Luận văn thạc sĩ Các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của các doanh nghiệp Việt Nam

1
TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH LÊN
KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC CÔNG TY
NGÀNH TH
ỦY SẢN VIỆT NAM
Tr
ần Thị Kim Châu
Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh
Tóm t
ắt
L
ợi nhuận r
òng của bất kỳ tổ chức nào trong một khoảng thời gian cụ thể có thể
đư
ợc xem là kế
t qu
ả cuối cùng của hoạt động đầu tư,
ho
ạt động
tài chính và ho
ạt
đ
ộng
kinh doanh c
ủa tổ chức. Những hoạt động n
ày chịu ảnh hưởng bởi quyết định
của nhà quản lý và nhiều nhân tố tác động từ môi trường bên trong và bên ngoài.
Nghiên c
ứu
này kh
ảo sát

kh
ả năn
g sinh l
ời
c
ủa các công ty
ngành th
ủy
Vi
ệt Nam
ch
ịu ảnh hưởng
b
ởi
đ
òn bẩy
tài chính, đ
òn bẩy kinh doanh
, t
ỷ trọng tài sản cố định
,
tính thanh kho
ản v
à
quy mô công ty trong c
ấu trúc vốn
. M
ục đích của nghi
ên cứu
là đ

ể kiểm tra thực nghiệm, sử dụng phân tích
d
ữ liệ
u
ở đó khả năng sinh lời của
các công ty ngành th
ủy sản có sự
liên quan đ
ến các chỉ số đ
ược lựa chọn phù hợp
v
ới các lý thuyết tài chính đã được công nhận.
K
ết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy đòn bẩy tài chính, tính thanh khoản và
t
ỷ
tr
ọng tài
s
ản cố định
có tác đ
ộng
ngư
ợc chiều
lên kh
ả năng sinh lời
, ngư
ợc lại
quy
mô công ty có tác đ

ộng cùng chiều lên khả năng sinh lời
c
ủa các công ty ngành
th
ủy sản.
Hơn n
ữa, kết quả nghiên cứu dựa trên các phân tích và thử nghiệm trên
các dữ liệu cũng được sử dụng để khuyến nghị một số giải pháp nhằm cải thiện khả
năng sinh l
ời của các công ty
ngành th
ủy sản Việt Nam.
2
I. Gi
ới thiệu
1. Lý do ch
ọn đề tài
Kết quả cuối cùng của hoạt động kinh doanh, đầu tư và hoạt động tài chính trong
m
ột khoản
g th
ời gian cụ thể
c
ủa
b
ất kỳ một tổ chức
nào đó là l
ợi nhuận ròng mà tổ
ch
ức

đó đ
ạt đ
ược.
Nh
ững hoạt động n
ày chịu ảnh hưởng bởi quyết định của nhà
qu
ản lý và nhiều nhân tố
tác đ
ộng từ môi t
rư
ờng bên trong và bên ngoài
t
ổ chức.
Trong n
ền kinh tế thị tr
ường, sự cạnh tranh
gi
ữa
các doanh nghi
ệp luôn l
à động lực
kích thích các doanh nghi
ệp tìm mọi cách để phát huy tối đa tiềm năng của mình
nh
ằm đạt hiệu quả kinh doanh cao nhất v
à điều đó tất yếu dẫn đến sự phát
tri
ển của
một số doanh nghiệp, và cũng không thể tránh khỏi những thất bại có thể dẫn đến

phá s
ản
doanh nghi
ệp
. Nhi
ều nghi
ên cứu trước đây đã được thực hiện để nhận dạng
và đo lư
ờng
các nhân t
ố tác động
đ
ến
kh
ả năng sinh lời nhằm tìm kiếm các giải
pháp cho doanh nghi
ệp
trong vi
ệc cải thiện khả năng sinh lời.
Ngành th
ủy sản
với vị trí địa lý thuận lợi và đư
ợc sự quan tâm hỗ trợ từ nhiều mặt
c
ủa Chính Phủ
, trong nh
ững năm qua
ngành th
ủy sản được xem là một trong những
ngành có th

ế mạnh
và có nhi
ều điều kiện
thu
ận lợi
đ
ể phát triển
c
ủa
Vi
ệt Nam
, tuy
nhiên khi xem xét và đánh giá hi
ệu quả kinh doanh
thì h
ầu hết các
công ty ngành
th
ủy sản đều có một tỷ suất sinh lợi
th
ấp
, th
ậm chí
m
ột số
công ty b
ị
thua l
ỗ và phá
s

ản.
Nghiên c
ứu
báo cáo tài chính c
ũng
ch
ỉ ra rằng
các công ty ngành th
ủy sản sử
d
ụng nhiều đòn bẩy trong cấu trúc vốn
, do đó nghiên c
ứu này xem
xét và đo lư
ờng
mức độ tác động của đòn bẩy và một số nhân tố khác như quy mô công ty, tính
thanh kho
ản và
t
ỷ trọng tài sản cố định
lên kh
ả năng sinh
l
ời
c
ủa các công ty
, qua
đó đ
ề xuất một số giải pháp
giúp các công ty ngành th

ủ
y s
ản
Vi
ệt Nam
c
ải thiện
hi
ệu quả kinh doanh
và t
ối đa hóa giá trị cho doanh nghiệp.
2. M
ục tiêu nghiên cứu
M
ục ti
êu của nghiên cứu
này trư
ớc ti
ên là dự báo
m
ức độ
đ
òn b
ẩy kinh doanh
, m
ức
độ đòn bẩy tài chính, quy mô công ty, tính thanh khoản và tỷ trọng tài sản cố định
có m
ối li
ên hệ và có ý nghĩa về mặt thống kê đối với

kh
ả năng sinh lời
c
ủa
các công
3
ty ngành th
ủy sản
. Đo lư
ờng tác động của các nhân
t
ố này lên khả năng sinh lời qua
đó đ
ề xuất một số giải pháp giúp
các công ty gia tăng l
ợi nhuận.
3. Đ
ối tượng
và ph
ạm vi nghiên cứu
Đ
ối t
ượng
chính c
ủa nghi
ên cứu là
tác đ
ộng của
m
ức độ

đ
òn b
ẩy lên khả năng sinh
l
ời của
các công ty ngành th
ủy sản
Vi
ệt Nam
.
Các k
ết quả thực nghiệm đ
ược tìm thấy trong nghiên cứu dựa trên phương pháp
th
ống kê dữ liệu từ năm 2008
-2011 c
ủa 24
công ty thu
ộc nhóm ngành thủy sản
niêm y
ết
trên hai sàn ch
ứng khoán TP. Hồ Chí Minh v
à Hà Nội.
4. Phương pháp nghiên c
ứu
S
ử dụng phương pháp định lượng thực hiện qua 2 bước:
Bư
ớc 1: T

hu th
ập số liệu từ 96 báo cáo t
ài chính đã kiểm toán của 24 công t
y th
ủy
s
ản niêm yết trên hai sàn chứng khoán TP. Hồ Chí Minh và Hà Nội qua 4 năm từ
2008-2011 nh
ằm
xác đ
ịnh các nhân tố ảnh h
ưởng đến
kh
ả năng sinh lời
c
ủa
các
công ty.
Bư
ớc 2:
Tính toán các ch
ỉ số tài chính
c
ủa từng công ty bằng excel và nhập vào
ph
ần mềm
Eviews4. S
ử dụng mô hình hồi quy đa biến để phân tích và kiểm định
m
ức độ tác động của

các nhân t
ố đến
kh
ả năng sinh lời
.
5. K
ết cấu đề tài
Nghiên cứu này được chia làm 5 phần như sau:
- Ph
ần 1
gi
ới thiệu
v
ề đề tài nghiên cứu
- Ph
ần
2 trình bày m
ột số
lý thuy
ết
cơ b
ản
nghiên c
ứu
th
ự
c nghi
ệm gần đây
trong l
ĩnh vực tài chính

.
- Ph
ần 3
nghiên c
ứu
chi ti
ết ph
ương pháp
, gi
ải thích các biến, mô h
ình kinh tế
lư
ợng và các dữ liệu
đưa vào nghiên c
ứu.
- Các k
ết quả nghi
ên c
ứu đ
ược báo cáo trong phần 4
.
4
- Cu
ối cùng, phần
5 k
ết
lu
ận và trình bày những phát hiện v
à nh
ững khuyến

ngh
ị về chính sách
.
II. Các nghiên c
ứu thực nghiệm
Myers (1984) đ
ã trình bày hai lý thuy
ết khác nhau liên quan đến mối quan hệ giữa
kh
ả năng sinh lời và cấu trúc vốn,
trư
ớc tiên lý thuyết cân bằng
t
ĩnh (Static
Trade -
off theory – STT) cho r
ằng tỷ lệ nợ/vốn chủ sở hữu mục ti
êu
là chìa khóa c
ủa c
ấu
trúc v
ốn, tỷ lệ nợ/vốn chủ sở hữu mục tiêu
đư
ợc dự đoán thông qua phân tích chi
phí – l
ợi nhuận
ở nh
ững mức độ nợ khác nhau. Các nhân tố đ
ược phân tích bao

gồm tác động của thuế, chi phí đại diện, chi phí kiệt huệ tài chính …. Thứ hai, Lý
thuy
ết trật tự phân hạng (Pecking order theory
- POT) cho r
ằng cấu trúc vốn của
công ty theo tr
ật tự
phân h
ạng
trư
ớc tiên là
công ty s
ẽ
s
ử dụng
các qu
ỹ nội bộ hoặc
l
ợi nhuận giữ lại
để tài tr
ợ cho các dự án đầu t
ư
, ti
ếp theo họ sẽ vay nợ nếu nguồn
v
ốn nội bộ không đủ, cuối cùng họ sẽ phát hành vốn cổ phần thường. Vì vậy
Lý
thuy
ết trật tự phân hạng
ng

ụ ý rằng các công ty có tỷ suất sinh lợi cao sẽ không vay
n
ợ cho các dự án mới vì họ có
s
ẵn quỹ nội bộ khá lớn. T
uy nhiên theo Lý thuy
ết
cân b
ằng tĩnh
các công ty có t
ỷ suất sinh lợi cao sẽ ưu tiên vay nợ để tận dụng tấm
ch
ắn thuế từ lãi vay. Như vậy,
Lý thuy
ết cân bằng tĩnh
cho r
ằ
ng có m
ối quan hệ
tr
ực tiếp giữa lợi nhuận và đòn bẩy
tài chính trong khi Lý thuy
ết trật tự phân hạng
cho r
ằng có mối quan hệ ngược giữa tỷ suất sinh lợi và đòn bẩy tài chính. Hơn nữa
Lý thuy
ết cân bằng tĩnh
l
ập luận rằng các công ty có quy mô lớn được ưu tiên vay
nợ do rủi ro phá sản thấp. Nghiên cứu của Titman và Wessels – 1988 ủng hộ cho

l
ập luận
các công ty l
ớn
thư
ờng
ít kh
ả năng phá sản.
Theo lý thuy
ết tín hiệu lần đầu được trình bày bởi Ross (1977), việc một công ty
tăng thêm n
ợ cung cấp dấu hiệu tích cực cho thị tr
ường vốn
, cho th
ấy mức độ tin
c
ậy là công ty
đang có d
òng tiền mặt trong tương lai đủ để thanh toán cho các
kho
ản
n
ợ
khi tr
ả nợ l
à một nghĩa vụ bắt buộ
c. M
ặt khác, theo
Lý thuy
ết trật tự phân

hạng việc một công ty tăng nguồn vốn chủ sở hữu để tài trợ cho một dự án thay cho
vi
ệc vay nợ đ
ược xem như m
ột dấu hiệu ti
êu c
ực của thị trường,
bởi v
ì khi nhà
5
qu
ản trị có nhiều thông tin về công ty họ có thể chọn phát hành vốn cổ phần khi
c
ổ
phi
ếu của họ được
đ
ịnh giá cao, do đó nó sẽ làm tổn hại đến quyền lợi của các nhà
đầu tư.
Modigliani và Miller (1958) đ
ã
c
ố gắng t
ìm mối quan hệ giữa
c
ấu trúc
v
ốn, lợi
nhu
ận / giá trị thị trường. Lập luận của họ là trong môi trường không có thuế thu

nh
ập doanh nghiệp v
à thuế thu nhập cá nhân, cấu trúc vốn không ảnh h
ư
ở
ng đ
ến
giá tr
ị công ty. Nói cách khác một số giả định hạ
n ch
ế
là công ty không s
ử dụng
đ
òn b
ẩy giống như một công ty có sử dụng đòn bẩy
tài chính. Sau khi đưa thu
ế v
ào
mô hình cho thấy thu nhập và giá trị thị trường của công ty sẽ đạt tối đa nếu 100%
n
ợ đ
ược dùng để mua sắm tài sản.
Gi
ả thuyết chính của họ l
à r
ủi ro kinh doanh có
th
ể được ước
tính b

ằng độ lệch chuẩn
c
ủa thu nhập trước thuế và lãi
, và t
ất cả các
nhà đ
ầu t
ư hiện tại và nhà đầu tư tiềm năng chia sẻ những kỳ vọng giống nhau về
kho
ản lợi nhuận của doanh nghiệp và những cơ hội trong việc thay đổi nhữn
g
kho
ản lợi nhuận n
ày.
Gi
ả định quan trọng khác l
à thị trường cổ phiếu và trái phiếu
đư
ợc giao dịch trong một thị trường hoàn hảo
, tỷ lệ l
ãi vay là tỷ lệ lãi suất phi rủi ro
đ
ối với các doanh nghiệp cũng như nhà đầu tư.
Mô hình c
ủa họ trong môi trường
có thu
ế thu nhập cho thấy lợi nhuận của các khoản nợ mang lại do lợi ích của lá
ch
ắn thuế
t

ừ
lãi su
ất
, vì lãi su
ất
là m
ột khoản chi phí được trừ khi tính thuế thu nhập
doanh nghi
ệp.
Gahlon and Gentry (1982) đưa ra một mô hình ước tính bêta đo lường rủi ro củ a
tài s
ản liên quan đến rủi ro thị trường của danh mục đầu tư.
Các bi
ến trong mô hình
s
ử dụng
đ
òn b
ẩy kinh doanh
và đ
òn b
ẩy tài chính, biện pháp đo lường sử dụng
DOL và DFL. Mô hình
đánh giá bằng cách nào
đ
òn bẩy kinh doanh
và đ
òn bẩy tài
chính quy
ết định

tác đ
ộng l
ên rủi ro tài sản
c
ủa một công ty
. Nh
ững phát hiện từ
mô hình xác nh
ận DOL và DFL là biện pháp hợp lý đo lường rủi ro của tài sản và
beta có liên quan đ
ến DOL v
à DFL.
6
Mandelker and Rhee (1984) trong nghiên c
ứu của họ đã phát hiện ra mối quan hệ
gi
ữa
đ
òn bẩy kinh doanh
, đ
òn bẩy tài chính
và beta. B
ằng chứng thực nghiệm
trong
nghiên cứu của họ cho thấy DOL và DFL giải thích từ 38% đến 48% nguồn dữ liệu
đưa vào nghiên c
ứu.
Mseddi and Abid (2004) nghiên c
ứu mối quan hệ giữa giá trị công ty và rủi r
o, h

ọ
s
ử dụng dữ liệu bảng để tính toán DOl, DFL của 403 công ty phi t
ài chính Mỹ từ
1995 – 1999, họ t
ìm thấy có tác động dương rõ rệt của
đ
òn bẩy kinh doanh
và đ
òn
b
ẩy t
ài chính lên giá trị công ty. Eljelly and Abuzar (2004)
đ
ã nghiên c
ứu mối quan
hệ giữa khả năng sinh lời và tính thanh khoản, được chỉ ra bởi tỷ lệ thanh toán hiện
th
ời
và vòng quay ti
ền mặt (v
òng quay hàng tồn kho + vòng quay khoản phải thu
-
vòng quay kho
ản phải trả). Họ lấy mẫu các công ty Ả rập Sau di
ở các ng
ành kinh
doanh chính tr
ừ n
gành năng lư

ợng v
à ngân hàng, dữ liệu phân tích từ 1996
-2000.
Thông qua phân tích tương quan và h
ồi quy cho thấy có mối quan hệ ngược giữa
kh
ả năng sinh lời
và tính thanh kho
ản, trong khi quy mô
công ty có ảnh h
ư
ởng
tr
ực
ti
ếp và
tác đ
ộng mạnh
đ
ến
kh
ả năng
sinh l
ời.
Larry et al. (1995) k
ết luận đòn bẩy tài chính và tỷ lệ tăng trưởng có mối quan hệ
ngh
ịch, điều này đúng hơn trong những trường hợp những công ty có tiềm năng
tăng trư
ởng không được đánh giá đúng bởi thị trường vốn do

giá tr
ị thị trường
c
ủa
c
ổ
phi
ếu sẽ
th
ấp hơn giá trị nội tại
c
ủa nó
. H
ọ cũng chứng minh rằng đòn bẩy có tác
động cùng chiều với tỷ lệ tăng trưởng của công ty có tỷ suất sinh lợi cao, dữ liệu
đư
ợc sử dụng để nghiên cứu mối quan hệ giữa đòn bẩy và tỷ lệ tăng trưởng được
l
ấy trong khoả
ng th
ời gian 20 năm. Sử dụng mô h
ình hồi quy các khoản cụ thể
trong dòng ti
ền của công ty, họ kết luận đòn bẩy phụ thuộc vào dự đoán của nhà
qu
ản trị về sự tăng tr
ưởng của công ty trong tương lai, khi tỷ lệ tăng trưởng cao có
th
ể sử dụng nợ vay, do đó mối
quan h

ệ ngược giữa đòn bẩy và khả năng sinh lời có
th
ể do nh
à quản trị
các công ty tăng trư
ởng cao
ưa thích c
ấu trúc vốn có một tỷ lệ
nợ tương đối thấp .
7
Nghiên c
ứu của Samuel G.H.Huang và Frank M.Song (2002)
thu th
ập dữ liệu
c
ủa
1000 công ty niêm y
ết trên
sàn ch
ứng khoán Trung Quốc
t
ừ
năm 1994 - 2000,
nguồn dữ liệu được phân tích bằng phương pháp phân tích OLS tìm thấy mối quan
h
ệ ngược giữa
đ
òn bẩy tài chính
và l
ợi nhuậ

n. Các công ty có quy mô l
ớn thường
s
ử dụng nhiều nợ vay h
ơn
, k
ết quả nghi
ên cứu cho th
ấy nếu gi
ảm 1.5% tỷ lệ nợ sẽ
làm gia tăng 1% l
ợi nhuận
tương
ứng.
Trong nghiên c
ứu này tài sản cố định cũng
đư
ợc đ
ưa vào xem xét,
khi các công ty có nhi
ều t
ài sản sẽ sử dụng
tài s
ản
đ
ể thế
ch
ấp vay nợ ngân hàng,
trong khi vi
ệc gia tăng nợ sẽ làm giảm lợi n

hu
ận của công
ty, như v
ậy
m
ối quan hệ thuận giữa t
ài sản
v
ới đ
òn bẩy
hàm ý r
ằng các công ty có
tài sản cố định cao sẽ đạt lợi nhuận thấp hơn. Điều này cũng đúng với nghiên cứu
c
ủa Williamson (1988) v
à Harris và Raviv (1990) các công ty có tài sản hữu hình
cao thư
ờng sử dụng nợ vay cao, nghiên cứu thực nghiệm của Marsh (1982), Long
và Malitz (1985), b
ạn b
è và Lang (1988), Rajan và Zingales (1995), và Wald
(1999). Trong các nghiên c
ứu này tài sản được đo lường bằng tỷ lệ tài sản cố định
trên t
ổng t
ài sản
có ảnh hư
ởng tới các khoản nợ v
à làm giảm lợi nhuận của công ty.
H. Jamal Zubairi (2010) k

ết luận đòn bẩy tài chính có tác động dương rõ rệt lên
kh
ả năng sinh lời của các công ty,
trong khi đ
òn bẩy kinh doanh
l
ại
có tác đ
ộng âm
lên kh
ả năng sinh lời,
nghiên c
ứu cũng cho thấy
kh
ả năng sinh lời
có tác đ
ộng
dương đ
ến quy mô công ty
, nghiên c
ứu này sử dụng logarit doanh thu
đ
ể
đo lư
ờng
quy mô công ty vì v
ậy
các công ty có th
ể tăng lợ
i nhu

ận
thông qua vi
ệc
tăng doanh
số bán hàng, kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra rằng sự gia tăng tỷ lệ thanh khoản sẽ
làm tăng gia tăng t
ỷ suất lợi nhuận của công ty. Nghiên cứu được thực hiện trên dữ
li
ệu của 13 công ty
ô tô t
ại Pakistan
t
ừ năm 20
00-2008 b
ằng ph
ương pháp
phân tích
h
ồi quy đa biến
cho th
ấy
các quan h
ệ trên là phù hợp và
có ý ngh
ĩa thống kê
, gi
ải
thích nh
ững thay đổi trong khả năng sinh lời giúp nh
à quản trị xây dựng chiến lược

qu
ản trị tài chính hiệu quả
làm gia tăng t
ỷ suất lợi nhuận cho công ty
.
8
III. Mô t
ả các biến, phương pháp và mẫu nghiên cứu
Chương này gi
ải thích cách
mà các bi
ến được tính toán và trình bày các giả thuyết,
cùng với các phương pháp được sử dụng và kiểm tra giả thuyết bên cạnh việc thảo
lu
ận các mẫu và nguồn dữ liệu.
Đ
ể quản lý tính thanh khoản hiệu quả nhà quản lý của công ty cần có quyết định về
m
ức đ
ộ
ưu tiên c
ủa tài sản lưu động và khả năng thanh toán
hi
ện
th
ời
. T
ỷ số giữa
tài s
ản lưu động và khoản nợ ngắn hạn là tỷ số thanh toán

hi
ện
th
ời
, nó đư
ợc đo
lư
ờng bằng t
ài sản lưu động / nợ ngắn hạn. Trong nghiên cứu này, tỷ số thanh toán
hiện thời được sử dụng để đo lường tính thanh khoản của công ty.
Đ
òn bẩy kinh doanh
đo lư
ờng mức độ mà công ty dựa trên chi phí hoạt động cố
đ
ịnh để tối đa hóa lợi nhuận của nó, kết quả gia tăng lợi nhuận từ một mức chi phí
ho
ạt động cố định lên tất cả sản phẩm. Như vậy,
đòn b
ẩy kinh doanh
cao hơn
ở
nh
ững công ty m
à trong tổng chi phí có tỷ lệ chi phí hoạt động cố định cao hơn chi
phí bi
ến đổi. Ngược lại, những công ty có tỷ lệ chi phí biến đổi cao sẽ có
đ
òn bẩy
kinh doanh th

ấp.
Đi
ểm hòa vốn cao ở những công ty có tỷ lệ ch
i phí ho
ạt động cố định cao, điều này
làm các công ty như v
ậy có nhiều rủi ro hơn vì nếu doanh thu bán hàng không đủ
cao, chi phí c
ố định không được bù đắp đủ sẽ dẫn đến thua lỗ hoặc lợi nhuận thấp,
như vậy đòn bẩy kinh doanh cao sẽ làm gia tăng lợi nhuận khi tăng doanh số,
ngư
ợc lại lợi nhuận hoạt động sẽ giảm nhanh khi doanh thu có xu hướng giảm. Vì
nh
ững lý do tr
ên một công ty có chi phí hoạt động cao (là % của nó trong tổng chi
phí) nó c
ũng có một mức độ đòn bẩy tài chính cao do đó sẽ đưa nhà đầu tư đến
r
ủi
ro cao. N
ếu doanh số bán h
àng không đủ cao để bù đắp chi phí, lợi nhuận
kinh
doanh có th
ể thấp không đủ bù đắp chi phí lãi vay cố định sẽ dẫn
công ty đ
ến thua
l
ỗ hoặc bị âm v
ào nguồn vốn chủ sở hữu.

9
Đ
òn bẩy tài chính cao trong trường hợp phần lớn tài
s
ản công ty mua bằng nợ vay,
ngư
ợc lại đòn bẩy tài chính giảm xuống khi công ty giảm nợ vay và tăng vốn chủ
sở hữu. Như vậy đòn bẩy tài chính sẽ bằng 0 đối với các công ty sử dụng hoàn toàn
b
ằng vốn cổ phần, các công ty có thể chọn mức độ đòn bẩy tài ch
ính cao vì nhi
ều
lý do khác nhau nh
ư khó huy đ
ộng vốn cổ phần, hoặc lợi ích của lá chắn thuế từ lãi
vay.
Quy mô công ty có th
ể ảnh hưởng đến khả năng sinh lời, khả năng thanh toán và
các nhu c
ầu về tiền mặt. Để đảm bảo nguồn dữ liệu đ
ược ổn định qua các n
ăm
trong nghiên cứu này logarit của doanh thu được sử dụng để đo lường quy mô công
ty.
Tài s
ản cố định cao trong các công ty có có tỷ lệ nợ vay cao, do lợi ích từ tấm chắn
thu
ế các công ty thường sử dụng nợ vay để đầu tư mua sắm tài sản cố định, nợ vay
cao làm
ảnh h

ưởng đến tỷ suất sinh lợi của các công ty.
Gi
ải thích các biến
Theo nghiên c
ứu của Eljelly and Abuzar (2004),
H. Jamal Zubairi (2010), Samuel
G.H.Huang và Frank M.Song (2002) tôi s
ử dụng
5 bi
ến
c
ụ thể là quy mô công ty
(SZ), m
ức độ
đ
òn bẩy ki
nh doanh (DOL), m
ức độ
đ
òn bẩy tài chính (DFL), tính
thanh kho
ản
(CR), và t
ỷ trọng tài sản cố định
(TANG) trong mô hình kinh t
ế
đư
ợc
giải thích dưới đây để xác định tác động của các nhân tố này đến khả năng sinh lời
c

ủa các công ty
ngành th
ủy sản
Vi
ệt Nam
.
Kh
ả năng sinh lời
– Profitability (PF)
Kh
ả năng sinh lời đề cập đến khả năng c
ông ty ki
ếm đ
ược lợi nhuận, nghiên cứu
này đo lư
ờng
kh
ả năng sinh lời
(PF) là t
ỷ suất sinh lời trên tổng tài sản
đư
ợc
tính
b
ằng lợi nhuận sau thuế / tổng t
ài sản
, và s
ử dụng n
ó như m
ột biến phụ thuộc trong

phân tích hồi quy đa biến để phát hiện mối liên hệ của các biến độc lập với khả
năng sinh l
ờ
i c
ủa công ty.
10
Quy mô công ty – Size of the Firm (SZ)
Khả năng sinh lời của công ty, tính thanh khoản và dòng tiền có thể bị ảnh hưởng
b
ởi quy mô công ty theo nhiều cách, chẳng hạn các công ty lớn có thể mua số
lư
ợng lớn h
ơn hàng
hóa t
ừ các nh
à cung cấp với mức chiết khấu cao hơn, dù sao thì
nh
ững công ty này
c
ũng
thành công hơn trong vi
ệc
đàm phán kéo dài th
ời gian trả
n
ợ. H
ơn nữa
, những công ty có quy mô lớn có nguồn l
ực
m

ạnh v
ì thế họ sẽ thu hồi
n
ợ
c
ủa khách hàng
t
ốt hơn. Tất cả những yếu tố này góp phần làm cho các công ty
l
ớn có thể duy tr
ì lượng tiền mặt thấp, và thanh khoản thấp
hơn so v
ới các công ty
có quy mô nhỏ hơn. Khi xem xét báo cáo tài chính các công ty thủy sản lớn thua lỗ
b
ị thâm dụng vốn,
nghiên c
ứu n
ày
mong đ
ợi có mối li
ên hệ trực tiếp giữa quy mô
công ty và l
ợi nhuận.
Đ
ể đảm bảo nguồn dữ liệu được ổn định qua các năm t
rong
phân tích này s
ử dụng
logarit c

ủa doanh
thu bán hàng đ
ể đo l
ường quy mô công ty
(SZ).
M
ức độ đò
n b
ẩy tài chính
- Degree of Financial Leverage (DFL)
Đ
òn bẩy tài chính hình thành khi một phần tài sản c
ủa công ty đ
ược tài trợ bằng nợ
vay. Qua đó, m
ột công ty cố gắng phóng
đ
ại lợi nhuận trước thuế của
nó. Nhưng
thi
ệt hại cũng có thể bị phóng đại trong trường hợp các khoản nợ lớn hơn
l
ợi nhuận
trư
ớc thuế và lãi vay
. Khi n
ợ
là m
ột khoản chi phí cố định, tỷ lệ tài sản công ty
đư

ợc tài trợ bằng nợ cao
, cao hơn đ
òn bẩy tài chính.
M
ức độ đ
òn b
ẩy tài chính của
một công ty có thể được tính theo nhiều cách khác nhau, chẳng hạn một số nhà
nghiên c
ứu
xem t
ổng nợ dài hạn là đại diện của
m
ức độ
đ
òn bẩy tài chính, tỷ lệ nợ
dài h
ạn tr
ên tổng tài sản và tổng nợ trên tổng tài sản cũng được
dùng đo lư
ờng
m
ức
đ
ộ
đ
òn bẩy tà
i chính, Welch (2011) s
ử dụng nợ ngắn hạn, nợ dài hạn trên tổng tài
s

ản để đo l
ường
m
ức độ
đ
òn b
ẩy tài chính, trong
nghiên c
ứu của H. Jamal Zubairi
(2010) dùng t
ỷ số thu nhập trước thuế (EBT)
/ thu nh
ập trước thuế và lãi vay
(EBIT) đ
ể tính toán
m
ức độ
đ
òn
b
ẩy t
ài chính
vì lãi su
ất có tác động trực tiếp l
ên
thu nhập trước thuế. Trong nghiên cứu này tôi sử dụng tỷ số phầm trăm thay đổi
EPS / ph
ần trăm thay đổi EBIT để đo l
ư
ờng mức độ đ

òn b
ẩy tài chính
(DFL), đ
ể
11
xác đ
ịnh ảnh hưởng một khoản nợ vay xác định đối
v
ới thu nhập trên mỗi cổ phần
c
ủa công ty
, vì trong đi
ều kiện các yếu tố khác không
thay đ
ổi
thì m
ột mức độ đòn
bẩy tài chính cao hơn đồng nghĩa EPS cũng tăng tương ứng .
M
ức độ đ
òn b
ẩy kinh doanh
- Degree of Operating Leverage (DOL)
M
ức độ đ
òn b
ẩy kinh d
oanh th
ể hiện mức độ chi phí hoạt động
c

ố định
c
ủa công ty
.
M
ột tỷ lệ chi phí cố định cao h
ơn ngụ ý một
m
ức độ
đ
òn b
ẩy kinh doanh
cao ngư
ợc
l
ại nếu chi phí biến đổi cao hơn thì
m
ức độ
đ
òn bẩy kinh doanh
th
ấp
hơn. Tương t
ự
như đ
òn b
ẩy tài chính,
m
ức độ
đ

òn
b
ẩy kinh doanh
cao có th
ể phóng đại lợi nhuận
kinh doanh. Tuy nhiên nếu hiệu suất kinh doanh của một công ty có một sự sụt
gi
ảm
, m
ức độ
đ
òn b
ẩy kinh doanh
cao c
ũng
làm phóng đ
ại
vi
ệc
gi
ảm lợi nhuận
kinh doanh cao hơn. Như v
ậy, kết quả
m
ức độ
đ
òn bẩy tài ch
ính và m
ức độ
đ

òn bẩy
kinh doanh có s
ự biến đổi lớn cho thấy rủi ro lớn h
ơn cho công ty.
Chúng ta có th
ể
tính toán m
ức độ
đ
òn bẩy kinh doanh
(DOL) b
ằng cách sử dụng doanh thu bán
hàng tr
ừ chi phí biến đổi tr
ên lợi nhuận trước thuế. Tuy nhiên, do hạn chế về
ngu
ồn
d
ữ liệu
thu th
ập
nên bi
ện pháp thay thế DOL là
s
ử dụng
t
ỷ lệ phần trăm thay đổi
EBIT / ph
ần t
răm thay đ

ổi doanh thu bán hàng
.
M
ức độ đ
òn b
ẩy kinh doanh
và m
ức độ
đ
òn bẩy tài chính thường di chuyển theo
cùng m
ột hướng, cả hai dự báo làm gia tăng lợi
nhu
ận trên vốn chủ sở hữu nhưng
nó c
ũng làm gia tăng rủi ro cho các nhà đầu tư.
M
ột phần của tổng rủi ro bị ảnh
hư
ởng bởi
m
ức độ
đ
òn bẩy kinh doanh
, trong khi m
ức độ
đ
òn bẩy tài chính
tác
động đến tình hình tài chính làm ảnh hưởng đến tổng rủi ro của công ty.

Tính thanh kho
ản
- Current Ratio (CR)
Đ
ể q
u
ản lý thanh khoản hiệu quả, người
qu
ản lý công ty có quyết định tối ưu nhất
đ
ối với
t
ỷ lệ
tài s
ản
lưu đ
ộng
và kho
ản phải trả ngắn hạn
, m
ức độ t
ài sản
lưu đ
ộng
quá th
ấp sẽ làm công ty đối mặt với rủi ro khôn
g có đ
ủ tiền mặt để trả các khoản nợ
đ
ến hạn, mất khách h

àng bằng một chính sách
công n
ợ
bán hàng nghiêm ng
ặt hoặc
không đủ lượng hàng tồn kho để đáp ứng nhu cầu đột biến của khách hàng do mức
d
ự trữ
hàng t
ồn kho quá thấp
. Ngư
ợc lại, một tỷ lệ t
ài sản lưu
đ
ộng quá cao sẽ l
àm
12
gi
ảm rủi ro đã nói trên, nhưng sẽ tác động xấu đến khả năng sinh lời do đầu tư quá
m
ức vào các tài sản này. Trong đó một phần hàng hóa tồn kho không bán được
hoặc lượng tiền mặt nhiều làm ứ đọng nguồn vốn. Do đó vấn đề quản lý thanh
khoản h
ướng nhà quản trị có quyết định phù hợp cân bằng giữa lợi nhuận và rủi ro.
Theo gi
ải thích của Eljelly and Abuzar (2004), nếu quản lý thanh khoản hiệu quả sẽ
c
ải thiện khả năng sinh lời, một mối quan hệ nghịch giữa tính thanh khoản và khả
năng sinh l
ời

đư
ợc mong đợi,
trong nghiên c
ứu n
ày
t
ỷ lệ thanh toán hiện
th
ời
đư
ợc
đo lư
ờng bằng
tài s
ản
lưu đ
ộng / nợ ngắn hạn
đư
ợc sử dụng
đ
ể đo lường tính thanh
kho
ản
.
T
ỷ trọng t
ài sản cố định
(TANG)
H
ầu hết các phân tích thực nghiệm cho thấy các công ty có nhiều tà

i s
ản cố định
đư
ợc đánh giá cao h
ơn. Nghiên cứu của Chen (2004), Leung (2009), Nguyen and
Ramachandran (2006)
ở các nước đang phát triển chỉ ra rằng các thông tin được
công ty công b
ố rộng r
ãi thường không trung thực giữa công ty và người cho vay,
đi
ều này
c
ũng đúng đối với Việt Nam, nơi mà hệ thống luật pháp được xem là yếu
kém do đó các k
ết quả để ngân hàng thẩm định cho công ty vay vẫn dựa trên cơ sở
tài s
ản thế chấp. Vì vậy, các công ty có nhiều tài sản thường sử dụng nợ vay cao
hơn, đi
ều này cũng đúng
theo nghiên c
ứu của
Williamson (1988) và Harris và
Raviv (1990), các nghiên c
ứu thực nghiệm của Marsh (1982), Long và Malitz
(1985), b
ạn bè và Lang (1988), Rajan và Zingales (1995), Wald (1999
). Trong
nghiên cứu này tỷ lệ tài sản cố định / tổng tài sản được sử dụng để đo lường tỷ
tr

ọng tài sản cố định
c
ủa công ty.
Đ
ối tượng
chính c
ủa nghiên cứu
là đ
ể biết liệu
m
ức độ
đ
òn bẩy kinh doanh
, m
ức độ
đ
òn b
ẩy tài chính
có
ảnh h
ưởng đ
ến khả năng sinh lời của các công ty ngành th
ủy
s
ản Việt Nam
, quy mô công ty, tính thanh kho
ản
và t
ỷ trọng tài sản cố định
c

ũng
đư
ợc đ
ưa vào
phân tích đ
ể
xem xét m
ức độ
ảnh h
ư
ởng
đ
ến khả năng sinh lời trong
nghiên cứu này. Do đó, nghiên cứu kiểm tra giả thuyết sau đây cùng ba giả thuyết
khác:
13
(1) Gi
ả thuyết (Ho)
S
ự gia tăng
m
ức độ
đ
òn bẩy
kinh doanh và m
ức độ
đ
òn bẩy
tài chính không làm thay đ
ổi khả năng sinh lời của các công ty

ngành th
ủy
sản Việt Nam.
(2) Gi
ả thuyết (Ho) Quy mô công ty không ảnh hưởng đến khả năng sinh lời
(3) Gi
ả thuyết (Ho) Khả năng sinh lời của công ty không bị ảnh h
ưởng bởi t
ính
thanh kho
ản và được đo lường b
ằng tỷ lệ thanh toán hi
ện thời
.
(4) Gi
ả thuyết (Ho)
T
ỷ trọng t
ài sản cố định
không ảnh h
ư
ởng đến khả năng
sinh l
ời của các công ty.
Nghiên cứu này sử dụng phương pháp hồi quy đa biến để kiểm tra giả thuyết
bên trên, d
ữ liệu
của 24 công ty ngành th
ủy sản
niêm y

ết tr
ên hai sàn chứng
khoán TP. H
ồ Chí Minh và Hà Nội được đưa vào nghiên cứu
. D
ữ liệu được thu
th
ập từ báo cáo t
ài chính của các công ty đã được kiểm toán
qua 4 năm t
ừ
năm
2008-2011 (d
ữ liệu trình bày ở bảng phụ lục), do
đó có 96 quan sát cho b
ảng dữ
li
ệu
, dữ liệu qua các năm đư
ợc phân tích
trong b
ảng hồi quy g
ộp. Gi
ả sử không
có b
ất kỳ đột biến đáng kể của dữ liệu qua các năm và dữ liệu qua các năm được
g
ộp lại dưới một cột duy nhất
. D
ữ liệu

đư
ợc phân tích bằng chương tr
ình
Eviews4.
C
ụ thể, mô hình được xác định như sau:
PF = β
0
+ β
1
DOL + β
2
SZ + β
3
DFL + β
4
CR + β
5
TANG + ε
Trong đó:
PF: Khả năng sinh lời
DOL: M
ức độ
đ
òn bẩy kinh doanh
DFL: M
ức độ đ
òn bẩy tài chính
SZ: Quy mô công ty đư
ợc đo lường bằng log

arit doanh thu
CR: Tính thanh kho
ản đ
ược đo lường bằng tỷ lệ thanh toán hiện
th
ời
TANG: T
ỷ trọng tài sản cố định
đư
ợc đo lường bằng tỷ lệ tài sản cố định
trên t
ổng t
ài sản
ε : Sai số của mô hình
14
Theo sau nghiên c
ứu của
Eljelly và Abuzar (2004), H. Zamal Zubairi (2010)
trong nghiên c
ứu này b
i
ến DOL
đư
ợc đo lường bằng tỷ lệ phần trăm thay đổi
EBIT trên phần trăm thay đổi doanh thu, sự tăng hoặc giảm chi phí có thể làm
tăng ho
ặc giảm lợi nhuận của
doanh nghi
ệp
, vì v

ậy dấu kỳ vọng DOL có thể
cùng chi
ều hoặc trái chiều với khả
năng sinh l
ời.
Trong h
ầu hết các kết quả nghiên cứu trước đây sự gia tăng doanh thu bán hàng
có tác đ
ộng tích cực l
àm gia tăng lợi nhuận cho doanh nghiệp, vì vậy dấu kỳ
v
ọng của SZ trong nghiên cứu này là dấu dương.
Theo nghiên c
ứu của
McGraw Hill (1992) thì t
ỷ lệ phần trăm thay đổi EPS tr
ên
tỷ lệ phần trăm thay đổi EBIT được sử dụng để đo lường mức độ đòn bẩy tài
chính lên kh
ả năng sinh lời,
m
ức độ sử dụng đ
òn bẩy phụ thuộc vào nhiều yếu
t
ố và đặc thù của từng doanh nghiệp trong thời giai đoạn, ngoài ra n
ó còn
ảnh
hư
ởng bởi chính sách kinh tế vĩ mô của nh
à nước về lãi suất qua từng thời điểm,

do đó d
ấu kỳ vọng của biến DFL có thể âm hoặc dương.
Theo nghiên c
ứu của Eljelly v
à Abuzar (2004), H. Zamal Zubairi (2010) quản lý
thanh kho
ản hiệu quả sẽ làm gia tăn
g l
ợi nhuận, vì vậy mức độ tác động ngược
c
ủa CR lên khả năng sinh lợi được mong đợi, dấu kỳ vọng của CR
s
ẽ
là d
ấu âm
ho
ặc không tác động.
T
ỷ trọng tài sản cố định trong tổng tài sản cũng là một nhân tố quyết định hiệu
qu
ả kinh doanh của doanh nghiệp
, s
ử
d
ụng tài sản có hiệu quả sẽ làm gia tăng
l
ợi nhuận, do đó dấu kỳ vọng của biến TANG sẽ là dấu âm.
C
ụ thể d
ấu kỳ vọng của các biến độc lập tr

ên lên khả năng sinh
l
ời được thể
hi
ện trong bảng 1.
B
ảng 1: Mối quan hệ dự kiến
gi
ữa các biến độc lập với khả năng
sinh l
ời
Bi
ến
Đo lư
ờng
D
ấu kỳ
v
ọng
Tham kh
ảo
DOL
% thay đ
ổi EBIT / % thay
đ
ổi doanh thu
+ / -
Eljelly và Abuzar (2004)
H. Zamal Zubairi (2010)
SZ

Logarit doanh thu
+
H. Zamal Zubairi (2010)
15
DFL
% thay đ
ổi E
PS/ % thay
đ
ổi EBIT
+ / -
McGraw Hill (1992)
CR
Tài sản lưu động / nợ ngắn
h
ạn
- / không
tác đ
ộng
Eljelly và Abuzar (2004)
H. Zamal Zubairi (2010)
TANG
Tài s
ản cố định / tổng tài
s
ản
-
Marsh (1982), Long và
Malitz (1985), Lang (1988),
Rajan và Zingales (1995),

Wald (1999)
IV. K
ết quả
th
ống kê và hồi qu
y các bi
ến
Ph
ần này trình bày
b
ảng
s
ố liệu thống kê và
b
ảng
k
ết quả hồi quy
các bi
ến
đ
ể
đánh giá xem các bi
ến số đ
ưa vào mô hình có phù hợp hay không
đ
ồng thời
đánh giá m
ức độ tác động của các
bi
ến

này lên kh
ả năng sinh lời của các công
ty ngành th
ủy sản
.
Vi
ệc giải thích và thảo luận chi tiết kết quả
nghiên c
ứu
c
ũng được báo cáo trong
ph
ần n
ày. Cuối cùng, một số giải thích trên cơ sở các lý thuyết kinh tế
/ tài
chính đư
ợc đưa ra để chứng minh cho các kết quả
nghiên c
ứu
.
Đo lư
ờng doanh số bán h
àng được sử dụ
ng dư
ới dạng logarit, các biến c
òn lại là
m
ức độ đòn bẩy tài chính,
m
ức độ

đ
òn bẩy kinh doanh,
t
ỷ trọng tài sản cố định
và tính thanh kho
ản
đư
ợc
đo
ở dạng phần trăm
.
D
ựa vào bảng phân tích hồi quy các biến để xác định trong 5 nhân tố đưa vào
mô hình thì nhân t
ố n
ào có tác động đến khả năng sinh lời và mức độ tác động
là bao nhiêu đ
ể từ đó đưa ra các giải pháp và khuyến nghị
các chính sách h
ỗ trợ
nh
ằm
làm gia tăng kh
ả năng sinh lời cho các công ty
th
ủy sản Việt Nam
.
Trư
ớc khi phân tích chính thức,
đ

ể xem cá
c bi
ến
đ
ộc lập
đưa vào mô h
ình có ý
ngh
ĩa ở mức 5% hay không ta cần kiểm tra Pro. trong bảng kết quả hồi quy các
bi
ến, nếu các biến
s
ố đều có ý nghĩa với mức 5%
ch
ấ
p nh
ận
các bi
ến đưa vào
mô hình, phân tích tác động của các biến độc lập lên khả năng sinh l ời thông
qua b
ảng kết quả hồi quy các biến,
và th
ực
hi
ện tiếp một số kiểm định để
đ
ảm
16
b

ảo
mô hình có th
ể sử dụng được
, ngư
ợc lại thực hiện
lo
ại bỏ các biến không có
ý ngh
ĩa và chạy lại mô hình,
s
ố liệu hồi quy các biến
th
ể hiện
ở b
ảng
2.
B
ảng 2:
B
ảng
k
ết
qu
ả
h
ồi quy
các bi
ến
Variable
Coefficient

Std. Error
t-Statistic
Prob.
CR
-0.000275
9.59E-05
-2.863904
0.0052
DFL
-0.479331
0.057641
-8.315819
0.0000
DOL
-0.000956
0.001870
-0.511430
0.6103
SZ
0.023314
0.009976
2.337005
0.0217
TANG
-0.148888
0.039068
-3.810968
0.0003
C
0.077088

0.137909
0.558977
0.5776
R-squared
0.529894
Mean dependent var
0.047534
Adjusted R-squared
0.503776
S.D. dependent var
0.130195
S.E. of regression
0.091714
Akaike info criterion
-1.879830
Sum squared resid
0.757025
Schwarz criterion
-1.719558
Log likelihood
96.23183
F-statistic
20.28920
Durbin-Watson stat
1.433147
Prob(F-statistic)
0.000000
H
ệ số Pro. ở b
ảng s

ố
2 cho th
ấy
trong 5 bi
ến độc lập đưa vào
mô hình bao g
ồm
DFL, DOL, SZ, CR và TANG thì 4 bi
ến có ý nghĩa ở mức 5% là
DFL, SZ, CR
và TANG, ch
ỉ có
01 bi
ến có Pro.
l
ớn
hơn 5% là m
ức độ đ
òn b
ẩy kinh doanh
(DOL) đư
ợc xác định
là không có ý ngh
ĩa trong mô h
ình.
Lo
ại bỏ biến không có
ý ngh
ĩa và thực hiện chạy lại mô hình.
S

ử dụng phương ph
áp phân tích h
ồi
quy đa bi
ến
, ch
ạy hồi quy
m
ức độ
đ
òn bẩy
tài chính, quy mô công ty, kh
ả năng thanh toán v
à
t
ỷ trọng t
ài sản cố định
lên
kh
ả năng sinh lời
v
ới
m
ục đích
xác đ
ịnh
m
ức độ ảnh hưởng của
các nhân t
ố

này
lên kh
ả
năng sinh l
ời của
các công ty ngành th
ủy sản
. B
ảng
k
ết quả
th
ống k
ê mô
t
ả các biến thể hiện trong bảng 3
17
B
ảng 3: Bảng thống kê
mô t
ả
các bi
ến
PF
DFL
CR
SZ
TANG
Mean
0.047534

0.510826
140.2095
13.11005
0.341556
Median
0.050607
0.513704
104.1394
13.14166
0.260261
Maximum
0.237962
1.555522
883.7752
15.64576
2.091102
Minimum
-0.994418
0.061090
21.94875
9.664875
0.070787
Std. Dev.
0.130195
0.218308
132.5228
1.103724
0.285114
B
ảng thống kê

mô t
ả
các bi
ến
cung c
ấp
thông tin v
ề mức độ cao nhất, thấp nhất
và m
ức độ
trung bình c
ủa các
bi
ến đ
ưa vào mô hình
, s
ố liệu từ
b
ảng 3 cho thấy
m
ức độ
đ
òn bẩy tài tính và tính thanh khoản biến động nhiều hơn
so v
ới
t
ỷ
tr
ọng t
ài sản cố định

và quy mô công ty, đ
ộ lệch chuẩn giữa các biến xấp xỉ
b
ằng nhau,
giá tr
ị từ bảng
c
ũng
cho th
ấy
kh
ả năng sinh lời
c
ủa các công ty
ngành th
ủy sản
có nhi
ều biến động
t
ừ tác động của các nhân tố tr
ên
.
Để thấy được mức độ tác động của các nhân tố lên khả năng sinh lời của các
công ty ngành th
ủy sản ta phân tích bảng kết quả hồi quy các biến,
t
ừ đó xem
xét t
ỷ lệ ảnh hưởng
c

ủa các nhân tố lên khả năng sinh lời qua tỷ số
R-squared,
giá tr
ị
Coefficient cho th
ấy mức độ ảnh h
ưởng
c
ủa từng nhân tố l
ên khả năng
sinh l
ời
và Prob. cho th
ấy biến có ý nghĩa hay không ở mức 5%.
B
ảng kết quả
h
ồi quy các biến thể hiện trong bảng 4.
B
ảng
4: B
ảng
k
ết quả hồi quy
các bi
ến
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic

Prob.
CR
-0.000276
9.55E-05
-2.890085
0.0048
DFL
-0.478944
0.057402
-8.343745
0.0000
SZ
0.022671
0.009856
2.300141
0.0237
TANG
-0.150977
0.038696
-3.901583
0.0002
C
0.085228
0.136431
0.624697
0.5337
R-squared
0.528527
Mean dependent var
0.047534

18
Adjusted R-squared
0.507803
S.D. dependent var
0.130195
S.E. of regression
0.091341
Akaike info criterion
-1.897761
Sum squared resid
0.759225
Schwarz criterion
-1.764201
Log likelihood
96.09253
F-statistic
25.50306
Durbin-Watson stat
1.426910
Prob(F-statistic)
0.000000
Đ
ể đảm bảo có thể sử dụng đ
ược mô hình cần thực hiện một số kiểm định
đ
ể kiểm
tra khuy
ết tật của mô hình
. Trư
ớc tiên là kiểm định hiện tượng tự tương quan của

mô hình, tôi s
ử dụng ph
ương pháp kiểm định
Breusch-Godfrey và đánh giá hi
ện
tượng tự tương quan của các biến qua hệ số Obs*R-squared với mức ý nghĩa 5%.
B
ảng
5: Kết quả ki
ểm tra hiện tượng tự tương quan bằng phương pháp BG
:
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic
4.330345
Probability
0.016044
Obs*R-squared
8.513417
Probability
0.014169
Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 02/21/13 Time: 06:18
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.

CR
-1.77E-05
9.24E-05
-0.192003
0.8482
DFL
-0.039235
0.057250
-0.685340
0.4949
SZ
0.002831
0.009692
0.292142
0.7709
TANG
0.019646
0.038724
0.507324
0.6132
C
-0.021166
0.133430
-0.158632
0.8743
RESID(-1)
0.316539
0.109522
2.890183
0.0048

RESID(-2)
-0.009260
0.108710
-0.085179
0.9323
19
R-squared
0.088681
Mean dependent var
2.18E-17
Adjusted R-squared
0.027244
S.D. dependent var
0.089397
S.E. of regression
0.088171
Akaike info criterion
-1.948957
Sum squared resid
0.691896
Schwarz criterion
-1.761973
Log likelihood
100.5499
F-statistic
1.443448
Durbin-Watson stat
1.963371
Prob(F-statistic)
0.207102

B
ảng kết quả
ki
ểm định
hi
ện tượng tự tương quan của mô hình
cho th
ấy h
ệ số Pro.
của Obs*R-squared bằng 0.014169 < 0.05, do đó mô hình có hiện tượng tự tương
quan. Đ
ể đảm bảo mô hình có thể sử dụng được cần k
h
ắc phục hiện tượng tự tương
quan b
ằng cách
s
ử dụ
ng phương tr
ình sai phân b
ậc 1 với
hàm s
ố
m
ũ
có giá tr
ị
r =
0.286545, ch
ạy lại mô hình theo

hàm s
ố mũ bảng kết quả hồi quy các biến
thay đ
ổi
đư
ợc
th
ể hiện trong bảng
6.
B
ảng
6: B
ảng
k
ết quả
h
ồi quy các biến
theo hàm s
ố mũ
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
SZ-R*SZ(-1)
0.029043
0.011284
2.573748
0.0117
DFL-R*DFL(-1)

-0.509272
0.059868
-8.506556
0.0000
CR-R*CR(-1)
-0.000171
0.000143
-1.195650
0.0235
TANG-R*TANG(-1)
-0.111894
0.039998
-2.797489
0.0063
C
-0.005915
0.110152
-0.053699
0.9573
R-squared
0.557218
Mean dependent var
0.034182
Adjusted R-squared
0.537539
S.D. dependent var
0.127234
S.E. of regression
0.086525
Akaike info criterion

-2.005569
Sum squared resid
0.673793
Schwarz criterion
-1.871155
Log likelihood
100.2645
F-statistic
28.31513
Durbin-Watson stat
1.838929
Prob(F-statistic)
0.000000
20
Th
ực hiện k
i
ểm định lại mô hình bằng phương pháp
Breusch-Godfrey đ
ể
xem mô
hình có th
ể sử dụng
đư
ợc hay không
và đánh giá tác đ
ộng của các biến
đ
ộc lập lên
khả năng sinh lời theo bảng kết quả hồi quy mới.

B
ảng
7: Kết quả ki
ểm tra hiện tượng t
ự t
ương quan
b
ằng phương pháp BG
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic
0.435060
Probability
0.648610
Obs*R-squared
0.930137
Probability
0.628092
Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 02/24/13 Time: 10:44
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
SZ-R*SZ(-1)
0.001416
0.011494

0.123229
0.9022
DFL-R*DFL(-1)
-0.017432
0.063085
-0.276320
0.7830
CR-R*CR(-1)
-6.41E-06
0.000145
-0.044260
0.9648
TANG-R*TANG(-1)
0.009483
0.041571
0.228114
0.8201
C
-0.008460
0.111537
-0.075850
0.9397
RESID(-1)
0.090860
0.113889
0.797796
0.4271
RESID(-2)
0.051988
0.109567

0.474483
0.6363
R-squared
0.009791
Mean dependent var
-2.41E-16
Adjusted R-squared
-0.057723
S.D. dependent var
0.084664
S.E. of regression
0.087073
Akaike info criterion
-1.973303
Sum squared resid
0.667196
Schwarz criterion
-1.785123
Log likelihood
100.7319
F-statistic
0.145020
Durbin-Watson stat
1.981242
Prob(F-statistic)
0.989587
21
K
ết quả
ki

ểm định
cho th
ấy h
ệ số Pro. c
ủa
Obs*R-squared = 0.628092 >0.05, mô
hình không còn hi
ện tượng tự tương quan
, các bi
ến đưa vào mô
hình đ
ề
u có ý ngh
ĩa
với mức 5%. Để đảm bảo mô hình có thể sử dụng tốt ta cần kiểm định thêm hiện
tư
ợng đa cộng tuyến trong mô hình
b
ằng cách
xem xét h
ệ số tương quan giữa các
bi
ến
.
Bảng 8: Bảng hệ số tương quan giữa các biến
PF
DFL
CR
SZ
TANG

PF
1.000000
-0.581088
0.302305
0.197031
-0.329371
DFL
-0.581088
1.000000
-0.624201
0.173328
-0.040473
CR
0.302305
-0.624201
1.000000
0.052229
-0.217223
SZ
0.197031
0.173328
0.052229
1.000000
-0.480017
TANG
-0.329371
-0.040473
-0.217223
-0.480017
1.000000

B
ảng 8
cho th
ấy hệ số t
ương quan giữa các biến đều nhỏ hơn 0.8 nên không có hiện
tượng đa cộng tuyến trong mô hình.
Các bi
ến đưa vào
mô hình là phù h
ợp
, Prob. c
ủa các biến đều nhỏ hơn 5% cho thấy
các bi
ến đều
có ý ngh
ĩa ở mức 5%, mô h
ình không có
khuy
ết tật đảm bảo sử dụng
t
ốt. Bảng hồi quy
các bi
ến
cho th
ấy giá trị R
- square kho
ảng 0.56
, đi
ều này xác
đ

ịnh
hơn ½ thay đ
ổi trong tỷ suất sinh lợi c
ủa công ty đ
ư
ợc quyết định bởi 4
bi
ến
là
m
ức độ
đ
òn bẩy tài chính,
quy mô công ty, tính thanh kho
ản và
tỷ trọng t
ài sản cố
đ
ịnh
.
Ki
ểm tra
c
ấu trúc mô h
ình theo thời gian
Đ
ể kiểm tra giá trị các thông số ước tính của mô hình vẫn còn phù hợp qua các giai
đo
ạn kiểm tra, tiến hành chạy thử nghiệm Chow trên mẫu nghiên cứu bằng cách
thêm 5 điểm dữ liệu qua 3 giai đoạn trong nguồn dữ liệu nghiên cứu trong giai đoạn

4 năm t
ừ 2008
-2011, và tính toán m
ức ý nghĩa thống kê F,
log likelihood. K
ết quả
trình bày trong b
ảng
9.
22
B
ảng
9: B
ảng kiểm tra cấu trúc mô h
ình theo thời gian
Chow Breakpoint Test: 10
F-statistic
1.274041
Prob.
0.282664
Log likelihood ratio
6.865485
Prob.
0.230838
Chow Breakpoint Test: 15
F-statistic
1.917663
Prob.
0.099761
Log likelihood ratio

10.15386
Prob.
0.070991
Chow Breakpoint Test: 20
F-statistic
4.167459
Prob.
0.001958
Log likelihood ratio
20.82892
Prob.
0.000873
D
ựa trên số liệu tính toán
và xu hư
ớng biến động của
c
ả hai tỷ lệ F
-statistic và log
likelihood cho th
ấy cấu trúc mô hình không bị phá vỡ theo thời gian
ch
ứng tỏ
m
ối
quan hệ giữa lợi nhuận và mức độ đòn bẩy tài chính, quy mô công ty, tính thanh
kho
ản và
t
ỷ trọng tài sản cố định

là
ổn định trong thời kỳ kiểm tra.
K
ết quả thực nghiệm cho thấy
m
ức độ đòn bẩy tài chính
có tác đ
ộng
âm lên kh
ả
năng sinh l
ời
c
ủa
các công ty ngành th
ủy sản
, giá tr
ị P
t
ừ bảng cho thấy g
i
ả thuyết
m
ức độ đòn bẩy tài chính không có ảnh hưởng đáng kể đến
kh
ả năng sinh lời
b
ị bác
b
ỏ

, s
ử dụng 1% đ
òn bẩy tài chính
làm gi
ảm
0.5% l
ợi nhuận, nh
ư vậy hệ số ước
lượng mức độ đòn bẩy tài chính là 0.5. Kết quả nghiên cứu này trái ngược với Lý
thuy
ết câ
n b
ằng tĩnh
là các công ty có l
ợi nhuận cao có chi phí phá sản dự kiến thấp
hơn, do đó t
ận dụng
đư
ợc
l
ợi
ích t
ừ
t
ấm chắn
thu
ế
c
ủa nợ
cao hơn vì v

ậy
s
ử dụng
nhi
ều nợ vay h
ơn
(Jensen (1986) and Hart và Moore (1995)). K
ết quả nghi
ên cứu
này c
ũng
trái ngư
ợc vớ
i k
ết quả nghiên cứu
c
ủa H.Jamal Zubairi (2010) là đòn bẩy
tài chính có tác đ
ộng d
ương lên khả năng sinh lời của các công ty, kết quả này có
th
ể được giải thích
d
ựa
trên tình hình kinh t
ế của Việt Nam trong thời gian thực
hi
ện nghiên
c
ứu đề tài từ năm 2008

đ
ến 2011, đây
là giai đo
ạn nền kinh tế
Vi
ệt
Nam b
ị suy thoái
tr
ầm trọng, lãi suất
ngân hàng cho vay bi
ến động cao, năm 2008
23
có th
ời điểm lãi suất ngân hàng cho
doanh nghi
ệp
vay v
ới mức
g
ần 20%/ năm, hơn
n
ữa các công ty thủy sản phụ thuộc rất nhiều vào nợ
vay nên vi
ệc sử dụng nhiều
đòn bẩy tài chính trong cấu trúc vốn làm cho doanh nghiệp kinh doanh không hiệu
qu
ả
.
Phát hi

ện
khác trong nghiên c
ứu là
kh
ả năng sinh lời
có tác đ
ộng dương đến quy
mô công ty, giá tr
ị
Coefficient t
ừ bảng 6 cho thấy cứ
1% gia tăng trong doanh thu
bán hàng d
ẫn đến
0.03% gia tăng l
ợi nhuận
. Các công ty l
ớn thường đa dạng hóa
trong cơ c
ấu vốn v
ì thế ít có khả năng bị phá sản hơn. Do đó, quy mô công ty có thể
quan hệ ngược đến khả năng phá sản và có ảnh hưởng trực tiếp đến khả năng si nh
l
ời
. Ý ngh
ĩa biến quy mô công ty cho thấy các công ty có thể tăng lợi nhuận bằng
cách tăng doanh s
ố thông qua tăng
s
ố

lư
ợng hoặc tăng giá bán.
T
ỷ trọng tài sản cố định
có tác đ
ộng âm đến khả năng sinh lời của các công ty
, giá
tr
ị P từ bảng cho thấy giả
thuy
ết
t
ỷ trọng t
ài sản cố định
không có
ảnh h
ưởng
đ
ến
kh
ả năng sinh lờ
i b
ị
bác b
ỏ
, tăng 1% tài s
ản cố định sẽ
làm gi
ảm 0.
11% l

ợi nhuận
.
Do đó, đ
ể gia tăng lợi nhuận
các công ty c
ần gia tăng hiệu quả sử dụng tài sản cố
đ
ịnh, tính toán
và có k
ế hoạch
đ
ầu t
ư mua s
ắm
các lo
ại tài sản cố định
nào là c
ần
thi
ết
, th
ực hiện
thanh lý và lo
ại bỏ những tài sản không cần thiết để
đ
ảm bảo
hi
ệu
qu
ả sử dụng tài sản ở mức

cao nh
ất.
Cuối cùng khả năng sinh lời có tác động âm với tính thanh khoản (CR) mặc dù mức
đ
ộ tác độn
g c
ủa
nó r
ất ít
, gi
ảm CR khoảng
0.000171% s
ẽ tăng 1% lợi nhuận
, đi
ều
này cho th
ấy để tăng tr
ưởng lợi nhuận các công ty cần giảm tỷ lệ tài sản ngắn hạn /
n
ợ
ng
ắn hạn
, nhân t
ố chính trong khoản mục tài sản ngắn hạn là tiền, khoản phải
thu và hàng t
ồn kho, v
ì
v
ậy để giảm bớt CR
các công ty c

ần
ph
ải
gi
ảm
b
ớt t
ài sản
ng
ắn hạn mà chủ yếu là giảm
lư
ợng hàng hóa tồn kho
b
ằng cách đẩy nhanh tốc độ
luân chuy
ển v
à tiêu thụ hàng hóa, giảm
kho
ản phải thu khách h
àng bằng cách
áp
dụng các chính sách thu hồi công nợ được tốt hơn.
24
V. K
ết luận và khuyến nghị các giải pháp hỗ trợ
Các d
ữ liệu nghiên cứu sử dụng của 24 công ty thủy sản niêm yết trên hai sàn
chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh và Hà Nội, dữ liệu từ năm 2008 đến 2011,
các b
ằng chứng nghiên cứu cho thấy:

- M
ức độ đ
òn b
ẩ
y tài chính có tác đ
ộng
trái chi
ều
lên kh
ả năng sinh lời của các
công ty.
- T
ỷ trọng t
ài sản cố định
có
ảnh h
ưởng
trái chi
ều
lên kh
ả năng sinh lời.
- Tính thanh kho
ản có tác động trái
chi
ều lên khả năng sinh lời
- Ch
ỉ có q
uy mô công ty là có tác động cùng chi
ều
lên kh

ả năng sinh lời
.
K
ết quả nghi
ên cứu được kiểm định
cho th
ấy mô h
ình tổng thể có ý nghĩa thống kê
và các thông s
ố đưa vào phù hợp, kiểm tra chẩn đoán
b
ằng
cách ch
ạy thử nghiệm
Chow cho th
ấy mối quan hệ giữa
kh
ả năng sinh lời
và các bi
ến độc lập l
à ổn
đ
ịnh
trong th
ời kỳ kiểm tra
. Các ư
ớc tính do đó có thể sử dụng để giải thích những thay
đ
ổi trong khả năng sinh lời
c

ủa các công ty
ngành th
ủy sản
t
ừ đó
giúp nhà qu
ản trị
công ty xây d
ựng chiến lược hiệu quả trong
vi
ệc
qu
ản trị tài chính để nâng cao khả
năng sinh l
ời
cho các công ty.
Các k
ết quả nghiên cứu tác động của quy mô công ty lên khả năng sinh lời
phù h
ợp
v
ới kết quả nghiên cứu của Eljelly and Abuzar (2004)
, nghiên c
ứu của H. Jamal
Zubairi (2010). Quy mô công ty đư
ợc phát hiệ
n c
ủa ảnh hưởng đáng k
ể đến khả
năng sinh lời của các công ty ngành thủy sản Việt Nam. Do đó, mỗi công ty cần

xây d
ựng cho mình một
chi
ến lược kinh doanh
hi
ệu quả
, mô hình SWOT là m
ột
công c
ụ tốt hỗ trợ
công ty d
ễ d
àng hơn trong việc ra quyết định
kinh doanh. C
ủng
c
ố thị trường
n
ội địa và phát triển thị trường xuất khẩu, hiện nay nhiều công ty hầu
như ch
ỉ tập trung cho thị tr
ường xuất khẩu mà chưa khai thác hết lợi thế của thị
trư
ờng nội địa, trong khi đó xét mức độ cạnh tranh và các rào cản thì thị trường
ngoài nư
ớc mang yếu tố
r
ủi ro cao h
ơn thị trường nội địa.
Ngoài ra, đ

ể góp phần
quảng bá thương hiệu sản phẩm, doanh ngiệp cần đẩy mạnh công tác truyền thông,
tùy vào đi
ều kiện t
ài chính mà mỗi công ty có thể chọn lựa kênh truyền thông phù
25
h
ợp như báo chí, tạp chí, truyền thanh
, truy
ền hình, tổ chức sự kiện, tham gia hội
ch
ợ
M
ức độ sử
d
ụng
đ
òn bẩy tài chính có tác động ngược
chi
ều
lên kh
ả năng sinh lời
c
ủa các công ty,
k
ết quả n
ày
phù h
ợp với nghi
ên cứu của Samuel G.H.Huang và

Frank M.Song (2002), k
ết quả nghiên cứu cho thấ
y vi
ệc gia tăng sử dụng nợ không
làm tăng t
ỷ suất sinh lợi của công ty m
à ngược lại,
nghiên c
ứu báo cáo t
ài chính của
các công ty cho th
ấy việc
s
ử dụng nhiều nợ vay
không giúp doanh nghi
ệp
t
ận dụng
đư
ợc lợi ích của
t
ấm chắn thuế
vì trong giai đo
ạn nghi
ên c
ứu h
ầu hết các công ty
đang được hưởng ưu đãi về thuế suất, hơn nữa việc các công ty thủy sản sử dụng
nhi
ều nợ vay trong giai đoạn 2008

-2011 càng làm gi
ảm hiệu quả kinh doanh của
doanh nghi
ệp, vì trong giai đoạn này ảnh hưởng của suy thoái kinh tế
đ
ã
làm lãi
su
ất cho vay của các ngân h
àng gia tăng liên tục
. Do đó, đ
ể gia tăng lợi nhuận cho
công ty c
ần điề
u ch
ỉnh
m
ột
t
ỷ lệ
n
ợ vay phù hợ
p. Ngoài ra, m
ỗi công ty cần
l
ập kế
ho
ạch nhu cầu vốn v
à kênh huy động vốn hàng năm dựa vào kế hoạch phát triển
trong tương lai, vi

ệc lập kế hoạch nhu cầu vốn sẽ do bộ phận tài chính công ty đảm
trách, đ
ể
ho
ạch định tốt nhu cầu vốn
c
ần có sự phối hợp của các bộ phận liên quan
đ
ến hoạt động sản xuất kinh doanh của công ty như: Bộ phận nghiên cứu phát triển
l
ập kế hoạch phát triể
n s
ản phẩm mới, bộ phận kinh doanh tiếp thị dự báo sản
lư
ợng tiêu thụ, nhà máy lập kế hoạch sản xuất, bộ phận kế toán lập kế hoạch thu
–
chi, nhu c
ầu mua sắm đầu tư tài sản
.
Nguồn vốn chủ yếu của công ty hiện nay chủ yếu được huy động qua kênh truyền
th
ốn
g là vay ngân hàng và phát hành c
ổ phiếu trên thị trường chứng khoán, tuy
nhiên đ
ể thực hiện huy động vốn tr
ên hai kênh này công ty phải đáp ứng một số
yêu c
ầu bắt buộc như vay vốn phải có tài sản thế chấp hoặc để được phát hành cổ
phi

ếu tr
ên thị trường ch
ứng khoán công ty phải đáp ứng một s
ố điều kiện về vốn
đi
ều lệ và kết quả
kinh doanh …, khi lãi su
ất cho vay trên thị trường tín dụng tăng
cao và th
ị tr
ường chứng khoán suy giảm thì khả năng huy động vốn của công ty
qua hai kênh truyền thống này hầu như không thực hiện được, vì vậy để chủ động
hơn trong vi
ệc thực hiện các dự án v
à bổ sung nhu cầu vốn lưu động cho sản xuất