giờ phá sản bởi
chính sách giải cứu hoặc cứu trợ của Chính
phủ, theo đó tác giả này đề xuất lý thuyết
ràng buộc ngân sách mềm (soft-budget

constraint). Kornai & cộng sự (2003) cũng
cho rằng Chính phủ có thể triển khai các
gói hỗ trợ, tín dụng ưu đãi hoặc hỗ trợ gián
tiếp để giảm bớt sự hạn chế ngân sách của
doanh nghiệp có sở hữu nhà nước. Theo đó,

30

Lý thuyết ràng buộc ngân sách mềm cho
rằng nguyên nhân chính của sự kém hiệu
quả của doanh nghiệp là vấn đề sở hữu nhà
nước điều tiết, một doanh nghiệp với tỷ lệ
sở hữu nhà nước cao sẽ có khuynh hướng
giảm lượng dự trữ tiền bởi sự dễ dàng tiếp
cận tín dụng từ hệ thống ngân hàng thương
mại nhà nước ngay cả khi doanh nghiệp
đang khó khăn về tài chính và mất khả năng
tiếp cận các nguồn vốn tư nhân bên ngoài.
Megginson & cộng sự (2014) cho rằng sở
hữu nhà nước càng cao sẽ dễ dàng dẫn đến
hạn chế sự ràng buộc ngân sách mềm, có
khả năng phát sinh những vấn đề tiêu cực
hơn, các khoản đầu tư mang tính chính trị
với mức sinh lời thấp được ưu tiên hơn và
xảy ra hiện tượng đầu tư dưới mức, suy
giảm hiệu quả tài chính của doanh nghiệp.
Như vậy, sở hữu nhà nước không chỉ là yếu
tố tác động ngược chiều đến hiệu quả tài
chính, mà cịn đóng vai trò điều tiết giảm
tác động của lượng tiền nắm giữ đến hiệu

quả tài chính của các doanh nghiệp.
Nhiều bằng chứng thực nghiệm đã khẳng
định tác động của nắm giữ tiền đến hiệu
quả doanh nghiệp với những lựa chọn khác
nhau về thước đo làm đại diện tùy theo bối
cảnh nghiên cứu cụ thể. Tỷ lệ nắm giữ tiền
tác động cùng chiều đến hiệu quả tài chính
được đúc kết bởi nghiên cứu của Couderc
(2005) với trường hợp các doanh nghiệp
tại Canada, Pháp, Đức, Anh và Mỹ trong
giai đoạn 1989-2002, Saddour (2006) với
trường hợp các doanh nghiệp ở Pháp từ
năm 1998 đến năm 2002, và Naoki (2012)
cho trường hợp các doanh nghiệp niêm yết
tại Nhật Bản trong giai đoạn 1980-2010.
Vijayakumaran & Atchyuthan (2017) lựa
chọn phạm vi nghiên cứu là các doanh
nghiệp niêm yết trên Sở giao dịch chứng
khoán (SGDCK) Colombo trong giai đoạn
2011- 2015, Rocca & cộng sự (2019) xem
xét các doanh nghiệp vừa và nhỏ ở Châu
Âu từ năm 2008 đến năm 2015. Rocca &

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022


LÊ HOÀNG VINH - LÊ THỊ THANH HỒNG

Cambrea (2019) chọn các doanh nghiệp lớn
ở Italia trong giai đoạn 1980- 2015, Jabbouri

& Almustafa (2020) phân tích trường hợp
các doanh nghiệp tại các thị trường mới
nổi khu vực Trung Đông và Bắc Phi trong
giai đoạn 2004- 2018, Kristanto & cộng sự
(2019) nghiên cứu trường hợp các công ty
niêm yết trên SGDCK Indonesia trong giai
đoạn 2001- 2017, Ifada & cộng sự (2020)
sử dụng dữ liệu của các công ty sản xuất
niêm yết trên SGDCK Indonesia trong thời
kỳ 2016- 2018, Yun & cộng sự (2020) đánh
giá trường hợp các doanh nghiệp tại Trung
Quốc trong giai đoạn 2003- 2016, đều tìm
thấy kết quả tác động cùng chiều của nắm
giữ tiền đến hiệu quả doanh nghiệp.
Trong khi đó, Anagnostopoulou (2013)
phân tích tác động của nắm giữ tiền đến
hiệu quả doanh nghiệp tại Anh trong giai
đoạn 2001-2009, đúc kết rằng nắm giữ tiền
tác động cùng chiều đến hiệu quả doanh
nghiệp với phạm vi không gian là các cơng
ty tư nhân, trong khi đó mối quan hệ này
khơng ý nghĩa cho trường hợp cơng ty đại
chúng. Theo đó tác giả hàm ý rằng kết quả
thực nghiệm được tìm thấy là biểu hiện đại
diện chứng minh cho những hạn chế trong
việc thực hiện tăng vốn của các công ty
chưa niêm yết so với đã niêm yết.
Cheryta & cộng sự (2018) đánh giá tác
động của địn bẩy tài chính, lợi nhuận,
thông tin bất cân xứng, quy mô doanh

nghiệp đến nắm giữ tiền và giá trị công
ty cho trường hợp các doanh nghiệp niêm
yết trên thị trường chứng khoán (TTCK)
Indonesia trong giai đoạn 2012- 2015.
Nhóm tác giả khẳng định rằng địn bẩy
tài chính ảnh hưởng ngược chiều đến tỷ lệ
nắm giữ tiền, khả năng sinh lời ảnh hưởng
cùng chiều đến tỷ lệ nắm giữ tiền và giá trị
công ty, trong khi đó tỷ lệ nắm giữ tiền lại
ảnh hưởng ngược chiều đến giá trị công ty,
và tỷ lệ nắm giữ tiền cũng sẽ đóng vai trị
trung gian cho mối quan hệ giữa bất cân

xứng thơng tin với quy mơ doanh nghiệp.
Ngồi ra, các nghiên cứu thực nghiệm còn
cung cấp bằng chứng tác động cùng chiều
của nắm giữ tiền hiệu quả doanh nghiệp sẽ
trở nên mạnh hơn bởi chất lượng thể chế
kém và hệ thống tài chính kém phát triển
(Rocca & cộng sự, 2019), bởi đầu tư, sở hữu
tổ chức và thành viên độc lập (Kristanto &
cộng sự, 2019), bởi chỉ số quản trị doanh
nghiệp và sở hữu nhà nước (Yun & cộng sự,
2020). Ngược lại, sự điều tiết làm giảm tác
động của nắm giữ tiền đến hiệu quả doanh
nghiệp bởi yếu tố sở hữu nội bộ và tỷ số nợ
theo kết quả nghiên cứu của Kristanto &
cộng sự (2019), bởi sở hữu gia đình và sở
hữu tập trung theo đúc kết của Yun & cộng
sự (2020). Mặc dù Ifada & cộng sự (2020)

đưa ra thêm bằng chứng về tác động của
đòn bẩy tài chính đến tỷ lệ nắm giữ tiền
nhưng việc nắm giữ tiền lại khơng đóng vai
trị trung gian cho mối quan hệ giữa đòn
bẩy đối với hiệu quả tài chính được đại diện
bởi giá trị doanh nghiệp.
Anton & Nucu (2019) khẳng định tác động
phi tuyến bậc 2 của nắm giữ tiền đến giá
trị cơng ty thơng qua phân tích dữ liệu từ
719 cơng ty phi tài chính niêm yết tại Ba
Lan trong giai đoạn 2007- 2016, cụ thể là
mối quan hệ theo hình chữ U ngược và tỷ lệ
nắm giữ tiền tối ưu là 27,06% trong tổng tài
sản. Alnori (2020) cũng tìm thấy tác động
phi tuyến tương tự khi phân tích trường
hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm
yết ở Ả Rập trong giai đoạn 2005- 2016, và
giải thích rằng kết quả này minh chứng cho
lý thuyết đánh đổi về mức dự trữ tiền tối ưu
dựa trên cân đối lợi ích và chi phí liên quan.
Nisasmara & Musdholifah (2016) phân
tích các cơng ty thuộc lĩnh vực bất động
sản niêm yết trên SGDCK Indonesia trong
giai đoạn 2008- 2013, nhóm tác giả lại
khơng tìm thấy bằng chứng đáng tin cậy về
ảnh hưởng của nắm giữ tiền đến hiệu quả
tài chính được đại diện bởi giá trị doanh

Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

31


Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có điều tiết bởi sở hữu Nhà nước
tại các doanh nghiệp Việt Nam

nghiệp và khả năng sinh lời cũng cho kết
quả tương tự. Tuy nhiên, cấu trúc vốn và
quản trị công ty ảnh hưởng cùng chiều đến
giá trị doanh nghiệp.
Căn cứ lược khảo nghiên cứu thực nghiệm,
nhóm tác giả nhận thấy có 3 xu hướng
nghiên cứu chủ yếu về tác động của nắm
giữ tiền đến hiệu quả tài chính tại các
doanh nghiệp phi tài chính, bao gồm (i) tác
động tuyến tính và độc lập, tập trung vào
kết quả cùng chiều, (ii) tác động phi tuyến
bậc 2 và ủng hộ kết quả dạng hình chữ U
ngược, và (iii) tác động tuyến tính có điều
tiết bởi các yếu tố đặc điểm doanh nghiệp
hay môi trường hoạt động, chẳng hạn như
đầu tư, nợ, quản trị công ty, vấn đề sở hữu,
chất lượng thể chế hay một số yếu tố khác,
và kết quả tạo nên tác động mạnh hơn hay
xoa dịu tùy trường hợp cụ thể. Tuy nhiên,
các bằng chứng cho xu hướng (iii) chưa đa
dạng và tác động điều tiết của các yếu tố
cũng không giống nhau giữa các công ty
trong những bối cảnh mơi trường hoạt động
khác nhau. Vì vậy, nhóm tác giả kỳ vọng

bài viết này sẽ cung cấp minh chứng thực
tiễn cho trường hợp các doanh nghiệp phi
tài chính niêm yết tại Việt Nam về tác động
của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính khi
có điều tiết bởi sở hữu nhà nước. Theo đó,
nhóm tác giả đặt ra hai giả thuyết nghiên
cứu như sau:
Giả thuyết H1: Nắm giữ tiền tác động cùng
chiều đến hiệu quả tài chính
Giả thuyết H2: Sở hữu nhà nước có điều tiết
tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài
chính.
3. Mơ hình nghiên cứu
Bài viết đánh giá vai trò điều tiết của sở
hữu nhà nước đối với tác động của nắm
giữ tiền đến hiệu quả tài chính cho trường
hợp doanh nghiệp phi tài chính niêm yết tại
Việt Nam, căn cứ vào lược khảo lý thuyết,

32

bằng chứng thực nghiệm và đúc kết giả
thuyết nghiên cứu tại mục 2, mơ hình hồi
quy như sau:
PERFi,t = β0 + β1 * CASHi,t + β2 * SOWNi,t
+ β3 * (SOWN*CASH)i,t + β4 * LEVi,t
+ β5 * SIZEi,t + β6 * TANGi,t + β7 *
GROWTHi,t + εi,t
Trong đó: β là hệ số hồi quy, i và t tương
ứng với từng doanh nghiệp và theo từng

năm và ε là sai số của mơ hình.
Biến phụ thuộc là hiệu quả tài chính
(PERF), theo đó quản trị tài chính xác định
mục tiêu cuối cùng là tạo ra giá trị và sự gia
tăng giá trị thị trường của doanh nghiệp. Vì
vậy biến này được đo lường biến này bằng
Tobin’s Q, sử dụng dữ liệu thị trường và
bảng cân đối kế toán của các doanh nghiệp.
Biến độc lập là nắm giữ tiền (CASH), thể
hiện lượng tiền (kể cả các khoản tương
đương tiền) được duy trì trong danh mục
tài sản của doanh nghiệp, theo đó biến này
được đo lường bởi tỷ lệ lượng tiền nắm giữ
(kể cả các khoản tương đương tiền) trên
tổng tài sản, sử dụng dữ liệu từ bảng cân
đối kế toán của các doanh nghiệp.
Biến điều tiết là sở hữu Nhà nước (SOWN),
thể hiện mức độ tham gia đầu tư vốn của Nhà
nước vào các doanh nghiệp với tư cách là cổ
đông, theo đó biến này được đo lường bởi tỷ
lệ sở hữu cổ phiếu của Nhà nước, sử dụng dữ
liệu thống kê về tỷ lệ sở hữu Nhà nước.
Ngồi ra, mơ hình có bao gồm các biến
kiểm sốt, bao gồm: (i) Địn bẩy tài chính
(LEV) thể hiện mức độ sử dụng nợ trong cơ
cấu nguồn vốn của doanh nghiệp, được đo
lường bởi tỷ số nợ, sử dụng dữ liệu từ bảng
cân đối kế tốn, (ii) Quy mơ doanh nghiệp
(SIZE), được đo lường bằng logarit của
tổng tài sản, sử dụng dữ liệu từ bảng cân

đối kế toán, (iii) Tài sản cố định hữu hình
(TANG), thể hiện năng lực hoạt động sản
xuất kinh doanh của doanh nghiệp, được
đo lường bằng tỷ trọng tài sản cố định hữu
hình trên tổng tài sản, sử dụng dữ liệu từ

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022


LÊ HOÀNG VINH - LÊ THỊ THANH HỒNG

bảng cân đối kế toán, và (iv) Khả năng tăng
trưởng (GROWTH), thể hiện khả năng gia
tăng thị phần, sự thay đổi về mặt lượng
của doanh nghiệp, đo lường bởi tỷ lệ tăng
(giảm) doanh thu thuần từ bán hàng và cung
cấp dịch vụ, sử dụng dữ liệu từ báo cáo kết
quả kinh doanh của các doanh nghiệp.
Bảng 1 tổng hợp các biến, cách đo lường
biến trong mơ hình nghiên cứu của bài viết.

4. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
Bài viết sử dụng phương pháp chọn mẫu có
mục đích, các điều kiện đặt ra bao gồm: (i)
Doanh nghiệp cung cấp đầy đủ báo cáo tài
chính từ năm 2015 đến năm 2020, (ii) Tất cả
báo cáo tài chính đã được kiểm tốn và báo
cáo kiểm tốn phải ý kiến chấp nhận tính
hợp lý và trung thực theo nguyên tắc trọng
yếu, và (iii) Cổ phiếu của doanh nghiệp cịn

Bảng 1. Đo lường các biến trong mơ hình nghiên cứu
Biến

Cách đo lường

PERF

Tổng giá trị
sổ sách của nợ

CASH

SOWN

LEV

SIZE

TANG

GROWTH

Nghiên cứu thực nghiệm
+

Tổng giá thị trường
của cổ phiếu

Tổng giá trị tài sản theo sổ sách

Tiền và các khoản tương đương tiền
Tổng tài sản

Anton & Nucu (2019), Ifada & cộng sự
(2020), Kristanto & cộng sự (2019),
Nisasmara & Musdholifah (2016)
Anton & Nucu (2019), Ifada &
cộng sự (2020), Naoki (2012),
Anagnostopoulou (2013), Cheryta
và cộng sự (2018), Alnori (2020),
Jabbouri & Almustafa (2020), Kristanto
& cộng sự (2019), Megginson & cộng
sự (2014)¸ Yun & cộng sự (2020),
Vijayakumaran & Atchyuthan (2017),
Rocca & cộng sự (2019).

Số lượng cổ phiếu thuộc sở hữu Nhà nước Megginson & cộng sự (2014), Yun &
cộng sự (2020)
Tổng số cổ phiếu của doanh nghiệp

Nợ
Tổng tài sản

Logarit của Tổng tài sản
Tài sản cố định hữu hình
Tổng tài sản
Doanh thu thuần
năm nay

–

Doanh thu thuần
năm trước

Doanh thu thuần năm trước

Anton & Nucu (2019), Ifada & cộng
sự (2020), Jabbouri & Almustafa
(2020), Kristanto & cộng sự (2019),
Yun & cộng sự (2020), Vijayakumaran
& Atchyuthan (2017), Rocca & cộng
sự (2019), Anagnostopoulou (2013),
Cheryta và cộng sự (2018)
Anton & Nucu (2019), Cheryta và
cộng sự (2018), Yun & cộng sự
(2020), Rocca & cộng sự (2019),
Vijayakumaran & Atchyuthan (2017)
Vijayakumaran & Atchyuthan (2017),
Yun & cộng sự (2020)
Jabbouri & Almustafa (2020), Kristanto
& cộng sự (2019), Vijayakumaran &
Atchyuthan (2017), Yun & cộng sự
(2020), Rocca & cộng sự (2019)
Nguồn: Tổng hợp của nhóm tác giả

Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

33

Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có điều tiết bởi sở hữu Nhà nước
tại các doanh nghiệp Việt Nam

niêm yết trên thị trường tính đến thời điểm
kết thúc năm tài chính 2020. Theo đó, bài
viết đã xác định được mẫu nghiên cứu gồm
399 doanh nghiệp, với phạm vi nghiên cứu
theo thời gian là giai đoạn 2015-2020; sự
lựa chọn từ năm 2015 này nhằm đảm bảo
tính nhất quán khi đo lường các chỉ tiêu
từ nguồn báo cáo tài chính được thực hiện
thống nhất theo Thơng tư 200/2014/TTBTC về chế độ kế toán doanh nghiệp.
Bài viết sử dụng dữ liệu thứ cấp từ nguồn
hệ thống báo cáo tài chính của các doanh
nghiệp và các dữ liệu thị trường thông qua
hệ thống FiinPro do Công ty cổ phần tập
đoàn FiinGroup cung cấp. Với dữ liệu dạng
bảng, kết quả nghiên cứu được xác định
bởi phương pháp nghiên cứu định lượng,
cụ thể là bài viết sẽ ước lượng kết quả hồi
quy theo mơ hình hồi quy gộp (Pooled
OLS), mơ hình tác động cố định (FEM) và
mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM), kèm
theo là các kiểm định lựa chọn ước lượng
phù hợp. Nếu có các hiện tượng phương sai
thay đổi và tự tương quan thì nhóm tác giả
sẽ khắc phục bởi phương pháp bình phương
nhỏ nhất tổng quát (GLS) để tăng thêm tính
vững chắc của kết quả ước lượng.

5. Kết quả nghiên cứu
Dựa trên dữ liệu nghiên cứu, bài viết thực

hiện thống kê mơ tả các biến trong mơ hình
nghiên cứu, kết quả trình bày tại Bảng 2.
Với thống kê mơ tả tại Bảng 2, hiệu quả
tài chính thể hiện qua chỉ số Tobin’ Q của
các doanh nghiệp đạt giá trị trung bình là
1,0060, cho thấy giá trị thị trường vượt trội
hơn so với giá trị sổ sách, độ lệch chuẩn chỉ
số này là 0,3956, giá trị thấp nhất là 0,0813
và cao nhất là 3,0263. Biến độc lập CASH
được đại diện bởi tỷ lệ tiền và các khoản
tương đương tiền trên tổng tài sản, trung
bình của các doanh nghiệp trung bình là
9,11%, với độ lệch chuẩn là 8,37%. Biến
điều tiết SOWN được đại diện bởi số lượng
cổ phiếu thuộc sở hữu Nhà nước trên tổng
số lượng cổ phiếu của các doanh nghiệp,
trung bình là 25,73%, theo đó Nhà nước
đóng vai trị có ảnh hưởng đáng kể trong
các doanh nghiệp. Ngồi ra, Bảng 2 cịn
thống kê mơ tả về việc sử dụng nợ trung
bình của các doanh nghiệp khơng q 50%
thể hiện bởi biến LEV, sự đa dạng về quy
mô doanh nghiệp thể hiện qua biến SIZE,
tỷ trọng đầu tư vào các tài sản cố định
(TANG) trung bình 21,31% và nhìn chung,
các doanh nghiệp đều có xu hướng tăng
trưởng trong giai đoạn 2015 - 2020 thể hiện

qua biến GROWTH.
Theo Bảng 3, nhóm tác giả xác định ma
trận tương quan giữa các biến trong mơ
hình nghiên cứu và hệ số phóng đại phương

Bảng 2. Thống kê mơ tả các biến
Biến

Quan sát

Trung bình

Độ lệch chuẩn

Giá trị nhỏ nhất

Giá trị lớn nhất

PERF

2.394

1,0060

0,3956

0,0813

3,0263

SOWN

2.394

0,2573

0,2535

0,0000

0,9672

CASH

2.394

0,0911

0,0837

0,0004

0,4925

LEV

2.394

0,4920

0,2221

0,0041

1,2441

SIZE

2.394

5,8205

0,6610

4,1830

8,0669

TANG

2.394

0,2131

0,2007

0,0000

0,9339

GROWTH

2.394

0,3130

5,8272

-1,0427

244,46

Nguồn: Xử lý từ dữ liệu nghiên cứu bằng Stata 15

34

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022


LÊ HOÀNG VINH - LÊ THỊ THANH HỒNG

Bảng 3. Ma trận tương quan của các biến và VIF
PERF
PERF

SOWN

CASH

LEV

SIZE

TANG GROWTH

1

SOWN

0,1238***

1

CASH

0,1443***

0,0340*

LEV

0,1213***

0,1081*** -0,2343***

1

SIZE

0,1046***

-0,0437** -0,1433***

0,3089***

1

TANG

0,1071***

0,1625*** -0,1269***

-0,0460**

0,1103***

1

GROWTH

0,0137

VIF

1

-0,0258

-0,0152

0,0095

-0,0415**

-0,0369*

1

1,06

1,09

1,20

1,14

1,08

1,00

Nguồn: Xử lý từ dữ liệu nghiên cứu bằng Stata 15
(***), (**) và (*) Mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%

Bảng 4. Kết quả ước lượng và các kiểm định
Biến

Pooled OLS

REM

FEM

GLS

-0,1103
-0,2269**
0,5313***
(-1,21)
(-2,42)
(11,52)
-0,0435
-0,1085**
0,0561***
SOWN
(-1,09)
(-2,44)
(4,64)
0,1252
0,1523
0,3428**
CASH*SOWN
(0,57)
(0,68)
(2,53)
0,0960***
0,1081***
0,0734***
LEV
(7,76)

(7,85)
(11,24)
0,0289
0,0152
0,0349***
SIZE
(1,45)
(0,51)
(8,83)
0,0922*
0,0190
0,2224***
TANG
(1,93)
(0,34)
(17,22)
0,0017***
0,0017***
0,0010
GROWTH
(3,06)
(3,01)
(0,99)
-0,1486
-0,0162
-0,3335***
Hằng số
(-1,21)
(-0,09)
(-13,97)

4.007,78
Kiểm định LM
[0,0000]
72,77
Kiểm định Hausman
[0,0000]
6,2e+06
Kiểm định Modified Wald
[0,0000]
49,421
Kiểm định Wooldridge
[0,0000]
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu nghiên cứu bằng Stata 15
(***), (**) và (*) Mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%
CASH

0,8092***
(6,36)
0,0988**
(2,27)
0,3110
(0,92)
0,0774***
(6,49)
0,0458***
(3,88)
0,2189***
(5,77)
0,0016
(1,28)

-0,4154***
(-5,55)

sai (VIF). Kết quả chỉ ra rằng các biến giải
thích (CASH, SOWN, LEV, SIZE, TANG)
đều có tương quan dương với biến phụ

thuộc PERF với mức ý nghĩa 1%, ngoại
trừ mối tương quan dương giữa biến kiểm
soát GROWTH với biến phụ thuộc PERF

Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

35


Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có điều tiết bởi sở hữu Nhà nước
tại các doanh nghiệp Việt Nam

không đảm bảo ý nghĩa thống kê. Theo đó,
bài viết đúc kết rằng biến động hiệu quả
tài chính (PERF) của các doanh nghiệp phi
tài chính niêm yết tại Việt Nam có quan
hệ cùng chiều với biến động tỷ lệ nắm giữ
tiền (CASH), biến động sở hữu nhà nước
(SOWN), biến động địn bẩy tài chính
(LEV), biến động mức độ đầu tư tài sản cố
định hữu hình (TANG) và biến động quy
mơ doanh nghiệp (SIZE).
Ngồi ra, Bảng 3 cịn cho thấy hệ số tương

quan giữa biến độc lập, biến điều tiết và các
biến kiểm sốt là khơng cao, hệ số tương
quan dương thấp nhất là 0,0095 giữa LEV
với GROWTH và cao nhất là 0,3089 giữa
LEV với SIZE, hệ số tương quan âm nhiều
nhất là -0,2343 giữa LEV với CASH và ít
nhất -0,0152 giữa CASH với GROWTH,
theo đó tất cả các trường hợp hệ số tương
quan giữa các biến đều có giá trị tuyệt đối
đều dưới 0,5 nên khẳng định hiện tượng
đa cộng tuyến không nghiêm trọng (Hair
& cộng sự, 2006; Gujarati, 2008), kết
quả này cũng được minh chứng và khẳng
định bởi hệ số phóng đại phương sai đều ở
mức không quá 2 (Hair & cộng sự, 2006;
Gujarati, 2008).
Bảng 4 trình bày kết quả ước lượng kèm
theo là các kiểm định. Với dữ liệu bảng,
nhóm tác giả ước lượng theo các phương
pháp cơ bản là Pooled OLS, FEM và REM,
theo đó kiểm định Hausman và kiểm định
LM đều có ý nghĩa thống kê tại mức 1%
cho thấy FEM phù hợp hơn so với Pooled
OLS và REM.
Tuy nhiên, kết quả kiểm định Wooldridge
và kiểm định Modified Wald trên FEM
đều có ý nghĩa thống kê với mức 1% cho
thấy mơ hình có tồn tại hiện tượng tự tương
quan và phương sai sai số thay đổi, điều
này có thể dẫn đến kết quả ước lượng theo

FEM khơng vững chắc. Do đó, nhóm tác
giả sử dụng phương pháp GLS khắc phục
tại cột cuối cùng của Bảng 4, theo đó biến

36

độc lập CASH, biến điều tiết SOWN và các
biến kiểm soát LEV, SIZE và TANG đều
thể hiện tác động cùng chiều đến biến phụ
thuộc PERF với mức ý nghĩa 1%, trong
khi đó biến kiểm sốt GROWTH cũng tác
động cùng chiều đến biến phụ thuộc PERF
nhưng khơng đảm bảo mức ý nghĩa thống
kê; ngồi ra, biến tương tác CASH*SOWN
được tìm thấy hệ số hồi quy dương với mức
ý nghĩa thống kê 5%, kết hợp biến CASH
có hệ số hồi quy dương và chỉ ra rằng biến
SOWN có ý nghĩa điều tiết tăng thêm tác
động cùng chiều của biến CASH đến biến
phụ thuộc PERF. Kết quả ước lượng chỉ
ra rằng hiệu quả tài chính của các doanh
nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam
chịu sự tác động cùng chiều bởi tỷ lệ nắm
giữ tiền, và tác động này trở nên mạnh hơn
khi có điều tiết bởi yếu tố sở hữu nhà nước,
kết quả này ủng hộ giả thuyết nghiên cứu
của bài viết. Ngoài ra, kết quả ước lượng
cịn khẳng định hiệu quả tài chính của các
doanh nghiệp chịu sự tác động cùng chiều
bởi đòn bẩy tài chính, sở hữu nhà nước,

mức độ đầu tư tài sản cố định hữu hình và
quy mơ doanh nghiệp.
6. Thảo luận và Kết luận
Kết quả ước lượng theo GLS chỉ ra rằng
lượng tiền nắm giữ tác động cùng chiều
đến hiệu quả tài chính của doanh nghiệp
phi tài chính niêm yết tại Việt Nam, kết
quả này ủng hộ phân tích lợi ích của nắm
giữ tiền theo lý thuyết đánh đổi theo nghiên
cứu của Opler & cộng sự (1999) và lý
thuyết thanh khoản của Keynes (1936),
tương đồng với kết quả nghiên cứu thực
nghiệm Pinkowitz & Williamson (2002),
Couderc (2005), Saddour (2006), Naoki
(2012), Vijayakumaran & Atchyuthan
(2017), Rocca & cộng sự (2019), Rocca
& Cambrea (2019), Jabbouri & Almustafa
(2020), Kristanto & cộng sự (2019), Ifada

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022


LÊ HOÀNG VINH - LÊ THỊ THANH HỒNG

& cộng sự (2020), Yun và cộng sự (2020).
Kết quả ngụ ý rằng các doanh nghiệp nắm
giữ lượng tiền cao làm tăng khả năng đảm
bảo cho sự an toàn, giảm thiểu nguy cơ kiệt
quệ tài chính trong q trình hoạt động, do
đó doanh nghiệp được thị trường đánh giá

cao hơn, và giá trị doanh nghiệp gia tăng,
thể hiện sự gia tăng hiệu quả tài chính của
các doanh nghiệp.
Sở hữu nhà nước khơng chỉ tác động cùng
chiều đến hiệu quả tài chính, mà cịn điều
tiết tăng tác động của nắm giữ tiền đến hiệu
quả tài chính của doanh nghiệp phi tài chính
niêm yết tại Việt Nam. Kết quả tác động
cùng chiều của sở hữu nhà nước đến hiệu
quả tài chính cung cấp minh chứng ngược
lại với giải thích từ lý thuyết ràng buộc
ngân sách mềm theo đề xuất của Kornai
(1979, 1998) cũng như nghiên cứu thực
nghiệm của Megginson & cộng sự (2014);
tuy nhiên kết quả đã chứng minh và ủng hộ
sự tồn tại vai trị điều tiết của sở hữu nhà
nước, theo đó có thể giải thích cho trường
hợp các doanh nghiệp phi tài chính niêm
yết có sở hữu nhà nước tại Việt Nam rằng
sự xuất hiện của Uỷ ban quản lý vốn nhà
nước tại doanh nghiệp tạo hiệu ứng tích
cực trong quản lý tiền tại các doanh nghiệp.
Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cịn tìm thấy
quy mơ doanh nghiệp và mức độ đầu tư
tài sản cố định hữu hình tác động cùng
chiều đến hiệu quả tài chính của các doanh
nghiệp, có thể giải thích rằng quy mơ doanh
nghiệp càng lớn là cơ hội để doanh nghiệp
tiếp cận công nghệ tiên tiến hơn, đa dạng
hơn và quản lý tốt hơn dẫn đến hiệu quả tài

chính sẽ được gia tăng. Địn bẩy tài chính
tác động cùng chiều đến hiệu quả tài chính

của doanh nghiệp, kết quả này được giải
thích rằng các doanh nghiệp sử dụng địn
bẩy hiệu quả, kiểm sốt tốt rủi ro liên quan.
Tóm lại, nhóm tác giả sử dụng phương
pháp ước lượng theo GLS nhằm khắc phục
hiện tượng tự tương quan và phương sai sai
số thay đổi, theo đó bài viết đúc kết được
rằng lượng tiền nắm giữ có tác động cùng
chiều đến hiệu quả tài chính của các doanh
nghiệp phi tài chính niêm yết tại Việt Nam,
và mối quan hệ tác động này cũng sẽ trở
nên mạnh hơn khi có vai trị điều tiết của
sở hữu nhà nước. Vì vậy, bài viết gợi ý và
khuyến nghị tăng cường sự giám sát của
Ủy ban quản lý vốn nhà nước trong quản
lý tiền tại các doanh nghiệp có sở hữu nhà
nước, doanh nghiệp cần chú trọng dự trữ
nhiều tiền hơn để xử lý những vấn đề bất
cân xứng thơng tin, những tình huống bất
ngờ khi dự báo chỉ ra khả năng cao về tình
trạng suy thối trong kinh doanh, qua đó
mở ra cơ hội đầu tư mới trên cơ sở tiền dự
trữ góp phần cải thiện hiệu quả tài chính.
Bài viết này sử dụng Tobin’s Q để đại diện
cho hiệu quả tài chính, tuy nhiên một số
nghiên cứu có liên quan đề xuất tiếp cận
hiệu quả tài chính theo sổ sách với các

thước đo thể hiện khả năng sinh lời của
vốn; hoặc sự tồn tại tác động phi tuyến của
nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính và xác
định ngưỡng tối ưu của lượng nắm giữ tại
các doanh nghiệp chưa được xem xét trong
nghiên cứu này. Theo đó, các nghiên cứu
tiếp theo có thể xem xét đến các vấn đề này
nhằm cung cấp bằng chứng chặt chẽ hơn
cho quản trị tiền của các doanh nghiệp phi
tài chính niêm yết tại Việt Nam ■

Tài liệu tham khảo
Alnori, F. (2020). Cash holdings: Do they boost or hurt firms’ performance? Evidence from listed non-financial firms in
Saudi Arabia. International Journal of Islamic and Middle Eastern Finance and Management, 13(5), 919-934.
Anagnostopoulou, S. (2013), Cash Holdings: Determining Factors and Impact on Future Operating Performance
for Listed versus Unlisted Firms, Review of Pacific Basin Financial Markets and Policies. 16. 10.1142/
S0219091513500136.

Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

37


Tác động của nắm giữ tiền đến hiệu quả tài chính có điều tiết bởi sở hữu Nhà nước
tại các doanh nghiệp Việt Nam
Anton, S. G., & Nucu, A. E. (2019). Firm value and corporate cash holdings: Empirical evidence from the polish listed
firms. Economics and Management, 22(3), 121-134.
Atrill, P. and McLaney, E. (2017), Accounting and finance for non-specialists (Tenth edition), Pearson Custom Publishing (UK).
Baumol, W. (1952). The Transactions Demand for Cash: An Inventory Theoretic Approach. The Quarterly Journal of
Economics, 66(4), 545-556. doi:10.2307/1882104

Bộ Tài chính (2014), Thơng tư số 200/2014/TT-BTC ngày 22/12/2014 của Bộ Tài chính hướng dẫn chế độ kế tốn doanh nghiệp.
Brealey, R. A., Myers, S. C., & Allen, F. (2008), Principles of Corporate Finance (Ninth edition), Mc Graw – Hill
International Edition (Printed in Singapore).
Cheryta, A. M., Moeljadi, M., & Indrawati, N. K. (2018). Leverage, asymmetric information, firm value, and cash holdings
in Indonesia. Jurnal Keuangan dan Perbankan, 22(1), 83-93.
Couderc, N. (2005). Corporate cash holdings: financial determinants and consequences. In 2005 EFMA Corporate
Governance Symposium.
Dittmar, A., Mahrt-Smith, J., & Servaes, H. (2003), International corporate governance and corporate cash holdings,
Journal of Financial and Quantitative Analysis, 38 (1), 111-133.
Gujarati, D. N. (2008). Basic Econometrics (5th Edition). McGraw-Hill Education.
Hair, J. F., Black, W. C., B.J., A., & R.E & Tatham, R. L. (2006). Multivirate Data Analysis. New Jersey: Pearson
Education Inc.
Ifada, L. M., Indriastuti, M., & Hanafi, R. (2020). The Role of Cash Holding in Increasing Firm Value. Jurnal Riset
Akuntansi Kontemporer, 12(2), 81-86.
Jabbouri, I., & Almustafa, H. (2020). Corporate cash holdings, firm performance and national governance: evidence from
emerging markets. International Journal of Managerial Finance, />Jensen, M. C. (1986), Agency costs of free cash flow, corporate finance, and takeovers, The American Economic Review,
76 (2), 323-329.
Keynes, J. M. (1936). The general theory of employment, investment, and money, Harcourt Brace, London (UK).
Kornai, J. (1979). Resource-constrained versus demand-constrained systems. Econometrica: Journal of the Econometric
Society, 801-819.
Kornai, J. (1998). The place of the soft budget constraint syndrome in economic theory. Journal of Comparative
Economics, 26(1), 11-17.
Kornai, J., Maskin, E., & Roland, G. (2003). Understanding the soft budget constraint. Journal of economic literature,
41(4), 1095-1136.
Kristanto, H., Hanafi, M. M., & Lantara, I. W. N. (2019), The Effect of Optimal Cash and Deviation from Target Cash on
the Firm Value: Empirical Study in Indonesia Firms. Jurnal Dinamika Manajemen, 10(1), 1-13.
Lee, T. A. (1986), Towards a Theory and Practice of Cash Flow Accounting, Garland Publishing, Inc. New York and London.
Megginson, L. W., Ullah, B., & Wei, Z. (2014), State ownership, soft-budget constraints, and cash holdings: Evidence
from China’s privatized firms, Journal of Banking and Finance, 48 (1), 276-291.
Miller, M. H. & Orr, D. (1966), A Model of the Demand for Money by Firms, The Quarterly Journal of Economics,

Volume 80, Issue 3, Pages 413–435,  />Myers, S. C. (1977), Determinants of corporate borrowing, Journal of Financial Economics, 5 (2), 147-175.
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.
Naoki, S. (2012), Firms’ Cash Holdings and Performance: Evidence from Japanese corporate finance, Research Institute
of Economy, Trade and Industry (RIETI), Discussion papers Series 12-E-031, pp 1-35.
Nisasmara, P. W., & Musdholifah, M. (2016). Cash holding, good corporate governance and firm value. JDM (Jurnal
Dinamika Manajemen), 7(2), 117-128.
Opler, T., Pinkowitz, L., Stulz, R., & Williamson, R. (1999), The determinants and implications of corporate cash holdings,
Journal of Financial Economics, 52 (1), 3-46.
Pinkowitz, L. & Williamson, R. (2002), What is a Dollar Worth? The Market Value of Cash Holdings, Journal of Applied
Corporate Finance, 19. 10.2139/ssrn.355840.
Rocca, L. M., & Cambrea, D. R. (2019). The effect of cash holdings on firm performance in large Italian companies.
Journal of International Financial Management & Accounting, 30(1), 30-59.
Rocca, L. M., Staglianò, R., Rocca, L. T., Cariola, A., & Skatova, E. (2019). Cash holdings and SME performance in
Europe: The role of firm-specific and macroeconomic moderators. Small Business Economics, 53(4), 1051-1078.
Saddour, K. (2006). The determinants and the value of cash holdings: Evidence from French firms. (No.
halshs-00151916).
Vijayakumaran, R., & Atchyuthan, N. (2017). Cash holdings and corporate performance: Evidence from Sri Lanka.
International Journal of Accounting & Business Finance, Issue 1, pp 1-11
Yun, J., Ahmad, H., Jebran, K. & Muhammad, S. (2020), Cash holdings and firm performance relationship: Do firmspecific factors matter?, Ekonomska Istraživanja/Economic Research. 33. 10.1080/1331677X.2020.1823241.

38

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 236+237- Tháng 1 & 2. 2022