Tác động của đặc điểm quản trị công ty đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt của các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Việt Nam

 191 
TÁC ĐỘNG CỦA ĐẶC ĐIỂM QUẢN TRỊ CÔNG TY ĐẾN CHU KỲ 
LUÂN CHUYỂN TIỀN MẶT CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TRÊN 
SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 
Từ Đức Xuân 
Võ Văn Dứt 
Khoa Kinh tế, Trường Đại học Cần Thơ 
Tóm tắt 
 Bài viết này nghiên cứu tác động của các đặc điểm quản trị công ty đến chu kỳ 
luân chuyển tiền mặt của các công ty niêm yết trên thị trường giao dịch chứng khoán Việt 
Nam. Dựa vào Lý thuyết đại diện và Lý thuyết quản lý, nghiên cứu giả thuyết rằng quy 
mô hội đồng quản trị, thành viên độc lập, quy mô ủy ban kiểm toán nội bộ, thâm niên 
CEO và CEO kiêm nhiệm có mối quan hệ nghịch chiều với chu kỳ luân chuyển tiền mặt. 
Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu từ 270 công ty niêm yết trên 2 Sở giao dịch chứng khoán 
là HOSE và HNX. Kết quả cho thấy, quy mô hội đồng quản trị và quy mô ủy ban kiểm 
toán nội bộ có mối quan hệ nghịch chiều với chu kỳ luân chuyển tiền mặt, trong khi đó 
thành viên độc lập có mối quan hệ thuận chiều. Nghiên cứu không tìm thấy tác động của 
thâm niên CEO và CEO kiêm nhiệm đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt. 
Từ khóa: chu kỳ luân chuyển tiền mặt, HOSE, HNX, quản trị công ty. 
1. Đặt vấn đề 
Trong hoạt động sản xuất kinh doanh thì mục tiêu đầu tiên của các công ty chính là 
lợi nhuận, bởi vì lợi nhuận là nhân tố quyết định sự tồn tại và phát triển của các công ty. 
Để các công ty có thể hoạt động một cách trơn tru và mang lại hiệu quả đòi hỏi phải có 
một cơ cấu quản trị hợp lý với những quyết định đúng đắn. Ngoài ra, các công ty còn 
phải có các chiến lược tài chính hiệu quả, đặc biệt là chiến lược quản trị vốn luân chuyển 
như thế nào để duy trì hoạt động liên tục, đảm bảo khả năng thanh khoản và gia tăng khả 
năng sinh lợi vẫn là vấn đề cần được ưu tiên hàng đầu của các công ty. Một cơ cấu quản 
trị hiệu quả kết hợp với các quyết định quản trị tài chính hiệu quả về quản trị vốn luân 
chuyển phù hợp sẽ dẫn dắt công ty đi đến những thành công cũng như tối đa hóa lợi ích 
cho chủ công ty, ngược lại một quyết định sai lầm về quản trị vốn luân chuyển sẽ khiến 
công ty trả giá rất đắt, thậm chí có thể bị phá sản hay phải bán các tài sản của mình để cơ 
cấu lại hoạt động. Do đó, việc xác định xu hướng tác động của đặc điểm quản trị công ty 
đến việc quản lý vốn luân chuyển, đặc biệt là chu kỳ luân chuyển tiền mặt là vấn đề rất 
quan trọng để các công ty có thể xác định hướng đi tương lai trong bối cạnh toàn cầu hóa 
như hiện nay. 
Ở Việt Nam, đã có những nghiên cứu về quản trị công ty, tuy nhiên các nghiên cứu 
này chủ yếu tập trung vào phân tích mối quan hệ giữa các yếu tố quản trị công ty và hiệu 
quả hoạt động (Vo & Phan, 2013a, b, c, d; Vo & Nguyen, 2014), cơ cấu vốn (Do & Wu, 
 192 
2013) mà chưa xem xét đến mối quan hệ giữa quản trị công ty và vốn luân chuyển. Hơn 
nữa đã có nhiều nghiên cứu ở Việt Nam chứng minh rằng chu kỳ luân chuyển tiền mặt và 
lợi nhuận có mối quan hệ nghịch chiều tại các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng 
khoán ở Việt Nam (Huynh & Su, 2010; Từ Thị im Thoa và Nguyễn Thị Uyên Uyên, 
2014; Phan Thị Hằng Nga, 2015). Điều này cho thấy các công ty có thể thông qua việc 
quản lý hiệu quả chu kỳ luân chuyển tiền mặt để gia tăng thêm lợi nhuận. Do đó, nghiên 
cứu này được thực hiện để xem xét tác động của các đặc điểm quản trị công ty đến việc 
quản lý vốn luân chuyển, cụ thể là chu kỳ luân chuyển tiền mặt. Thông qua kết quả 
nghiên cứu này, các công ty, nhà doanh nghiệp sẽ có thêm cơ sở để đưa ra các quyết định 
kinh doanh trong thời gian sắp tới. 
2. Lý thuyết và mô hình nghiên cứu 
 Tác động của các đặc điểm quản trị công ty đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt của 
các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có thể được giải thích thông 
qua 2 lý thuyết là Lý thuyết đại diện của Jensen & Meckling (1976) và Lý thuyết quản lý 
của Donaldson & Davis (1991). Theo Lý thuyết đại diện, các vấn đề đại diện phát sinh là 
do HĐQT và CE trong quá trình xây dựng và thực hiện các chiến lược, kế hoạch hoạt 
động thì HĐQT và CE có thể sẽ can thiệp vào việc quản lý các thành phần của chu kỳ 
luân chuyển tiền mặt nhằm đặt được các mục đích cá nhân, từ đó kéo dài chu kỳ luân 
chuyển tiền mặt dẫn đến làm tăng rủi ro thanh khoản và giảm đi các cơ hội tái đầu tư của 
công ty. 
Trái ngược với quan điểm của Lý thuyết đại diện, việc xây dựng và thực hiện các 
chiến lược, kế hoạch hoạt động làm rút ngắn chu kỳ luân chuyển tiền mặt thì phù hợp với 
quan điểm của Lý thuyết quản lý rằng lợi ích của các thành viên HĐQT và CE trong 
trường hợp này thì thống nhất với lợi ích của công ty, do đó họ sẽ tìm cách đưa ra các 
chiến lược, kế hoạch hoạt động nhằm rút ngắn chu kỳ luân chuyển tiền mặt nhằm giảm 
rủi ro thanh khoản, gia tăng cơ hội tái đầu tư để tối đa hóa lợi nhuận của công ty. Trong 
trường hợp của nghiên cứu này thì HĐQT và CE với vai trò là người quản lý công ty sẽ 
tìm cách để quản lý hiệu quả chu kỳ luân chuyển tiền mặt của công ty để tối đa hóa lợi 
nhuận cho công ty và cũng là để tối đa hóa lợi ích cho bản thân. 
Quy mô hội đồng quản trị và chu kỳ luân chuyển tiền mặt 
Hội đồng quản trị là cơ quan cao nhất của một công ty chịu trách nhiệm quản lý 
hoạt động của công ty. Hội đồng quản trị đóng một vai trò quan trọng trong việc quyết 
định và đề ra các chính sách tối ưu cho công ty. ỳ thu tiền bình quân, kỳ luân chuyển 
hàng tồn kho, kỳ thanh toán bình quân là những thành phần của chu kỳ luân chuyển tiền 
mặt bị ảnh hưởng bởi các quyết định và chính sách của HĐQT. Theo Lý thuyết đại diện, 
vai trò chính của HĐQT là kỷ luật và giám sát (Pieper & cộng sự, 2008). Do đó, quy mô 
HĐQT lớn sẽ có nhiều thành viên chịu trách nhiệm giám sát, chỉ đạo các nhà quản lý 
hơn, qua đó giúp công ty giảm thiểu các vấn đề đại diện và chi phí đại diện. Ngoài ra, 
một HĐQT có quy mô lớn thì sẽ cung cấp nhiều nguồn lực, thông tin cần thiết để HĐQT 
 193 
có thể đưa ra các quyết định có hiệu quả. Ngược lại, Lý thuyết quản lý thì cho rằng quy 
mô HĐQT lớn có tác động tiêu cực đến hoạt động ... ả thuyết 1 được chấp nhận. 
Quy mô HĐQT có tác động nghịch chiều chu kỳ luân chuyển tiền mặt với mức ý nghĩa 
thống kê tại 5% (β1= -2,604; p<0,05), điều này có nghĩa khi thành viên HĐQT tăng thêm 
1 người thì chu kỳ luân chuyển tiền mặt sẽ rút ngắn tương đương 3 ngày. ết quả này 
phù hợp với nghiên cứu của zam (2016) là quy mô HĐQT lớn sẽ làm rút ngắn chu kỳ 
luân chuyển tiền mặt. ết quả này góp phần bổ sung vào việc củng cố quan điểm của Lý 
thuyết đại diện rằng quy mô HĐQT lớn sẽ có nhiều thành viên chịu trách nhiệm giám sát, 
chỉ đạo các nhà quản lý hơn, qua đó góp phần rút ngắn chu kỳ luân chuyển tiền mặt trong 
công ty. 
Thành viên độc lập: Qua kết quả từ bảng 3, thành viên độc lập có tác động thuận 
chiều với chu kỳ luân chuyển tiền mặt với mức ý nghĩa là 5% (β2= 3,548; p<0,05), điều 
này trái ngược với giả thuyết 2 ban đầu nên giả thuyết 2 bị bác bỏ. ết quả này có thể 
được hiểu là khi mà thành viên độc lập trong HĐQT tăng thêm 1 người thì chu kỳ luân 
chuyển tiền mặt sẽ kéo dài thêm tương đương 4 ngày. ết quả này hoàn toàn trái ngược 
với các nghiên cứu của bradovich và cộng sự (2014) đã chứng minh được sự hiện diện 
của các thành viên độc lập trong HĐQT có tác động tích cực đến chu kỳ luân chuyển tiền 
mặt của các công ty sản xuất tại Mỹ. Tuy nhiên, kết quả này lại phù hợp với quan điểm 
của Lý thuyết đại diện về tác động tiêu cực của thành viên độc lập đối với công ty khi 
không còn giữ được tính khách quan và độc lập khi thời gian làm việc tại công ty càng 
dài (Dalton, 1998; ’Sullivan & Wong, 1999; rosa & cộng sự, 2010). Điều này có thể 
lý giải bởi tình trạng khó khăn trong tìm kiếm thành viên độc lập nên nhiều công ty 
không có điều kiện luân chuyển thành viên độc lập trong quá trình hoạt động, dẫn đến 
thực trạng là đa phần thành viên độc lập thường gắn bó lâu dài với công ty mình đang 
hoạt động. Điều này sẽ làm giảm tính độc lập và khách quan của các thành viên độc lập 
khi mà khi làm việc tại HĐQT càng dài. Từ đó ảnh hưởng đến vai trò giám sát của thành 
viên độc lập đến đội ngũ quản lý trong việc quản lý chu kỳ luân chuyển tiền mặt. 
Quy mô ủy ban kiểm toán nội bộ: Từ kết quả ở bảng 3, quy mô ủy ban kiểm toán 
nội bộ có tác động âm đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt tại mức ý nghĩa 5% (β3= -3,061; 
p<0,05), điều này hoàn toàn phù hợp với giả thuyết 3 nên giả thuyết 3 được chấp nhận. 
 ết quả này cho thấy khi thành viên kiểm toán nội bộ tăng thêm 1 người thì chu kỳ luân 
chuyển tiền mặt sẽ rút ngắn được tương đương 4 ngày. ết quả này hoàn toàn phù hợp 
với các quan điểm của Lý thuyết đại diện về vai trò của ủy ban kiểm toán nội bộ và phù 
hợp với các nghiên cứu trước đó của Beasley & cộng sự (2009) và Henry (2013) là quy 
mô ủy ban kiểm toán nội bộ sẽ làm cải thiện chu kỳ luân chuyển tiền mặt thông qua việc 
kiểm toán các tài khoản tiền mặt, các khoản phải thu, các khoản phải trả, và các tài khoản 
hàng tồn kho trong công ty. 
 200 
Thâm niên CEO: ết quả từ bảng 3 cho thấy thâm niên CE không có tác động rõ 
ràng đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt ở bất kỳ mức ý nghĩa nào (β4= 0,068; p>0,1), do đó 
giả thuyết 4 không được chấp nhận trong nghiên cứu này. Điều này nghĩa là thâm niên 
CE dù dài hay ngắn đều không có tác động đáng kể đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt 
đối với các công ty niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam. ết quả hoàn 
toàn không phù hợp giả thuyết H4 đặt ra ban đầu và các nghiên cứu gần đây của Coleman 
(2007), Gill & Shah (2012), Mansour & cộng sự (2015), zam (2016) là thâm niên CEO 
dài có ảnh hưởng tích cực đến việc cải thiện chu kỳ luân chuyển tiền mặt của các công ty. 
CEO kiêm nhiệm: Từ kết quả bảng 3 ta có thể kết luận giả thuyết 5 không được 
ủng hộ trong nghiên cứu này. Điều này thể hiện qua CE kiêm nhiệm không có tác động 
rõ ràng đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt ở bất kỳ mức ý nghĩa nào (β5= -0,441; p>0,1), 
nghĩa là sự tách biệt hay hợp nhất vai trò của CE và chủ tịch HĐQT đều không có ảnh 
hưởng đáng kể đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt trong các công ty niêm yết trên sàn giao 
dịch chứng khoán Việt Nam. ết quả này không phù hợp với giả thuyết H5 ban đầu và 
các kết quả nghiên cứu của Gill & Biger (2013), Mansour & cộng sự (2015) là CE kiêm 
nhiệm có tác động tích cực đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt. 
Tỷ số lợi nhuận trên doanh thu: ết quả 3 cho ta thấy tỷ số lợi nhuận trên doanh 
thu có mối quan hệ tương quan âm với chu kỳ luân chuyển tiền mặt nhưng không có ý 
nghĩa ở bất kỳ mức ý nghĩa nào (β6= -0,164; p>0,1). Điều này có nghĩa là sự tăng hay 
giảm của tỷ số lợi nhuận trên doanh thu đều không ảnh hưởng đến chu kỳ luân chuyển 
tiền mặt của công ty trong nghiên cứu này. 
Bảng 3 ết quả ước lượng mô hình theo phương pháp GLS 
 Mô 
hình 1 
Mô 
hình 2 
Mô 
hình 3 
Mô 
hình 4 
Mô 
hình 5 
Mô 
hình 6 
Mô 
hình 7 
CCC CCC CCC CCC CCC CCC CCC 
ROS 
-0,115 
(-0,71) 
-0,162 
(-0,99) 
-0,133 
(-0,81) 
-0,083 
(-0,49) 
-0,115 
(-0,70) 
-0,115 
(-0,70) 
-0,164 
(-0,99) 
SG 
-0,514
***
(-21,39) 
-0,512
***
(-20,88) 
-0,515
***
(-21,31) 
-0,516
***
(13,33) 
-0,514
***
(-13,30) 
-0,514
***
(-13,31) 
-0,514
***
(-13,29) 
FS 
12,39
***
(7,51) 
12,67
***
(7,81) 
12,27
***
(7,43) 
12,28
***
(7,73) 
12,31
***
(7,55) 
12,37
***
(7,47) 
12,52
***
(7,77) 
BS 
-1,876
*
(-1,69) 
-2,604
**
(-2,17) 
ID 
2,190
*
(1,71) 
3,548
**
(2,50) 
AC --2,810
**
 -3,061
**
 201 
(-1,97) (-2,08) 
CT 
0,058 
(0,30) 
0,068 
(0,30) 
CD 
-0,081 
(-0,04) 
-0,441 
(-0,18) 
_cons 
-36,83
*
(-1,75) 
-29,00 
(-1,39) 
-36,51
*
(-1,73) 
-33,06 
 (-1,63) 
-35,94
*
(-1,72) 
-36,47
*
(-1,72) 
-23,20 
(-1,12) 
N 1.890 1.890 1.890 1.890 1.890 1.890 1.890 
Ghi chú: (***), (**) và (*) lần lượt biểu diễn các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. 
(Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích dữ liệu trên Stata) 
Tốc độ tăng trưởng doanh thu: Thông qua kết quả từ bảng 3, ta có thể kết luận tốc 
độ tăng trưởng doanh thu có mối quan hệ âm với chu kỳ luân chuyển tiền mặt tại mức ý 
nghĩa 1% (β7= -0,514; p<0,1). ết quả này cho thấy, khi tốc độ tăng trưởng doanh thu 
tăng lên 1 đơn vị thì chu kỳ luân chuyển tiền mặt sẽ rút ngắn tương đương 1 ngày. Điều 
này cho thấy công ty có tốc độ tăng trưởng doanh thu càng cao thì chu kỳ luân chuyển 
tiền mặt của công ty đó càng ngắn. 
Quy mô công ty: Quy mô công ty càng lớn thì càng kéo dài chu kỳ luân chuyển 
tiền mặt. Điều này được thể hiện qua kết quả từ bảng 3, quy mô công ty có mối tương 
quan dương với chu kỳ luân chuyển tiền mặt tại mức ý nghĩa 1% (β8= 12,52; p<0,1). ết 
quả này có thể hiểu là quy mô công ty tăng thêm 1 đơn vị sẽ kéo dài chu kỳ luân chuyển 
tiền mặt tương đương 13 ngày. 
5 KẾT LUẬN, HÀM Ý VÀ HẠN CHẾ 
Nghiên cứu này kế thừa Lý thuyết đại diện và Lý thuyết quản để xem xét tác động 
của đặc điểm quản trị công ty đến chu kỳ luân chuyển tiền mặt của các công ty niêm yết 
trên thị trường giao dịch chứng khoán Việt Nam. ết quả ước lượng theo phương pháp 
GLS cho thấy, quy mô hội đồng quản trị và quy mô ủy ban kiểm toán nội bộ có mối quan 
hệ nghịch chiều với chu kỳ luân chuyển tiền mặt, trong khi đó thành viên độc lập có mối 
quan hệ thuận chiều. ộ. ết quả này hàm ý rằng các công ty niêm yết trên thị trường 
chứng khoán Việt Nam có thể tối ưu hóa chu kỳ luân chuyển tiền mặt bằng các cách sau. 
Thứ nhất, các công ty có thể xem xét việc bổ sung thêm thành viên nội bộ hay thành viên 
không điều hành vào HĐQT. Thứ hai, các công ty cần bổ sung thành viên độc lập vào 
HĐQT để tuân thủ Luật Doanh Nghiệp 2014, duy trì số thành viên độc lập là 20% trong 
HĐQT và hạn chế tăng thêm thành viên độc lập. Cuối cùng, các công ty cần phải thành 
lập bộ phận kiểm toán nội bộ đối với các công ty chưa có, các công ty đã có bộ phận 
kiểm toán nội bộ thì cần xem xét việc tăng thêm thành viên trong phạm vi cho phép của 
công ty mình. 
 202 
Quản trị công ty chịu sự ảnh hưởng của các mối quan hệ giữa các bên tham gia vào 
hệ thống quản trị bao gồm: Đại hội đồng cổ đông, HĐQT, ban giám đốc và các bên có lợi 
ích liên quan. Do đó, quản trị công ty được cấu thành bởi nhiều đặc điểm khác nhau. 
Trong bài nghiên cứu này tác giả chỉ chọn ra một số đặc điểm quản trị công ty để tiến 
hành xem xét bao gồm: Thành viên độc lập trong HĐQT, quy mô HĐQT, CE kiêm 
nhiệm, thâm niên CE và quy mô kiểm toán nội bộ. Do đó, những nghiên cứu sau có thể 
lựa chọn các đặc điểm quản trị khác để xem xét mối quan hệ giữa các đặc điểm này với 
chu kỳ luân chuyển tiền mặt. Ngoài ra về mặt dữ liệu, các nghiên cứu sau cũng có thể áp 
dụng mô hình nghiên cứu trong bài viết này cho những sàn giao dịch chứng khoán khác. 
 203 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
1. Arosa, B., Iturralde, T., and Maseda, A., 2010. Outsiders on the board of directors and 
firm performance: Evidence from Spanish non-listed family firms. Journal of Family 
Business Strategy, 01(4): 236–245. 
2. Azam, S. Z, 2016. The Impact of Corporate Governance on Cash Management 
Efficiency in the Industry of Machinery and Equipment. International Journal of 
Scientific Management and Development, 4(4): 126-130. 
3. Beasley, M.S., Carcello, J. V., Hermanson, D. R., Neal, T.L., 2009. The audit 
committee oversight process. Contemporary Accounting Research, 26: 65-122. 
4. Boling, J. R., Pieper, T. M. and Covin, J. G., 2015. CEO Tenure and Entrepreneurial 
Orientation Within Family and Nonfamily Firms. Entrepreneurship Theory and 
Practice, 40: 891-913. 
5. Coleman- yereboah, . 2007. Corporate governance and firm performance in frica: 
a dynamic panel data analysis. a paper prepared for the “International Conference on 
Corporate Governance in Emerging Markets”. 
6. Dalton, DR, Daily, CM, Ellstrand, AE và Johnson, JL, 1998. Meta-Analytic Reviews 
of Board Composition, Leadership Structure, and Financial Performance, Strategic 
Management Journal, 19, 269-290 
7. Do, X. Q and Wu, Z. X., 2013. Impact of Ownership Structure and Corporate 
Governance on Capital Structure: The case of Vietnamese Firms. Australian Journal 
of Business and Management Research, 03(3):11-19 
8. Donaldson, L., and Davis, J. H. (1991). The need for theoretical coherence and 
intellectual rigour in corporate governance research: Reply to critics of Donaldson 
and Davis. Australian Journal of Management, 18(2): 213-225. 
9. Fish, E. M., and Slezak, S. L., 2008. Can corporate governance save distressed firms 
from bankruptcy? An empirical analysis. Review of Quantitative Finance and 
Accounting, 30(2): 225–251. 
10. Gill, A., and Biger, N., 2013. The impact of corporate governance on working capital 
management efficiency of American manufacturing firms. Managerial Finance, 
39(2): 116–132. 
11. Gill, A. and Shah, C., 2012. Determinants of corporate cash holdings: evidence from 
Canada. International Journal of Economics and Finance, 4(1): 70-79. 
12. Henry, K. K, 2013. The effect of corporate governance on working capital of 
manufacturing firms listed at the nairobi. A research project submitted in partial 
fulfillment of the requirements for the award of masters degree in business 
administration (MBA), university of Nairobi securities exchange 
13. Huynh, P. D and Su, J., 2010. The Relationship between Working Capital 
Management and Profitability: A Vietnam Case. International Research Journal of 
Finance and Economics,49: 59-67 
14. Jensen, M. C., and Meckling, W., 1976. Theory of the firm: Managerial behaviour, 
agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3(4): 305–
360. 
 204 
15. Lajili, K., and Zéghal, D., 2010. Corporate governance and bankruptcy filing 
decisions. Journal of General Management, 35(4): 3–26. 
16. Mansour, A., Seid, M. K. M. and Rahmatollah, M., 2015. Examining the Effect of 
Corporate Governance Mechanisms on Working Capital Management Efficiency of 
Corporations Accepted In Tehran Stock Exchange. International Jounal of Review in 
Life Sciences, 5(8): 63-73. 
17. Obradovich, J., Gill, A., and Biger, N. (2014). The Impact of Independent Directors 
on the Cash Conversion Cycle of American Manufacturing Firms. International 
Journal of Economics and Finance, 7(1): 87-96 
18. O'Sullivan, N and Wong, P, 1999. Board Composition, Ownership Structure and 
Hostile Take-Overs: Some UK Evidence. Accounting and Business Research, 29: 
139-155. 
19. Phan Thị Hằng Nga, 2015. Thấy gì từ hoạt động quản lý vốn của các Doanh nghiệp 
niêm yết. Tạp chí tài chính, số tháng 9: 25-27. 
20. Quốc Hội, 2014. Luật số: 68/2014/QH13, Luật Doanh Nghiệp. Hà Nội, ngày 26 tháng 
11 năm 2014. 
21. Saad, N., 2010. Corporate Governance Compliance and the Effects to Capital 
Structure in Malaysia. International Journal of Economics and Finance, 2: 105-114. 
22. Shen, W., 2003. The Dynamics of the CEO-Board Relationship: An Evolutionary 
Perspective. The Academy of Management Review, 28(3): 466-476. 
23. Từ Thị im Thoa & Nguyễn Thị Uyên Uyên, 2014. Mối quan hệ giữa quản trị vốn 
luân chuyển và khả năng sinh lợi: Bằng chứng thực nghiệm ở VN. Tạp chí Phát triển 
& Hội nhập Số 14 (24): 62-70 
24. Vo, H. D., and Phan, B. G. T, 2013a. Corporate governance and firm performance: 
empirical evidence from Vietnam. UEH Journal of Economic Development, 275: 1–
15 
25. Vo, H. D., and Phan, B. G. T., 2013b. Woman member in board of directors and firm 
performance: Empirical evidence from Vietnam. Banking Journal, 85: 21–30. 
26. Vo, H. D., and Phan, B. G. T., 2013c. The role of CEO duality, experience of board 
and growth opportunity on firm performance. Open University Journal, 3(31): 52–65. 
27. Vo, H. D., and Phan, B. G. T., 2013d. The relationship between corporate governance 
and firm performance. Unpublished paper, Ho Chi Minh City Open University. 
28. Vo, D., and Nguyen, T., 2014. The Impact of Corporate Governance on Firm 
Performance: Empirical Study in Vietnam. International Journal of Economics and 
Finance, 6(6):1-13.