CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN KHẢ NĂNG THANH TOÁN CỦA CÁC CÔNG TY CHẾ BIẾN THỰC PHẨM NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP

Các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng
thanh tốn của các cơng ty chế biến thực
phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán
Việt Nam

Trần Mạnh Dũng Ngày nhận bản sửa: 25/07/2018 Ngày duyệt đăng: 24/08/2018
Nguyễn Nam Tài

Ngày nhận: 15/06/2018

Nghiên cứu này được thực hiện nhằm đánh giá mức độ ảnh hưởng
của các nhân tố đến khả năng thanh toán của các doanh nghiệp chế
biến thực phẩm niêm yết trên thị trường chứng khoán (TTCK) Việt
Nam. Dữ liệu được thu thập từ báo cáo tài chính (BCTC) đã được
kiểm tốn của 31 cơng ty chế biến thực phẩm niêm yết trong khoảng
thời gian từ 2012 đến 2016.
Nghiên cứu này đã sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất
(OLS) và các kiểm định để xác định mức độ ảnh hưởng của các
nhân tố đến khả năng thanh toán của các doanh nghiệp trong mẫu.
Kết quả chỉ ra rằng quy mô doanh nghiệp, tỷ suất sinh lời trên tài
sản (ROA), tỷ suất sinh lời trên doanh thu (ROS), thời kỳ hoạt động
(AGE) và cấu trúc tài sản (AS) có tác động cùng chiều với tỷ suất
thanh tốn. Ngược lại, tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu, tỷ suất
nợ có tác động ngược chiều. Dựa trên kết quả nghiên cứu, một số
khuyến nghị được đưa ra nhằm tăng khả năng thanh toán của các
doanh nghiệp trong tương lai.
Từ khóa: Nhân tố ảnh hưởng, khả năng thanh tốn, chế biến thực
phẩm

1. Giới thiệu đáp ứng nhu cầu thanh toán các khoản nợ cho
các cá nhân, tổ chức có quan hệ cho vay hoặc
Khả năng thanh toán của doanh nghiệp là năng nợ đối với doanh nghiệp. Vấn đề làm cho các
lực về tài chính mà doanh nghiệp có được để chủ doanh nghiệp lo ngại trong q trình hoạt

© Học viện Ngân hàng 46 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X
Số 196- Tháng 9. 2018

QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP

động kinh doanh đó là các khoản nợ phải thu 1.048 công ty của Hoa Kỳ trong giai đoạn
khơng có khả năng thu hồi và các khoản phải 1971- 1994. Các tác giả đã sử dụng mơ hình hồi
trả khơng có khả năng thanh tốn. Do đó, doanh quy OLS để kiểm định các khuyết tật, sự phù
nghiệp cần duy trì một mức vốn luân chuyển hợp của mơ hình. Biến phụ thuộc là hệ số thanh
hợp lý để đáp ứng kịp thời các khoản nợ ngắn khoản, biến độc lập bao gồm 8 biến: quy mơ,
hạn, duy trì số lượng và các loại hàng tồn kho vốn lưu động, đòn bẩy, chi trả cổ tức, tỷ lệ dịng
để đảm bảo q trình hoạt động sản xuất kinh tiền/tài sản, tỷ lệ chi tiêu vốn/tổng tài sản, rủi
doanh diễn ra một cách thuận lợi. Ở các nước ro ngành, và tỷ lệ chi phí nghiên cứu phát triển/
trên thế giới theo cơ chế thị trường, doanh doanh thu. Kết quả nghiên cứu cho thấy quy
nghiệp có thể bị tuyên bố phá sản theo yêu mơ, vốn lưu động, địn bẩy tài chính, chi trả cổ
cầu của các chủ nợ khi doanh nghiệp không tức có tương quan âm đến tính thanh khoản.
có khả năng thanh tốn các khoản nợ phải trả. Mặt khác, tỷ lệ dòng tiền/tài sản, rủi ro ngành,
Luật Doanh nghiệp Việt Nam cũng quy định tỷ lệ chi tiêu vốn/tổng tài sản và tỷ lệ chi phí
về những nội dung liên quan đến phá sản. Do nghiên cứu phát triển/doanh thu có tương quan
vậy các doanh nghiệp luôn luôn quan tâm đến dương với tính thanh khoản.
các khoản nợ đến hạn phải trả và chuẩn bị sẵn Bruinshoofd và Kool (2004) đã tiến hành thực
sàng nguồn lực để thanh tốn. Điều đó có thể nghiệm về khả năng thanh khoản ngắn hạn của
dễ dàng nhận ra việc đảm bảo được khả năng các công ty Hà Lan. Nghiên cứu sử dụng dữ
thanh tốn góp phần giúp cho doanh nghiệp liệu 453 doanh nghiệp giai đoạn 1986- 1997.

duy trì, giữ vững được bộ máy hoạt động của Các mơ hình được xây dựng và kiểm định trong
mình để tiếp tục đầu tư và phát triển đem lại lợi nghiên cứu gồm (i) sai số nhỏ nhất (OLS); (ii)
nhuận trong tương lai. tác động cố định; (iii) tác động ngẫu nhiên. Kết
Các nghiên cứu về khả năng thanh toán của quả nghiên cứu cho thấy vốn lưu động, đầu tư
các công ty niêm yết cổ phiếu trên TTCK Việt và lợi nhuận trên tài sản lại có quan hệ tương
Nam vẫn chưa được đề cập nhiều và còn hạn quan âm đến khả năng thanh khoản của công ty,
chế trong phương pháp nghiên cứu. Khi hiểu cịn lại các nhân tố khác có tương quan dương
rõ về tình hình khả năng thanh tốn, nhà quản tới khả năng thanh toán: quy mơ, tài sản, doanh
lý sẽ có định hướng chính xác hơn trong việc thu, tổng nợ, nợ ngắn hạn, thu nhập khác và lãi
đầu tư nguồn vốn của mình, hạn chế những rủi suất bình quân.
ro đáng tiếc. Do đó, việc thực hiện nghiên cứu Isshaq và Bokpin (2009) nghiên cứu các yếu tố
về các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng thanh quyết định tính thanh khoản tại Ghana với dữ
toán được cho là thực sự cần thiết, trong đó có liệu cho giai đoạn 1991-2007 của các công ty
các công ty chế biến thực phẩm niêm yết trên niêm yết để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các
TTCK Việt Nam. nhân tố gồm quy mô, vốn lưu động, tỷ lệ đầu
tư và lợi nhuận trên tài sản đối với tính thanh
2. Tổng quan nghiên cứu khoản. Nghiên cứu sử dụng mơ hình bảng điều
khiển động, trong đó một biến đáng tin cậy bị
Trong nước và trên thế giới, các cơng trình trễ được đưa vào dưới dạng biến giải thích.
nghiên cứu cả về mặt lý thuyết và thực nghiệm Biến độc lập đưa vào mơ hình bao gồm quy mơ,
về khả năng thanh tốn đã được đưa ra thảo lợi nhuận trên tài sản và vốn lưu động và tỷ lệ
luận. Nội dung đánh giá tác động của từng nhân đầu tư. Kết quả của nghiên cứu cho thấy quy
tố riêng lẻ và tổng hợp các nhân tố ảnh hưởng mô, lợi nhuận trên tài sản và vốn lưu động và
đến khả năng thanh toán của doanh nghiệp. tỷ lệ đầu tư đều có quan hệ thuận chiều với khả
năng thanh khoản của công ty.
2.1. Nghiên cứu quốc tế Chen và Mahajan (2010) nghiên cứu các công
ty từ 45 quốc gia giai đoạn 1994- 2005 với mục
Opler và cộng sự (1999) đã tiến hành nghiên tiêu là đánh giá khả năng thanh khoản của công
cứu các yếu tố tác động đến thanh khoản của ty. Kết quả cho thấy các biến kinh tế vĩ mơ như

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 196- Tháng 9. 2018 47

QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP

tăng trưởng GDP, lạm phát, lãi suất ngắn hạn Nam”. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp từ
thực, thâm hụt ngân sách, tín dụng, tín dụng tư các BCTC đã được kiểm tốn của các Cơng ty
nhân, và thuế suất ảnh hưởng trực tiếp về số đang niêm yết trên TTCK HNX. Dữ liệu được
dư tiền mặt của công ty, đồng nghĩa với việc thu thập từ BCTC ở giai đoạn 2007- 2013 với
ảnh hưởng đến khả năng thanh toán ngắn hạn 620 công ty niêm yết. Phương pháp nghiên cứu
của công ty. Nghiên cứu này đã mở rộng ra các bằng phương pháp Forward Stepwise. Bên cạnh
nhân tố vĩ mô từ đó thiết lập vai trị của nhà đó, kiểm định đa cộng tuyến nhằm kiểm tra
nước, cũng như đưa ra các biện pháp ổn định mức độ tương quan giữa các biến. Các mơ hình
kinh tế vĩ mơ để nâng cao khả năng thanh toán được xây dựng và kiểm định trong nghiên cứu
ngắn hạn cho các công ty. để tìm ra mơ hình phù hợp nhất với dữ liệu và
Gill và Mathur (2011) với mẫu nghiên cứu các biến được chọn lựa là: (i) sai số nhỏ nhất;
164 công ty giai đoạn 2008- 2010 trên TTCK (ii) tác động cố định; (iii) tác động ngẫu nhiên;
Toronto, Canada. Nghiên cứu sử dụng ANOVA (4) sai số bình phương có trọng số. Điều này
Test để kiểm định sự tương quan Pearson, đa cho phép chọn lựa được các biến độc lập phù
cộng tuyến, sự phù hợp của mơ hình nhằm tìm hợp nhất, giải thích được nhiều nhất cho biến
ra các yếu tố tác động đến thanh khoản của cần nghiên cứu. Biến phụ thuộc trong nghiên
công ty. Kết quả cho thấy các biến gồm quy cứu này là khả năng thanh toán và đại diện là
mơ, vốn lưu động rịng, nợ ngắn hạn, tỷ lệ đầu khả năng thanh toán Ngắn hạn; biến độc lập
tư và yếu tố ngành có tương quan dương đến là tỷ số P/B, tỷ số P/E, ROA, tỷ số nợ, tỷ lệ
thanh khoản của công ty. Các biến có tác động lưu chuyển thuần, tỷ lệ vốn lưu động. Kết quả
tương quan âm đến thanh khoản là tỷ lệ nợ, vốn nghiên cứu đã cho thấy: tỷ lệ vốn lưu động
lưu động ròng và tỷ lệ đầu tư. thuần và tỷ số P/B tác động mạnh nhất đến khả
Như vậy có thể thấy đã nhiều nghiên cứu trên năng thanh khoản của các doanh nghiệp niêm
thế giới về các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng yết. Các yếu tố trên cũng có tương quan dương
thanh tốn cả bên trong và bên ngoài doanh với khả năng thanh khoản bên cạnh tỷ số P/E và
nghiệp, chủ yếu là khả năng thanh toán ngắn tỷ lệ lưu chuyển tiền thuần. Trong khi đó, tỷ lệ

hạn. Các nhà nghiên cứu sử dụng các dữ liệu nợ và tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản có tương
trong các ngữ cảnh khác nhau với các phương quan âm đến khả năng thanh khoản. Như vậy,
pháp nghiên cứu sử dụng đa dạng, có sự kế thừa nghiên cứu này đã mở cho tác giả hướng nghiên
bổ sung các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng cứu tới doanh nghiệp các ngành riêng biệt nhau
thanh toán. Hầu hết các nghiên cứu về nhân tố niêm yết. Mỗi ngành lại có những đặc thù riêng,
ảnh hưởng xuất phát từ nội bộ doanh nghiệp, đối với doanh nghiệp chế biến thực phẩm thì
đặc biệt nhà nghiên cứu Chen và Mahajan yêu cầu khả năng thu hồi vốn nhanh nên các
(2010) đưa ra các biến kinh tế vĩ mô như tăng doanh nghiệp trong ngành khi quản lý tốt lượng
trưởng GDP, lạm phát, lãi suất ngắn hạn thực, vốn, khả năng thanh toán cũng như các chỉ tiêu
thâm hụt ngân sách, tín dụng, tín dụng tư nhân tài chính khác sẽ góp phần tích cực và tồn diện
và thuế suất. Các nhân tố này cũng ảnh hưởng đến nền kinh tế.
đến khả năng thanh tốn ngắn hạn của cơng ty. Vũ Thị Hồng (2015) với đề tài nghiên cứu “Các
yếu tố ảnh hưởng đến thanh khoản của các ngân
2.2. Nghiên cứu trong nước hàng thương mại Việt Nam”. Nghiên cứu sử
dụng dữ liệu được thu thập từ các BCTC hợp
Có nhiều nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng nhất hàng năm của 37 ngân hàng thương mại
tới khả năng thanh toán tại doanh nghiệp các (NHTM) Việt Nam trong khoảng thời gian từ
ngành khác nhau với thời gian nghiên cứu cũng năm 2006- 2011. Dữ liệu được lấy trên trang
khác nhau, tiêu biểu có thể kể đến: web của các công ty chứng khốn cũng như của
Nguyễn Đình Thiên và cộng sự (2014) với đề chính các ngân hàng đó. Mẫu nghiên cứu bao
tài “Các yếu tố tác động đến khả năng thanh gồm 37 ngân hàng với tổng cộng 185 quan sát
khoản của doanh nghiệp niêm yết tại Việt cho dữ liệu bảng không cân xứng. Các BCTC

48 Số 196- Tháng 9. 2018 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP

hợp nhất là cơ sở để xem xét hoạt động của các của các NHTM. So với nghiên cứu của Vũ Thị
ngân hàng hiện đại. Phương pháp nghiên cứu Hồng (2015) thì nghiên cứu này đã có sự khác
sử dụng là phương pháp định lượng, sử dụng biệt, đó là tỷ lệ rủi ro tín dụng và quy mô của

kỹ thuật hồi quy bảng. Đồng thời, nghiên cứu ngân hàng đều ảnh hưởng tới khả năng thanh
chỉ sử dụng 1 mô hình hồi quy, mỗi mô hình khoản, đặc biệt tỷ lệ tăng trưởng tổng sản phẩm
chạy 2 hiệu ứng (FEM và REM) với OLS. Kết quốc nội của GDP cũng có mối tương quan
quả nghiên cứu cho thấy “Tỷ lệ vốn chủ sở âm tới khả năng thanh khoản của NHTM Việt
hữu”, “Tỷ lệ nợ xấu” và “Tỷ lệ lợi nhuận” có Nam. Khả năng sinh lời ROE được tác giả bổ
tác động cùng chiều đối với khả năng thanh sung biến độc lập mới. Sự khác biệt so với
khoản của NHTM; ngược lại, “Tỷ lệ cho vay nghiên cứu trước là do quy mô mẫu nhỏ, thời
trên huy động” có tác động ngược chiều với kỳ nghiên cứu không dài và cả sự tác động sâu
khả năng thanh khoản của các NHTM Việt rộng của hội nhập kinh tế quốc tế chưa nhiều và
Nam. Tuy nhiên, nghiên cứu này không tìm sâu sắc như hiện nay.
thấy ảnh hưởng của “Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín Như vậy, các nghiên cứu về khả năng thanh
dụng”, “Quy mô ngân hàng” đối với khả năng tốn ở trong và ngồi nước trước đây đã chứng
thanh khoản của các NHTM Việt Nam. Như tỏ rằng khả năng thanh toán chịu sự tác động
vậy, nghiên cứu này đã hướng tới lĩnh vực ngân bởi các nhân tố khác nhau và có sự khác biệt
hàng, cụ thể là các NHTM. Một trong những giữa những nhóm doanh nghiệp thuộc các
nhiệm vụ quan trọng mà các nhà quản lý ngân ngành nghề kinh doanh khác nhau cũng như tại
hàng cần thực hiện là đảm bảo khả năng thanh thời gian hay không gian nghiên cứu khác nhau.
khoản hợp lý cho ngân hàng. Ngân hàng có khả Phương pháp nghiên cứu được sử dụng của các
năng thanh khoản tốt, hay nói cách khác là ngân nghiên cứu thực nghiệm chủ yếu là phân tích
hàng khơng gặp rủi ro thanh khoản khi ln có tương quan và phân tích hồi quy tuyến tính
được nguồn vốn khả dụng với chi phí hợp lý nhiều biến với dữ liệu được thu thập, kết hợp
vào đúng thời điểm mà ngân hàng cần. Điều với những kiểm định thích hợp. BCTC là nguồn
này có nghĩa nếu ngân hàng khơng có đủ nguồn tài liệu chủ yếu để tính tốn ra các chỉ tiêu tài
vốn cần thiết để đáp ứng mọi nhu cầu của thị chính mà xuất hiện trong mơ hình nghiên cứu
trường sẽ có thể mất khả năng thanh tốn, mất của các nghiên cứu thực nghiệm trước đây. Nối
uy tín và dẫn đến sự đổ vỡ của tồn hệ thống. tiếp các nghiên cứu thực nghiệm trước đây,
Thái Văn Đại và Trần Việt Thanh Trúc (2018) nghiên cứu này cũng tập trung vào đối tượng
với bài viết “Đánh giá các nhân tố tác động đến khảo sát là các Công ty chế biến thực phẩm
tỷ lệ thanh khoản của các ngân hàng thương niêm yết nhưng với quy mô mẫu lớn hơn, thời
mại Việt Nam”, sử dụng dữ liệu được thu thập gian nghiên cứu gần đây và đặc biệt là các nhân

từ 24 NHTM Việt Nam trong giai đoạn 10 năm tố được đưa vào mơ hình nghiên cứu đa dạng và
(2006- 2015). Với phương pháp thu thập, xử toàn diện hơn.
lý và phân tích dữ liệu, đồng thời phân tích hồi
quy với thiết kế nghiên cứu định lượng mối 3. Thu thập dữ liệu và phương pháp nghiên
quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng tới khả cứu
năng thanh khoản tại NHTM bởi mơ hình tác
động cố định- FEM. Kết quả nghiên cứu cho 3.1. Mô hình nghiên cứu
thấy, các biến quy mơ ngân hàng (SIZE), rủi ro
tín dụng (LLP), tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng Nghiên cứu này nhằm lượng hóa ảnh hưởng
nguồn vốn (CAP), tỷ lệ cho vay trên tổng tài của các nhân tố là khả năng sinh lời, quy mô
sản (TLA) và tỷ lệ tăng trưởng tổng sản phẩm doanh nghiệp, thời gian hoạt động của doanh
quốc nội (GDP) là những nhân tố có mối tương nghiệp, tỷ số nợ, tăng trưởng GDP và lạm phát
quan âm và có ý nghĩa thống kê đến tỷ lệ thanh để chọn lọc đưa vào mơ hình hồi quy nhằm
khoản. Duy nhất biến khả năng sinh lợi (ROE) kiểm nghiệm tác động của chúng, dựa theo
có mối tương quan dương đến tỷ lệ thanh khoản nghiên cứu của Nguyễn Đình Thiên và cộng sự

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 196- Tháng 9. 2018 49

QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP

(2014), đối với thực tiễn khả năng thanh toán QR: khả năng thanh toán nhanh
MR: khả năng thanh toán tức thời
của các công ty chế biến thực phẩm niêm yết ROA: khả năng sinh lời của tài sản
ROE: khả năng sinh lời của VCSH
trên TTCK, nhóm tác giả xây dựng mơ hình hồi ROS: khả năng sinh lời của Doanh thu thuần
SIZE: quy mô công ty
quy dựa trên lượng hóa các nhân tố được đưa AGE: thời gian hoạt động của doanh nghiệp
AS: cấu trúc tài sản
vào mơ hình. Biến khả năng thanh toán ngắn GDP: tăng trưởng GDP
I: lạm phát

hạn được đại diện cho khả năng thanh tốn. Mơ DR: tỷ số nợ
Ei, Ui , Vi: các sai số ngẫu nhiên
hình được mơ tả như sau:
3.2. Thu thập dữ liệu
CRi = α0 + α1SIZEi + α2AGEi + α3ASi + α4ROAi
+ α5ROSi + α6ROEi + α7Ii + α8GDPi + α9DRi + Trong nghiên cứu này, nguồn dữ liệu thu thập
Ei (1) được chủ yếu là nguồn dữ liệu thứ cấp, được
QRi = β0 + β1SIZEi + β2AGEi + β3ASi + β4ROAi thu thập từ các BCTC hàng năm đã được kiểm
+ β5ROSi + β6ROEi + β7Ii + β8GDPi + β9DRi +
Ui (2)
MRi = µ0 + µ1SIZEi + µ2AGEi + µ3ASi +
µ4ROAi + µ5ROSi + µ6ROEi + µ7Ii + µ8GDPi +
µ9DRi + Vi (3)
Trong đó:

CR: khả năng thanh toán nợ ngắn hạn

Bảng 1. Doanh thu của công ty qua các năm

DT 2012 2013 2014 2015 2016
(triệu đồng)
Số Tỷ trọng Số Tỷ trọng Số Tỷ trọng Số Tỷ trọng Số Tỷ trọng
DT>851.138 lượng (%) lượng (%) lượng (%) lượng (%) lượng (%)
DT<851.138
11 35,48 12 38,71 11 35,48 12 38,71 13 41,93
Tổng
20 64,52 19 61,29 20 64,52 19 61,29 18 58,07

31 100 31 100 31 100 31 100 31 100

Nguồn: Kết quả xử lý số liệu của nhóm tác giả

Bảng 2. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu

Mean Median Max Min Std. Dev. Probability Quan sát
2,014021 - 155
CR 1,329972 1,643529 6,736433 0,612693 1,154655 - 155
QR 0,584048 - 155
MR 0,102311 1,095476 5,169308 0,25829 0,936843 - 155
ROA - 155
ROE 0,17615 0,382605 4,666839 0,002877 0,709546 - 155
ROS 0,058858 155
DR 0,416685 0,094527 0,486947 0,00086 0,067211 0,199986 155
SIZE 5,930191 0,000003 155
AGE 11,32258 0,162309 0,698003 0,00357 0,102654 0,000211 155
AS 0,650201 0,009112 155
LP 0,044101 0,3035 0,000146 0,044297 0,000075 155
GDP 4,462 0,004356
5,864 0,385419 0,932023 0,09738 0,165303

5,824148 7,485277 4,372366 0,509288

11 24 2 4,143428

0,675795 0,999441 0,182239 0,170392

4,74 6,81 0,63 2,147175

5,98 6,68 5,03 0,583559

Nguồn: Kết quả xử lý số liệu của nhóm tác giả bằng phần mềm EVIEWS 8

50 Số 196- Tháng 9. 2018 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP

toán đầy đủ của các công ty cổ phần ngành chế sử dụng sơ đồ, bảng biểu để biểu thị, sau đó
biến thực phẩm niêm yết trên TTCK Việt Nam phân tích, so sánh rồi tổng hợp. Như vậy, các
trong khoảng thời gian 2012- 2016. Mẫu nghiên dữ liệu sẽ được lưu trong file dữ liệu tạo ra sự
cứu là 31 niêm yết trên TTCK, tương ứng với thuận tiện và dễ kiểm soát khi nhập dữ liệu vào
155 quan sát, tác giả sử dụng phần mềm Excel, phần mềm và chạy mơ hình. Nhóm tác giả sử
xây dựng các bảng biểu, cơng thức để tính tốn dụng phần mềm Eviews 8.
các biến sử dụng trong mơ hình. Khi nghiên cứu, nhóm tác giả sử dụng phương
Dữ liệu trong Bảng 1 cho thấy giai đoạn 2012- pháp phân tích hồi quy kết hợp với các phương
2016 có khoảng 38% các cơng ty chế biến thực pháp kiểm định khuyết tật khác nhau của các
phẩm có quy mơ nhỏ hơn quy mơ trung bình mơ hình để đưa ra kết luận cho các giả thuyết
ngành như ANT, CAP, HAD... Nguyên nhân về mối quan hệ giữa các biến độc lập với biến
chủ yếu là do các công ty chịu ảnh hưởng lớn phụ thuộc đối với các công ty chế biến thực
nền kinh tế suy thối, tình hình sản xuất kinh phẩm niêm yết trên TTCK.
doanh của các công ty gặp nhiều khó khăn, Mẫu nghiên cứu bao gồm 31 Cơng ty, vì vậy
hàng hóa kém lưu thơng nên hàng tồn kho lớn, nhóm tác giả sử dụng phương pháp phân tích
dẫn đến tăng trưởng doanh thu (GR) đạt được hồi quy dữ liệu bảng cân bằng theo mơ hình
khơng cao. Bên cạnh đó vẫn có những cơng ty bình phương nhỏ nhất (OLS). Nhóm tác giả lựa
có quy mơ lớn hơn trung bình ngành, dẫn đầu chọn các phương pháp kiểm định các khuyết
toàn ngành như SAB, TAC, LSS... Nguyên tật của mơ hình, đó là kiểm định mơ hình có
nhân chủ yếu do các cơng ty này có thời gian ý nghĩa thống kê hay thông qua việc đánh giá
hoạt động kinh doanh (AGE) lâu năm, có nhiều giá trị thống kê Prob (F-statistic), sử dụng hệ
kinh nghiệm và nắm bắt được nhu cầu của các số phóng đại phương sai (Variance Inflation
đối tác, các khách hàng nên các công ty này đã Factors-VIF) để kiểm định đa cộng tuyến, kiểm
thu hút được nhiều khách hàng, nhiều hợp đồng định Breusch-Pagan-Godfrey để kiểm định tự

trong và ngồi nước nên có được nguồn doanh tương quan và kiểm định Durbin-Watson để
thu lớn, tăng trưởng doanh thu (GR) cao... Khi kiểm định phương sai sai số thay đổi.
có được doanh thu lớn, hiệu quả tài chính ổn
định thì cơng ty có thể duy trì cấu trúc tài sản ○○ Kiểm định hiện tượng tự tương quan:
(AS) hợp lý, tỷ số nợ (DR) vừa phải, không phụ Kiểm định của Durbin- Watson (DW) để kiểm
thuộc quá nhiều vào các khoản nợ. định hiện tượng tự tương quan. Kiểm định
Qua bảng thống kê mơ tả những giá trị đã tính Durbin- Watson được giới thiệu trong Durbin
tốn dựa trên phần mềm EVIEWS, ta có được và Watson (1950). Kiểm định này sử dụng hệ
các giá trị sau: giá trị nhỏ nhất (Min); giá trị thống Durbin- Watson để xem xét hiện tượng
cao nhất (Max); giá trị trung bình (Mean) và độ tự tương quan bậc 1 mà giá trị của nó được tính
lệch chuẩn (STD) của 31 công ty trong mẫu từ sẵn trong các báo cáo của Eviews.
năm 2012 đến năm 2016. Các thước đo để đo
lường khả năng thanh toán gồm: khả năng thanh ○○ Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến: kiểm
toán nhanh (QR); khả năng thanh toán Nợ ngắn định đa cộng tuyến để kiểm tra tính chính xác
hạn (CR) và khả năng thanh tốn tức thời (MR). của mơ hình, từ đó đưa ra những giải pháp khắc
Cùng với đó là 9 nhân tố tác động tới khả năng phục tốt nhất. Đối với giả thuyết về hiện tượng
thanh toán đến khả năng thanh toán của các đa cộng tuyến, nhóm tác giả vận dụng phương
công ty trong mẫu. pháp xác định hệ số phóng đại phương sai VIF.
Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc
3.3. Xử lý dữ liệu (2013), R 2i tăng từ 0,9 đến 1 thì VIF tăng rất
mạnh. Khi R 2i = 1 thì VIF là vơ hạn. Nếu hệ số
Sau khi thu thập được xử lý các dữ liệu thứ cấp VIF của một biến độc lập nào đó có giá trị vượt
bằng các phương pháp xử lý dữ liệu bao gồm q 10 thì có thể kết luận đã xảy ra hiện tượng
phân loại và sắp xếp dữ liệu một cách khoa học, đa cộng tuyến giữa biến độc lập đó với các biến

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 196- Tháng 9. 2018 51

QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP

độc lập còn lại trong mơ hình. H1: R2> 0, tức là mơ hình hồi quy xây dựng

được phù hợp với tổng thể.
○○ Kiểm định hiện tượng phương sai sai số Giá trị của đại lượng F-statistic được sử dụng
thay đổi: Về giả thuyết về phương sai sai số là miền giá trị cho kiểm định này. Nếu xác suất
thay đổi, nhóm tác giả kiểm định thông qua của F-statistic là Prob (F-statistic) < 0,1 thì bác
kiểm định Breusch-Pagan-Godfrey. Nếu giá trị bỏ giả thuyết Ho, tức là mơ hình được coi là
Prob.Fi thu được sau kiểm định này có giá trị phù hợp.
nhỏ hơn 0,1 thì kết luận mơ hình có hiện tượng Các phương pháp nghiên cứu trong thiết kế
phương sai thay đổi. nghiên cứu định lượng mối quan hệ giữa các
nhân tố ảnh hưởng như khả năng sinh lời, tỷ số
○○ Phương pháp hồi quy tuyến tính: nhóm tác nợ, cấu trúc Tài sản, quy mô công ty, tuổi công
giả sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất ty... với khả năng thanh tốn (đại diện là khả
thơng thường (OLS) để phân tích về mối tương năng thanh tốn ngắn hạn) thơng qua sự hỗ trợ
quan, liên hệ giữa các biến nhân tố Tỷ suất sinh của phần mềm kinh tế lượng Eviews 8.
lời, Tỷ số nợ, Cấu trúc tài sản, AGE, SIZE,
GDP, Lãi suất với khả năng sinh lời của các 4. Kết quả và thảo luận
Công ty trong mẫu để kiểm tra các giả thuyết
nghiên cứu. Như đã trình bày trong Phương pháp nghiên
cứu, nhóm tác giả tiến hành chạy dữ liệu 3 mô
○○ Phương pháp kiểm định độ phù hợp của mô hình:
hình: Hệ số xác định R2 là thước đo đánh giá Mơ hình 1- khả năng thanh tốn nợ ngắn hạn
độ phù hợp của mơ hình, mơ hình hồi quy đã (CR) với biến phụ thuộc CR và các biến độc
được xây dựng trên dữ liệu mẫu phù hợp đến lập: ROA, ROE, AGE, AS và DR.
mức nào so với dữ liệu. Tuy nhiên, sự phù hợp Mơ hình 2- khả năng thanh tốn nhanh với biến
này chỉ mới thể hiện giữa mơ hình xây dựng phụ thuộc QR và các biến độc lập: ROA, ROE
được với dữ liệu mẫu, còn khi áp dụng cho tổng và DR.
thể khi các hệ số được ước lượng bằng phương Mơ hình 3- khả năng thanh tốn tức thời, với
pháp OLS lại khơng có ý nghĩa. Để kiểm định biến phụ thuộc MR là các biến tác động: ROS,
độ phù hợp của mô hình hồi quy tổng thể, nhóm SIZE, và DR.
tác giả đặt ra giả thuyết:
Ho: R2 = 0, tức là mơ hình hồi quy xây dựng ○○ Mơ hình khả năng thanh tốn Nợ ngắn hạn

được không phù hợp với tổng thể. (CR):

Bảng 3. Các nhân tố tác động đến khả năng thanh tốn

Mơ hình ROA ROS ROE AS DR SIZE AGE GDP I
Bi
1,627 -0,047 -1,243 2,412 -5,028 -0,201 0,0212 -9,03 1,851
CR Prob
B0 0,0034 0,925 0,0032 0,0026 0,0025 0,165 0,0667 0,587 0,193
Bi
5,2437
QR Prob
B0 2,591 -0,025 -1,514 0,462 -3,801 -0,305 0,0198 -3,65 1,245
Bi
0,013 0,925 0,0205 0,165 0,0282 0,285 0,334 0,324 0,125
MR Prob
B0 3,1643

2,635 0.669 -1,635 2,568 -1,903 0,0163 0,0167 -4,64 1,145

0,254 0,0055 0,835 0,364 0,0025 0,0015 0,462 0,528 0,198

2,0464

Nguồn: Kết quả xử lý số liệu của nhóm tác giả

52 Số 196- Tháng 9. 2018 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP

Dữ liệu trong Bảng 3 cho thấy có Prob (ROA) với Prob = 0,013; tỷ suất sinh lời trên
(p-value) của 5 nhân tố nhỏ hơn mức ý nghĩa VCSH (ROE) với Prob = 0,0205; tỷ số nợ (DR)
5% và 10%, đó là: tỷ suất sinh lời trên tổng tài với Prob = 0,0282. Điều này có nghĩa là, các
sản (ROA) với Prob = 0,0034; tỷ suất sinh lời biến trên có ý nghĩa với mơ hình khả năng
trên VCSH (ROE) với Prob = 0,032; thời gian thanh toán nhanh (QR) tại mức ý nghĩa 5%,
hoạt động của doanh nghiệp (AGE) với Prob = hay ROA, ROE và DR có tác động tới QR. Qua
0,0667; cấu trúc tài sản (AS) với Prob = 0,0026 đó, ta xây dựng được phương trình mẫu của
và tỷ số nợ (DR) với Prob = 0,0025. Điều này các nhân tố tác động đến khả năng thanh tốn
có nghĩa là, các biến trên có ý nghĩa với mơ nhanh (QR):
hình khả năng thanh toán ngắn hạn (CR) tại QR = 3,1643 + 2,591×ROA – 1,514×ROE –
mức ý nghĩa 5% hay ROA, ROE, AGE, AS và 3,801×DR + e
DR có tác động tới CR. Qua đó, ta xây dựng Qua phương trình mẫu của QR, ta có thể thấy:
được phương trình mẫu của các nhân tố tác Tương tự như CR thì ROA cũng có tác động
động đến khả năng thanh tốn ngắn hạn (CR) cùng chiều và ROE, DR có tác động ngược
như sau: chiều đến QR.
CR = 5,2437 + 1,627×ROA – 1,243×ROE +
0,0212×AGE + 2,412×AS – 5,028×DR + e ○○ Mơ hình khả năng thanh tốn tức thời
Qua mơ hình trên, ta có thể thấy, ROA có tác (MR):
động cùng chiều với CR tuân theo nghiên cứu Dữ liệu trong Bảng 3 cho thấy có Prob
của Isshaq và Bokpin (2009) tại Ghana. Điều (p-value) của 3 nhân tố nhỏ hơn mức ý nghĩa
này được giải thích vì khi ROA tăng lên thì 5%, đó là: tỷ suất sinh lời trên doanh thu (ROS)
chứng tỏ doanh nghiệp đạt hiệu quả tài chính với Prob = 0,0055; quy mơ doanh nghiệp
tốt, từ đó có thể tự đảm bảo được khả năng (SIZE) với Prob = 0,0015; tỷ số nợ (DR) với
thanh toán các khoản nợ của mình. Trong khi Prob = 0,0025. Điều này có nghĩa là, các biến
đó, ROE tác động ngược chiều đến CR. Có tác trên có ý nghĩa với mơ hình MR tại mức ý
động này là do, khi ROE tăng cao là công ty nghĩa 5%, hay ROS, AGE và DR có tác động
đang đạt được lợi nhuận cao; có nghĩa là doanh tới MR. Qua đó, ta xây dựng được phương trình
nghiệp đang tận dụng nguồn vốn vay nợ để mẫu của các nhân tố tác động đến Khả năng
đầu tư; từ đó sẽ kéo theo CR thấp đi. Cũng có thanh tốn tức thời (MR) như sau:
tác động ngược chiều với CR là tỷ số nợ (DR) MR= 2,0464 + 0.669×ROS + 0,0163×SIZE –

cũng như các nghiên cứu của Ferreira và Vilela 1,903×DR + e
(2004) và Gill và Mathur (2011); đây là điều Với phương trình mẫu của mơ hình 3: MR chịu
hồn tồn dễ hiểu vì khi tỷ số nợ tăng cao sẽ tác động cùng chiều của cả 2 nhân tố: ROS và
đẩy doanh nghiệp vào áp lực trả nợ lớn, nguy SIZE. Duy nhất chỉ có DR là nhân tố tác động
cơ mất khả năng thanh tốn cao; chính vì thế ngược chiều với MR.
mà khi DR tăng lên thì CR sẽ giảm xuống. Đối - Kiểm định khuyết tật tự tương quan của mô
với biến độc lập cuối cùng tác động đến CR là hình hồi quy
biến AS với tác động cùng chiều lên CR; cấu Nếu 1< DW< 3: mơ hình khơng có tự tương
trúc tài sản đóng vai trò rất quan trọng trong quan.
việc phát triển của một doanh nghiệp. Với việc Từ kết quả xử lý dữ liệu của tác giả thì hệ
duy trì được một cấu trúc tài sản hợp lý và ổn số Durbin Watson (DW) thu được là DW1=
định, doanh nghiệp sẽ thuận lợi trong việc sản 2,61254, DW2= 1,162662, DW3= 1,012527 cho
xuất kinh doanh; đồng thời mở rộng quy mô. thấy mơ hình không xảy ra hiện tượng tự tương
quan.
○○ Mơ hình khả năng thanh toán nhanh (QR): - Kiểm định khuyết tật đa cộng tuyến trong mơ
Dữ liệu trong Bảng 3 cho thấy có Prob hình hồi quy
(p-value) của 3 nhân tố nhỏ hơn mức ý nghĩa Phương pháp xác định đa cộng tuyến được
5%, đó là: tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản nghiên cứu này vận dụng được giới thiệu bởi

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 196- Tháng 9. 2018 53

QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP

các tác giả Hoàng Trọng & Chu Mộng Ngọc Tỷ suất sinh lời ROA ROE, Hệ số Nợ DR giải
(2008). Nếu hệ số VIF của bất kì một biến độc thích được 67,9542% sự biến thiên của QR, cịn
lập có trong mơ hình mà giá trị > 10 thì có thể lại 32,0458% sự biến thiên của QR sẽ được giải
kết luận rằng đã xảy ra hiện tượng đa cộng thích bởi các nhân tố khác.
tuyến giữa biến độc lập đó với các biến độc lập Mơ hình MR: Hệ số R2 là 0,654823 cho thấy
cịn lại trong mơ hình. Khi xem xét kết quả hệ các nhân tố bên trong doanh nghiệp như Tỷ suất
số VIF trên mơ hình, ta thấy hệ số VIF của tất sinh lời ROS, Hệ số nợ DR, Quy mô SIZE giải

cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 10, điều đó thích được 65,4823% sự biến thiên của MR cịn
chứng tỏ mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa lại 34,5177% sự biến thiên của MR sẽ được giải
cộng tuyến giữa các biến độc lập. thích bởi các nhân tố khác.
- Kiểm định khuyết tật phương sai sai số thay Các nhân tố còn lại ở đây có thể là các nhân tố
đổi của mơ hình hồi quy bên trong hoặc bên ngồi doanh nghiệp khơng
Để kiểm định khuyết tật phương sai sai số thay được đưa vào mơ hình doanh nghiệp như địn
đổi, tác giả sử dụng kiểm định Breusch-Pagan- bẩy tài chính, tốc độ tăng trưởng của doanh thu,
Godfrey. Mơ hình có hiện tượng phương sai chính sách thuế và lãi suất thị trường, sự tiến
thay đổi trong trường hợp giá trị Prob.Fi thu bộ của khoa học công nghệ, bối cảnh của ngành
được sau kiểm định này có giá trị nhỏ hơn chế biến thực phẩm...
0,1. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay Với các kết quả kiểm định mơ hình trên, ta thấy
đổi (Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan- được mơ hình khơng có khuyết tật về tự tương
Godfrey) thu được giá trị Prob.F1 = 0,65235; quan, không xảy ra sự đa cộng tuyến, không
Prob.F2= 0,56452; Prob. F3= 0,21354. Ta thấy xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi,
các giá trị Prob.Fj> 0,1. Do đó có thể kết luận mơ hình xây dựng phù hợp. Do đó, kết quả thu
mơ hình khơng xảy ra hiện tượng phương sai được từ mơ hình là đáng tin cậy và khơng vi
sai số thay đổi. phạm các giả thuyết cơ bản của phương pháp
- Đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi quy bình phương nhỏ nhất đối với mơ hình đa biến.
Giá trị ý nghĩa thống kê Prob1 (F-statistic) = Kết quả nghiên cứu các biến độc lập có mối
0,000241< 0,1 cho thấy mơ hình hồi quy CR là quan hệ thuận chiều gồm: SIZE, ROA, ROS,
phù hợp. AS, AGE; trong khi đó ROE và DR có mối
Giá trị ý nghĩa thống kê Prob2 (F-statistic) = quan hệ ngược chiều. Biến GDP và I khơng có
0,00024< 0,1 cho thấy mơ hình hồi quy QR là tác động đến khả năng thanh toán.
phù hợp.
Giá trị ý nghĩa thống kê Prob3 (F-statistic) = 5. Kết luận
0,000245< 0,1 cho thấy mơ hình hồi quy MR là
phù hợp. Tình hình tài chính của một doanh nghiệp được
Hệ số xác định (R2) là hệ số đánh giá sự phù thể hiện rõ nét qua khả năng thanh toán. Nếu
hợp của mơ hình. Giá trị của hệ số xác định doanh nghiệp có khả năng thanh tốn cao thì
(R2) cho biết bao nhiêu phần trăm biến thiên tình hình tài chính sẽ khả quan và sức khỏe của

trong biến phụ thuộc có thể giải thích bởi mơ doanh nghiệp càng cao; và ngược lại. Khả năng
hình hồi quy. Kết quả hồi quy OLS: thanh tốn chịu ảnh hưởng của nhiều nhân tố
Mơ hình CR: Hệ số R2 là 0,683859 có ý nghĩa khác nhau đòi hỏi nhà quản trị tài chính phải
rằng các nhân tố bên trong doanh nghiệp nắm vững để làm rõ nguyên nhân và thực hiện
như Tỷ suất sinh lời ROA và ROE, Hệ số Nợ đúng các giải pháp nâng cao khả năng thanh
DR, Cấu trúc tài sản, Tuổi AGE giải thích tốn.
được 68,3859% sự biến thiên của CR, cịn lại Nghiên cứu này dựa trên dữ liệu trên BCTC của
31,6141% sự biến thiên của CR sẽ được giải các doanh nghiệp chế biến thực phẩm sử dụng
thích bởi các nhân tố khác. phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) và
Mơ hình QR: Hệ số R2 là 0,679542 có ý nghĩa một số phương pháp kiểm định để tìm ra các
rằng các nhân tố bên trong doanh nghiệp như nhân tố ảnh hưởng và mức độ ảnh hưởng của

54 Số 196- Tháng 9. 2018 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng

QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP

các nhân tố đó. Có được kết quả như vậy cũng trong các ngành khác nhau, trong các quốc gia
do tính đặc thù của ngành Chế biến thực phẩm khác nhau và trong nền kinh tế với mức độ ổn
cần có trang thiết bị hiện đại, sử dụng nhiều định khác nhau. Tuy nhiên, vẫn cịn có sự khác
hàng tồn kho, nhu cầu về sử dụng vốn từ phía biệt về biến quy mô (SIZE) mà trong nghiên
nhà cung cấp, ngân hàng ngày càng nhiều; cứu này thì quy mơ doanh nghiệp có tác động
ngành Chế biến thực phẩm chủ yếu hướng tới thuận chiều (cũng giống như nhiều nghiên cứu
thị trường xuất khẩu và đang được coi là trọng khác) nhưng khác so với một số nghiên cứu cho
điểm trong cơ cấu kinh tế Việt Nam. rằng quy mô doanh nghiệp có tác động ngược
Kết quả nghiên cứu cho thấy, các nhân tố tỷ chiều.
suất sinh lời ROA, ROE, ROS, tỷ số nợ, cấu Dựa vào kết quả nghiên cứu này, qua mức
trúc tài sản, quy mô SIZE, tuổi công ty AGE độ ảnh hưởng của các biến độc lập (nhân tố)
đều có ảnh hưởng đến khả năng thanh toán; tác động thuận chiều và ngược chiều đến khả
trong đó, các nhân tố quy mơ doanh nghiệp, năng thanh tốn, nhóm tác giả khuyến nghị
tỷ suất sinh lời ROA, cấu trúc tài sản, quy mô các doanh nghiệp trong mẫu nghiên cứu cần

SIZE, tuổi cơng ty AGE có ảnh hưởng cùng duy trì quy mơ doanh nghiệp hợp lý; mở rộng
chiều; và ngược lại các nhân tố ROE, ROS, tỷ thị trường và nâng cao chất lượng sản phẩm;
số nợ có ảnh hưởng ngược chiều đến khả năng hiện đại hóa dây truyền cơng nghệ; nâng cao
thanh tốn của các doanh nghiệp chế biến thực hiệu quả sử dụng vốn vay; sử dụng cơ cấu tài
phẩm. Kết quả của nghiên cứu này có nhiều sản hợp lý. Kết quả nghiên cứu này là tài liệu
điểm tương đồng với kết quả của các nghiên tham khảo hữu ích cho các nhà quản lý doanh
cứu trước (qua các biến độc lập như các tỷ suất nghiệp nói chung và các nhà quản trị tài chính
về hiệu quả tài chính, tỷ suất nợ…), nhưng mức nói riêng xem xét đưa ra các quyết định kinh tế
độ ảnh hưởng lại có sự khác nhau do các nghiên đúng đắn nhằm tăng khả năng thanh toán của
cứu trước sử dụng quy mô mẫu khác nhau, doanh nghiệp. ■

Tài liệu tham khảo

1. BCTC của các Công ty Chế biến Thực phẩm giai đoạn 2012 - 2016.
2. Lưu Thị Hương và Vũ Duy Hào (2011), Giáo trình tài chính doanh nghiệp, NXB Đại học Kinh tế quốc dân.
3. Nguyễn Văn Cơng (2009), Giáo trình phân tích kinh doanh, NXB Đại học Kinh tế Quốc dân, Hà Nội.
4. Nguyễn Quang Dong và TS.Nguyễn Thị Minh (2012), Giáo trình kinh tế lượng, NXB Đại học Kinh tế quốc dân.
5. Nguyễn Minh Kiều (2009), Tài chính doanh nghiệp, NXB Thống kê.
6. Nguyễn Năng Phúc (2013), Giáo trình phân tích Báo cáo tài chính, NXB Đại học Kinh tế quốc dân.
7. Nguyễn Đình Thiên, Nguyễn Thị Mai Trâm, Nguyễn Hồng Thu (2014), “Các yếu tố tác động đến khả năng thanh khoản của
doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam”. Tạp chí của Trường Đại học Thủ Dầu 1, 6(19), 24-32.
8. Thái Văn Đại, Trần Việt Thanh Trúc (2018), “Đánh giá các nhân tố tác động đến tỷ lệ thanh khoản của các ngân hàng
thương mại Việt Nam”. Luận văn Thạc sỹ, Trường Đại học Kinh tế thành phồ Hồ Chí Minh.
9. Trần Mạnh Dũng, Phạm Đức Cường & Trần Trung Tuấn (2018), Báo cáo tài chính - Trình bày, Phân tích, Kiểm tra và Kiểm
tốn, NXB Tài chính.
10. Ahmed, M., Raza, K., (2012), The Optimal Relationship of Cash Conversion Cycle with Firm Size and Profitability,
International Journal of Academic Research in Business and Social Sciences, (2)4, 5-12.
11. Almeida, H., Campello, M. and Weisbach, M. (2002), The Demand for Corporate Liquidity: A Theory and Some Evidence.
12. Aziz, A. and Lawson, H.G. (1989), Cash Flow Reporting and Financial Distress Models: Testing of Hypotheses, Financial
Management, 55-63.

13. Charitou, M., Lois, P. and Santoso, H. B. (2012), The Relationship Between Working Capital Management and Firm’s
Profitability: An Empirical Investigation for an Emerging Asian Country, International Business and Economics Research
Journal, (11)8, 839-848.
14. Deloof&Marc, (2001),BelgianIntragroupRelationsandtheDeterminantsofCorporate Liquid Reserves, European Financial
Management, (7)3,375-392.
15. Hager (1976), Cash Management and Cash Cycle, Management Accounting, 19-21.
16. Huberman, G. (1984), External Financing and Liquidity, Journal of Finance, (39)3, 895-908.
17. Johnson, J.M., Campbell, D.R. and Wittenbach, J.L. (1980), Problems in Corporate Liquidity, Financial Executive, 44-53.
18. Katerina Lyroudi & Monika Bolek (2012), An Investigation OfThe Companies’ Liquidity And The Factors Affecting It: The

Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 196- Tháng 9. 2018 55

QUẢN TRỊ NGÂN HÀNG & DOANH NGHIỆP

Case Of Poland, 4-8.
19. Moss, D.J., Stine B. (1993), Cash Conversion Cycle and Firm Size: A Study of Retail Firms, Managerial Finance, (19)8, 25-34.
20. Myers, St.C., Rajan, R.G. (2001), The Paradox of Liquidity, The Quarterly Journal of Economics, 733-771.
21. Nobaneee, H. and AlHajjar, M. (2009a), Working Capital Management, Operating Cash Flow and Corporate Performance, 12

Thơng tin tác giả
Trần Mạnh Dũng, Phó Giáo sư, Tiến sĩ
Đại học Kinh tế quốc dân
Email:
Nguyễn Nam Tài, Thạc sĩ
Cơng ty TNHH Kiểm tốn ASCO
Email:

Summary

Determinants Influencing Liquidity of Listed Food Processing Firms on Vietnam Stock Exchange

This research is conducted for evaluating the impact levels of determinants on liquidity of listed food processing
firms on Vietnam Stock Exchange. Data were collected from audited financial statements of 31 firms for the period
from 2012 to 2016.
This study employs Ordinary Least Squares (OLS) and other tests for measuring impact levels of factors impacting
on liquidity. The results show that firm size, return on assets, return on sales, firm duration and asset structure
have positive relationships with liquidity. In contrast, return on equity, and debt ratio have negative impacts on
liquidity.
Keywords: Determinants, liquidity, food processing.

Dung Manh Tran, Assoc. Prof. PhD.
National Economics University
Tai Nam Nguyen, MEc.
ASCO Audit Company

56 Số 196- Tháng 9. 2018 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng