Các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách cổ tức của các doanh nghiệp việt nam , luận văn thạc sĩ

1

TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN B ẨY TÀI CHÍNH LÊN
KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC CÔNG TY
NGÀNH TH ỦY SẢN VIỆT NAM
Trần Thị Kim Châu
Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh
Tóm t ắt
Lợi nhuận ròng của bất kỳ tổ chức nào trong m ột khoảng thời gian cụ thể có thể
được xem là k ế t quả cuối cùng c ủa hoạt động đầu tư, hoạt động tài chính và ho
ạt động kinh doanh của tổ chức. Những hoạt động này chịu ảnh hưởng bởi quyết
định của nhà qu ản lý và nhiều nhân tố tác động từ môi trường bên trong và bên
ngoài.
Nghiên cứu này kh ảo sát khả năng sinh lời của các công ty ngành thủy Việt Nam
chịu ảnh hưởng bởi đòn bẩy tài chính, đòn bẩy kinh doanh , tỷ trọng tài s ản cố
định, tính thanh khoản và quy mô công ty trong cấu trúc vốn. Mục đích của nghiên
cứu là để kiểm tra thực nghiệm, sử dụng phân tích dữ liệu ở đó khả năng sinh lời
của các công ty ngành thủy sản có sự liên quan đến các chỉ số được lựa chọn phù
hợp với các lý thuyết tài chính đã được công nhận.
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy đòn b ẩy tài chính, tính thanh khoản và
tỷ trọng tài sản cố định có tác động ngược chiều lên khả năng sinh lời, ngược lại
quy mô công ty có tác động cùng chiều lên khả năng sinh lời của các công ty ngành
thủy sản. Hơn nữa, kết quả nghiên cứu dựa trên các phân tích và th ử nghiệm trên
các d ữ liệu cũng được sử dụng để khuyến nghị một số giải pháp nhằm cải thiện
khả năng sinh lời của các công ty ngành thủy sản Việt Nam.


2

I. Giới thiệu
1. Lý do chọn đề tài

Kết quả cuối cùng của hoạt động kinh doanh, đầu tư và hoạt động tài chính trong
một khoảng thời gian cụ thể của bất kỳ một tổ chức nào đó là lợi nhuận ròng mà t ổ
chức đó đạt được. Những hoạt động này chịu ảnh hưởng bởi quyết định của nhà
quản lý và nhiều nhân tố tác động từ môi trường bên trong và bên ngoài tổ chức.
Trong nền kinh tế thị trường, sự cạnh tranh giữa các doanh nghiệp luôn là động lực
kích thích các doanh nghiệp tìm mọi cách để phát huy tối đa tiềm năng của mình
nhằm đạt hiệu quả kinh doanh cao nhất và điều đó tất yếu dẫn đến sự phát triển của
một số doanh nghiệp, và cũng không thể tránh khỏi những thất bại có thể dẫn đến
phá sản doanh nghiệp. Nhiều nghiên cứu trước đây đã được thực hiện để nhận dạng
và đo lường các nhân tố tác động đến khả năng sinh lời nhằm tìm kiếm các giải
pháp cho doanh nghiệp trong việc cải thiện khả năng sinh lời.
Ngành thủy sản với vị trí địa lý thuận lợi và được sự quan tâm hỗ trợ từ nhiều mặt
của Chính Phủ, trong những năm qua ngành thủy sản được xem là một trong những
ngành có th ế mạnh và có nhi ều điều kiện thuận lợi để phát triển của Việt Nam, tuy
nhiên khi xem xét và đánh giá hiệu quả kinh doanh thì hầu hết các công ty ngành
thủy sản đều có một tỷ suất sinh lợi thấp, thậm chí một số công ty bị thua lỗ và phá
sản. Nghiên cứu báo cáo tài chính cũng chỉ ra rằng các công ty ngành th ủy sản sử
dụng nhiều đòn b ẩy trong cấu trúc vốn, do đó nghiên cứu này xem xét và đo lường
mức độ tác động của đòn b ẩy và một số nhân tố khác như quy mô công ty, tính
thanh khoản và tỷ trọng tài sản cố định lên khả năng sinh lời của các công ty, qua
đó đề xuất một số giải pháp giúp các công ty ngành th ủy sản Việt Nam cải thiện
hiệu quả kinh doanh và tối đa hóa giá trị cho doanh nghiệp.
2. Mục tiêu nghiên cứu
Mục tiêu của nghiên cứu này trước tiên là d ự báo mức độ đòn bẩy kinh doanh , mức
độ đòn b ẩy tài chính, quy mô công ty, tính thanh khoản và tỷ trọng tài sản cố định có
mối liên hệ và có ý ngh ĩa về mặt thống kê đối với khả năng sinh lời của các công


3

ty ngành thủy sản. Đo lường tác động của các nhân tố này lên khả năng sinh lời qua
đó đề xuất một số giải pháp giúp các công ty gia tăng lợi nhuận.
3. Đối tượng và ph ạm vi nghiên cứu
Đối tượng chính của nghiên cứu là tác động của mức độ đòn b ẩy lên khả năng sinh
lời của các công ty ngành th ủy sản Việt Nam.
Các kết quả thực nghiệm được tìm thấy trong nghiên cứu dựa trên phương pháp
thống kê dữ liệu từ năm 2008 -2011 của 24 công ty thuộc nhóm ngành thủy sản
niêm yết trên hai sàn chứng khoán TP. Hồ Chí Minh và Hà Nội.
4. Phương pháp nghiên cứu
Sử dụng phương pháp định lượng thực hiện qua 2 bước:
Bước 1: Thu thập số liệu từ 96 báo cáo tài chính đã kiểm toán của 24 công t y thủy
sản niêm yết trên hai sàn ch ứng khoán TP. Hồ Chí Minh và Hà Nội qua 4 năm từ
2008-2011 nhằm xác định các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các
công ty.
Bước 2: Tính toán các chỉ số tài chính của từng công ty bằng excel và nhập vào
phần mềm Eviews4. Sử dụng mô hình hồi quy đa biến để phân tích và kiểm định
mức độ tác động của các nhân tố đến khả năng sinh lời.

5. Kết cấu đề tài
Nghiên cứu này được chia làm 5 phần như sau:
-

Phần 1 giới thiệu về đề tài nghiên c ứu

-

Phần 2 trình bày một số lý thuyết cơ bản nghiên cứu thực nghiệm gần đây
trong lĩnh vực tài chính.

-

Phần 3 nghiên cứu chi tiết phương pháp, giải thích các biến, mô hình kinh tế
lượng và các d ữ liệu đưa vào nghiên cứu.

-

Các kết quả nghiên cứu được báo cáo trong phần 4.


4

-

Cuối cùng, phần 5 kết luận và trình bày những phát hiện v à những khuyến
nghị về chính sách.

II. Các nghiên cứu thực nghiệm
Myers (1984) đã trình bày hai lý thuyết khác nhau liên quan đến mối quan hệ giữa
khả năng sinh lời và cấu trúc vốn, trước tiên lý thuy ết cân bằng tĩnh (Static Trade off theory – STT) cho rằng tỷ lệ nợ/vốn chủ sở hữu mục tiêu là chìa khóa của cấu
trúc v ốn, tỷ lệ nợ/vốn chủ sở hữu mục tiêu được dự đoán thông qua phân tích chi
phí – lợi nhuận ở những mức độ nợ khác nhau. Các nhân tố được phân tích bao
gồm tác động của thuế, chi phí đại diện, chi phí kiệt huệ tài chính …. Thứ hai, Lý
thuyết trật tự phân hạng (Pecking order theory- POT) cho rằng cấu trúc vốn của
công ty theo trật tự phân hạng trước tiên là công ty s ẽ sử dụng các quỹ nội bộ hoặc
lợi nhuận giữ lại để tài trợ cho các dự án đầu tư, tiếp theo họ sẽ vay nợ nếu nguồn
vốn nội bộ không đủ, cuối cùng họ sẽ phát hành vốn cổ phần thường. Vì vậy Lý
thuyết trật tự phân hạng ngụ ý rằng các công ty có tỷ suất sinh lợi cao sẽ không vay
nợ cho các dự án mới vì họ có sẵn quỹ nội bộ khá lớn. Tuy nhiên theo Lý thuyết
cân bằng tĩnh các công ty có t ỷ suất sinh lợi cao sẽ ưu tiên vay nợ để tận dụng tấm
chắn thuế từ lãi vay. Như vậy, Lý thuyết cân bằng tĩnh cho rằng có mối quan hệ

trực tiếp giữa lợi nhuận và đòn bẩy tài chính trong khi Lý thuyết trật tự phân hạng
cho rằng có mối quan hệ ngược giữa tỷ suất sinh lợi và đòn b ẩy tài chính. Hơn nữa
Lý thuyết cân bằng tĩnh lập 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
lập luận các công ty l ớn thường ít khả năng phá sản.
Theo lý thuyết tín hiệu lần đầu được trình bày bởi Ross (1977), việc một công ty
tăng thêm nợ cung cấp dấu hiệu tích cực cho thị trường vốn , cho thấy mức độ tin
cậy là công ty đang có dòng tiền mặt trong tương lai đủ để thanh toán cho các
khoản nợ khi trả nợ là một nghĩa vụ bắt buộc. Mặt khác, theo Lý thuyết trật tự phân
hạng việc một công ty tăng nguồn vốn chủ sở hữu để tài trợ cho một dự án thay cho
việc vay nợ được xem như m ột dấu hiệu tiêu cực của thị trường, bởi vì khi nhà


5

quản trị có nhiều thông tin về công ty họ có thể chọn phát hành vốn cổ phần khi cổ
phiếu của họ được định giá cao, do đó nó sẽ làm tổn hại đến quyền lợi của các nhà
đầu tư.
Modigliani và Miller (1958) đã cố gắng tìm mối quan hệ giữa cấu trúc vốn, lợi nhuận /
giá trị thị trường. Lập luận của họ là trong môi trường không có thuế thu nhập doanh
nghiệp và thuế thu nhập cá nhân, cấu trúc vốn không ảnh h ưởng đến giá trị công ty.
Nói cách khác một số giả định hạn chế là công ty không s ử dụng đòn b ẩy giống như
một công ty có sử dụng đòn b ẩy tài chính. Sau khi đưa thuế vào mô hình cho thấy thu
nhập và giá trị thị trường của công ty sẽ đạt tối đa nếu 100% nợ được dùng để mua
sắm tài sản. Giả thuyết chính của họ là r ủi ro kinh doanh có thể được ước tính bằng độ
lệch chuẩn của thu nhập trước thuế và lãi , và tất cả các nhà đầu tư hiện tại và nhà đầu
tư tiềm năng chia sẻ những kỳ vọng giống nhau về khoản lợi nhuận của doanh nghiệp
và những cơ hội trong việc thay đổi nhữn g khoản lợi nhuận này. Giả định quan trọng
khác là thị trường cổ phiếu và trái phiếu được giao dịch trong một thị trường hoàn
hảo , tỷ lệ lãi vay là t ỷ lệ lãi suất phi rủi ro đối với các doanh nghiệp cũng như nhà đầu

tư. Mô hình của họ trong môi trường có t huế thu nhập cho thấy lợi nhuận của các
khoản nợ mang lại do lợi ích của lá chắn thuế từ lãi suất, vì lãi suất là một khoản chi
phí được trừ khi tính thuế thu nhập

doanh nghiệp.
Gahlon and Gentry (1982) đưa ra một mô hình ước tính bêta đo lường rủi ro củ a
tài sản liên quan đến rủi ro thị trường của danh mục đầu tư. Các biến trong mô hình

sử dụng đòn bẩy kinh doanh và đòn bẩy tài chính, biện pháp đo lường sử dụng
DOL và DFL. Mô hình đánh giá bằng cách nào đòn b ẩy kinh doanh và đòn b ẩy tài
chính quyết định tác động lên rủi ro tài sản của một công ty . Những phát hiện từ
mô hình xác nhận DOL và DFL là biện pháp hợp lý đo lường rủi ro của tài sản và
beta có liên quan đến DOL và DFL.


6

Mandelker and Rhee (1984) trong nghiên cứu của họ đã phát hiện ra mối quan hệ
giữa đòn b ẩy kinh doanh, đòn bẩy tài chính và beta. Bằng 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 cứu.
Mseddi and Abid (2004) nghiên cứu mối quan hệ giữa giá trị công ty và rủi r o, họ
sử dụng dữ liệu bảng để tính toán DOl, DFL của 403 công ty phi tài chính Mỹ từ
1995 – 1999, họ tìm thấy có tác động dương rõ rệt của đòn b ẩy kinh doanh và đòn
bẩy tài chính lên giá trị công ty. Eljelly and Abuzar (2004) đã nghiên cứu mối quan
hệ giữa khả năng sinh lời và tính thanh khoản, được chỉ ra bởi tỷ lệ thanh toán hiện
thời và vòng quay ti ền mặt (vòng quay hàng t ồn kho + vòng quay khoản phải thu vòng quay khoản phải trả). Họ lấy mẫu các công ty Ả rập Sau di ở các ngành kinh
doanh chính trừ ngành năng lượng và ngân hàng, d ữ liệu phân tích từ 1996 -2000.
Thông qua phân tích tương quan và hồi quy cho thấy có mối quan hệ ngược giữa
khả năng sinh lời và tính thanh khoản, trong khi quy mô công ty có ảnh hưởng trực

tiếp và tác động mạnh đến khả năng sinh lời.
Larry et al. (1995) kết luận đòn bẩy tài chính và tỷ lệ tăng trưởng có mối quan hệ
nghịch, điều này đúng hơn trong những trường hợp những công ty có tiềm năng
tăng trưởng không được đánh giá đúng bởi thị trường vốn do giá trị thị trường của
cổ phiếu sẽ thấp hơn giá trị nội tại của nó. Họ cũng chứng minh rằng đòn bẩy có tác
động cùng chi ều với tỷ lệ tăng trưởng của công ty có tỷ suất sinh lợi cao, dữ liệu
được sử dụng để nghiên cứu mối quan hệ giữa đòn bẩy và tỷ lệ tăng trưởng được
lấy trong khoảng thời gian 20 năm. Sử dụng mô hình hồi quy các khoản cụ thể
trong dòng tiền của công ty, họ kết luận đòn b ẩy phụ thuộc vào dự đoán của nhà
quản trị về sự tăng trưởng của công ty trong tương lai, khi tỷ lệ tăng trưởng cao có
thể sử dụng nợ vay, do đó mối quan hệ ngược giữa đòn b ẩy và khả năng sinh lời có
thể do nhà quản trị các công ty tăng trưởng cao ưa thích cấu trúc vốn có một tỷ lệ
nợ tương đối thấp .


7

Nghiên cứu của Samuel G.H.Huang và Frank M.Song (2002) thu thập dữ liệu của
1000 công ty niêm y ết trên sàn chứng khoán Trung Quốc từ năm 1994 - 2000,
nguồn dữ liệu được phân tích bằng phương pháp phân tích OLS tìm thấy mối quan
hệ ngược giữa đòn bẩy tài chính và lợi nhuận. Các công ty có quy mô lớn thường
sử dụng nhiều nợ vay hơn, kết quả nghiên cứu cho th ấy nếu giảm 1.5% tỷ lệ nợ sẽ
làm gia tăng 1% lợi nhuận tương ứng. Trong nghiên cứu này tài sản cố định cũng
được đưa vào xem xét, khi các công ty có nhi ều tài sản sẽ sử dụng tài sản để thế
chấp vay nợ ngân hàng, trong khi việc gia tăng nợ sẽ làm giảm lợi nhuận của công
ty, như vậy mối quan hệ thuận giữa tài sản với đòn b ẩy hàm ý rằng các công ty có
tài sản cố định cao sẽ đạt lợi nhuận thấp hơn. Điều này cũng đúng với nghiên cứu
của Williamson (1988) và Harris và Raviv (1990) các công ty có tài s ản hữu hình
cao thường sử dụng nợ vay cao, nghiên cứu thực nghiệm của Marsh (1982), Long
và Malitz (1985), bạn bè và Lang (1988), Rajan và Zingales (1995), và Wald

(1999). Trong các nghiên cứu này tài s ản được đo lường bằng tỷ lệ tài sản cố định
trên tổng tài sản có ảnh hưởng tới các khoản nợ và làm giảm lợi nhuận của công ty.
H. Jamal Zubairi (2010) kết luận đòn bẩy tài chính có tác động dương rõ r ệt lên
khả năng sinh lời của các công ty, trong khi đòn bẩy kinh doanh lại có tác động âm lên
khả năng sinh lời, nghiên cứu cũng cho thấy khả năng sinh lời có tác động dương đến
quy mô công ty, nghiên cứu này sử dụng logarit doanh thu để đo lường quy mô công ty
vì vậy các công ty có th ể tăng lợi nhuận 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 tỷ
suất lợi nhuận của công ty. Nghiên cứu được thực hiện trên dữ liệu của 13 công ty ô tô
t ại Pakistan từ năm 2000-2008 bằng phương pháp phân tích hồi quy đa biến cho thấy
các quan hệ trên là phù h ợp và có ý ngh ĩa thống kê , giải thích những thay đổi trong
khả năng sinh lời giúp nhà quản trị xây dựng chiến lược quản trị tài chính hiệu quả làm
gia tăng tỷ suất lợi nhuận cho công ty.


8

III.

Mô tả các biến, phương pháp và mẫu nghiên cứu

Chương này giải 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
luận các mẫu và nguồn dữ liệu.
Để quản lý tính thanh khoản hiệu quả nhà quản lý của công ty cần có quyết định về
mức độ ưu tiên của tài sản lưu động và khả năng thanh toán hiện thời. Tỷ số giữa
tài sản lưu động và khoản nợ ngắn hạn là tỷ số thanh toán hiện thời, nó được đo
lường bằng tài 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.
Đòn b ẩy kinh doanh đo lường mức độ mà công ty d ựa trên chi phí hoạt động cố

định để tối đa hóa lợi nhuận của nó, kết quả gia tăng lợi nhuận từ một mức chi phí
hoạt động cố định lên tất cả sản phẩm. Như vậy, đòn bẩy kinh doanh cao hơn ở
những công ty mà trong tổng chi phí có tỷ lệ chi phí hoạt động cố định cao hơn chi
phí biến đổi. Ngược lại, những công ty có tỷ lệ chi phí biến đổi cao sẽ có đòn b ẩy
kinh doanh thấp.
Điểm hòa v ốn cao ở những công ty có tỷ lệ ch i phí hoạt động cố định cao, điều
này làm các công ty như vậy có nhiều rủi ro hơn vì nếu doanh thu bán hàng không
đủ cao, chi phí cố 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,
ngược lại lợi nhuận hoạt động sẽ giảm nhanh khi doanh thu có xu hướng giảm. Vì

những lý do trên một công ty có chi phí hoạt động cao (là % của nó trong tổng chi
phí) nó cũng có một mức độ đòn b ẩy tài chính cao do đó sẽ đưa nhà đầu tư đến rủi
ro cao. Nếu doanh số bán hàng không đủ cao để bù đắp chi phí, lợi nhuận kinh
doanh có thể thấp không đủ bù đắp chi phí lãi vay cố định sẽ dẫn công ty đến thua
lỗ hoặc bị âm vào nguồn vốn chủ sở hữu.


9

Đòn b ẩy tài chính cao trong trường hợp phần lớn tài sản công ty mua bằng nợ vay,
ngược 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
bằng vốn cổ phần, các công ty có thể chọn mức độ đòn b ẩy tài ch ính cao vì nhiều
lý do khác nhau nh ư khó huy động 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 cầu về tiền mặt. Để đảm bảo nguồn dữ liệu được 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 sản cố định cao trong các công ty có có tỷ lệ nợ vay cao, do lợi ích từ tấm chắn
thuế các công ty thường sử dụng nợ vay để đầu tư mua sắm tài sản cố định, nợ vay
cao làm ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của các công ty.
Giải thích các biến
Theo nghiên cứu của Eljelly and Abuzar (2004), H. Jamal Zubairi (2010), Samuel
G.H.Huang và Frank M.Song (2002) tôi sử dụng 5 biến cụ thể là quy mô công ty
(SZ), mức độ đòn b ẩy kinh doanh (DOL), mức độ đòn b ẩy tài chính (DFL), tính
thanh khoản (CR), và tỷ trọng tài sản cố định (TANG) trong mô hình kinh tế được
giải thích dưới đây để xác định tác động của các nhân tố này đến khả năng sinh lời
của các công ty ngành thủy sản Việt Nam.
Khả năng sinh lời – Profitability (PF)
Khả năng sinh lời đề cập đến khả năng công ty kiếm được lợi nhuận, nghiên cứu
này đo lường khả năng sinh lời (PF) là tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản được tính
bằng lợi nhuận sau thuế / tổng tài sản , và sử dụng nó như một 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 lời của công ty.


10

Quy mô công ty – Size of the Firm (SZ)
Khả năng sinh lời của công ty, tính thanh khoản và dòng ti ền có thể bị ảnh hưở ng
bởi quy mô công ty theo nhiều cách, chẳng hạn các công ty lớn có thể mua số lượng
lớn hơn hàng hóa từ các nhà cung cấp với mức chiết khấu cao hơn, dù sao thì
những công ty này cũng thành công hơn trong việc đàm phán kéo dài thời gian trả
nợ. Hơn nữa , những công ty có quy mô lớn có nguồn lực mạnh vì thế họ sẽ thu hồi
nợ của khách hàng tốt hơn. Tất cả những yếu tố này góp ph ần làm cho các công ty
lớn có thể duy trì lượng tiền mặt thấp, và thanh khoản thấp hơn so với các công ty
có quy mô nh ỏ hơn. Khi xem xét báo cáo tài chính các công ty thủy sản lớn thua lỗ
bị thâm dụng vốn, nghiên cứu này mong đợi có mối liên hệ trực tiếp giữa quy mô

công ty và l ợi nhuận. Để đảm bảo nguồn dữ liệu được ổn định qua các năm trong
phân tích này sử dụng logarit của doanh thu bán hàng để đo lường quy mô công ty
(SZ).
Mức độ đò n bẩy tài chính - Degree of Financial Leverage (DFL)
Đòn b ẩy tài chính hình thành khi một phần tài sản c ủa công ty được tài trợ bằng nợ
vay. Qua đó, một công ty cố gắng phóng đại lợi nhuận trước thuế của nó . Nhưng thiệt
hại cũng có thể bị phóng đại trong trường hợp các khoản nợ lớn hơn lợi nhuận trước
thuế và lãi vay . Khi nợ là một khoản chi phí cố định, tỷ lệ tài sản công ty được tài trợ
bằng nợ cao , cao hơn đòn b ẩy tài chính. Mức độ đòn b ẩy tài chính của một công ty
có thể được tính theo nhiều cá ch khác nhau, chẳng hạn một số nhà nghiên cứu xem
tổng nợ dài hạn là đại diện của mức độ đòn b ẩy tài chính, tỷ lệ nợ dài hạn trên tổng tài
sản và tổng nợ trên tổng tài sản cũng được dùng đo lường mức độ đòn bẩy tà i chính,
Welch (2011) sử dụng nợ ngắn hạn, nợ dài hạn trên tổng tài sản để đo lường mức độ
đòn b ẩy tài chính, trong nghiên cứu của H. Jamal Zubairi (2010) dùng t ỷ số thu nhập
trước thuế (EBT) / thu nhập trước thuế và lãi vay (EBIT) để tính toán mức độ đòn bẩy
tài chính vì lãi suất có tác động trực tiếp lên thu nhập trước thuế. Trong nghiên cứu này
tôi s ử dụng tỷ số phầm trăm thay đổi EPS / phần trăm thay đổi EBIT để đo lường mức
độ đòn bẩy tài chính (DFL), để


11

xác định ảnh hưởng một khoản nợ vay xác định đối với thu nhập trên mỗi cổ phần
của công ty, vì trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi thì một mức độ đòn
bẩy tài chính cao hơn đồng nghĩa EPS cũng tăng tương ứng .
Mức độ đòn bẩy kinh doanh - Degree of Operating Leverage (DOL)
Mức độ đòn bẩy kinh doanh thể hiện mức độ chi phí hoạt động cố định của công ty.
Một tỷ lệ chi phí cố định cao hơn ngụ ý một mức độ đòn bẩy kinh doanh cao ngược
lại nếu chi phí biến đổi cao hơn thì mức độ đòn b ẩy kinh doanh thấp hơn. Tương tự
như đòn b ẩy tài chính, mức độ đòn bẩy 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
giảm, mức độ đòn b ẩy kinh doanh cao cũng làm phóng đại việc giảm lợi nhuận
kinh doanh cao hơn. Như vậy, kết quả mức độ đòn bẩy tài ch ính và mức độ đòn
bẩy kinh doanh có s ự biến đổi lớn cho thấy rủi ro lớn hơn cho công ty. Chúng ta có
th ể tính toán mức độ đòn bẩy kinh doanh (DOL) bằng cách sử dụng doanh thu bán
hàng trừ chi phí biến đổi trên lợi nhuận trước thuế. Tuy nhiên, do hạn chế về nguồn
dữ liệu thu thập nên biện pháp thay thế DOL là sử dụng tỷ lệ phần trăm thay đổi
EBIT / phần trăm thay đổi doanh thu bán hàng .
Mức độ đòn bẩy kinh doanh và mức độ đòn b ẩy tài chính thường di chuyển theo
cùng một hướng, cả hai dự báo làm gia tăng lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu nhưng
nó cũng làm gia tăng rủi ro cho các nhà đầu tư. Một phần của tổng rủi ro bị ảnh
hưởng bởi mức độ đòn bẩy kinh doanh , trong khi mức độ đòn b ẩy tài chính tác
động đến tình hình tài chính làm ảnh hưởng đến tổng rủi ro của công ty.
Tính thanh khoản - Current Ratio (CR)
Để quản lý thanh khoản hiệu quả, người quản lý công ty có quyết định tối ưu nhất đối
với tỷ lệ tài sản lưu động và khoản phải trả ngắn hạn, mức độ tài sản lưu động quá thấp
sẽ làm công ty đối mặt với rủi ro khôn g có đủ tiền mặt để trả các khoản nợ đến hạn,
mất khách hàng bằng một chính sách công n ợ bán hàng nghiêm ngặt hoặc không đủ
lượng hàng tồn kho để đáp ứng nhu cầu đột biến của khách hàng do mức dự trữ hàng
tồn kho quá thấp. Ngược lại, một tỷ lệ tài sản lưu động quá cao sẽ làm


12

giảm rủi ro đã nói trên, nh ưng sẽ tác động xấu đến khả năng sinh lời do đầu tư quá
mức vào các tài s ản này. Trong đó một phần hàng hóa t ồn kho không bán được
hoặc lượng tiền mặt nhiều làm ứ đọng nguồn vốn. Do đó vấn đề quản lý thanh
khoản hướng nhà quản trị có quyết định phù hợp cân bằng giữa lợi nhuận và rủi ro.
Theo giải thích của Eljelly and Abuzar (2004), nếu quản lý thanh khoản hiệu quả sẽ
cải thiện khả năng sinh lời, một mối quan hệ nghịch giữa tính thanh khoản và khả

năng sinh lời được mong đợi, trong nghiên cứu này tỷ lệ thanh toán hiện thời được
đo lường bằng tài sản lưu động / nợ ngắn hạn được sử dụng để đo lường tính thanh
khoản.
Tỷ trọng tài sản cố định (TANG)
Hầu hết các phân tích thực nghiệm cho thấy các công ty có nhiều tà i sản cố định
được đánh giá cao hơn. 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 rãi thường không trung thực giữa công ty và người cho vay,
điều này cũng đúng đối với Việt Nam, nơi mà hệ thống luật pháp được xem là yếu
kém do đó các kết quả để ngân hàng thẩm định cho công ty vay vẫn dựa trên cơ sở
tài sản thế chấp. Vì vậy, các công ty có nhiều tài sản thường sử dụng nợ vay cao
hơn, điều này cũng đúng theo nghiên cứu của Williamson (1988) và Harris và
Raviv (1990), các nghiên cứu thực nghiệm của Marsh (1982), Long và Malitz
(1985), bạn 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
trọng tài sản cố định của công ty.
Đối tượng chính của nghiên cứu là để biết liệu mức độ đòn bẩy kinh doanh , mức độ
đòn bẩy tài chính có ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các công ty ngành thủy sản
Việt Nam, quy mô công ty , tính thanh khoản và tỷ trọng tài sản cố định cũng được đưa
vào phân tích để xem xét mức độ ảnh hưởng đến 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) Giả thuyết (Ho) Sự gia tăng mức độ đòn b ẩy kinh doanh và mức độ đòn b
ẩy tài chính không làm thay đổi khả năng sinh lời của các công ty ngành
thủy sản Việt Nam.

(2) Giả thuyết (Ho) Quy mô công ty không ảnh hưởng đến khả năng sinh lời
(3) Giả thuyết (Ho) Khả năng sinh lời của công ty không bị ảnh hưởng bởi tính
thanh khoản và được đo lường b ằng tỷ lệ thanh toán hiện thời.
(4) Giả thuyết (Ho) Tỷ trọng tài sản cố định không ảnh hưởng đến khả năng
sinh lời của các công ty.
Nghiên cứu này sử dụng phương pháp hồi quy đa biến để kiểm tra giả thuyết
bên trên , dữ liệu của 24 công ty ngành thủy sản niêm yết trên hai sàn ch ứng
khoán TP. Hồ Chí Minh và Hà Nội được đưa vào nghiên cứu . Dữ liệu được thu
thập từ báo cáo tài chính của các công ty đã được kiểm toán qua 4 năm từ năm
2008-2011 (dữ liệu trình bày ở bảng phụ lục), do đó có 96 quan sát cho bảng dữ
liệu, dữ liệu qua các năm được phân tích trong bảng hồi quy gộp. Giả sử không
có b ất kỳ đột biến đáng kể của dữ liệu qua các năm và dữ liệu qua các năm
được gộp lại dưới một cột duy nhất . Dữ liệu được phân tích bằng chương trình
Eviews4.
Cụ thể, mô hìnhđược xác định như sau:
PF = β0 + β1DOL + β2SZ + β3DFL + β4CR + β5TANG + ε
Trong đó:
PF: Khả năng sinh lời
DOL: Mức độ đòn bẩy kinh doanh
DFL: Mức độ đòn bẩy tài chính
SZ: Quy mô công ty được đo lường bằng logarit doanh thu
CR: Tính thanh khoản được đo lường bằng tỷ lệ thanh toán hiện thời
TANG: Tỷ trọng tài sản cố định được đo lường bằng tỷ lệ tài sản cố định
trên tổng tài sản
ε : Sai số của mô hình


14

Theo sau nghiên cứu của Eljelly và Abuzar (2004), H. Zamal Zubairi (2010)

trong nghiên cứu này b iến DOL được 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 hoặc giảm lợi nhuận của doanh nghiệp, vì vậy dấu kỳ vọng DOL có thể
cùng chiều hoặc trái chiều với khả năng sinh lời.
Trong hầu hết các kết quả nghiên cứu trước đây sự gia tăng doanh thu bán hàng
có tác động tích cực làm gia tăng lợi nhuận cho doanh nghiệp, vì vậy dấu kỳ
vọng của SZ trong nghiên cứu này là dấu dương.
Theo nghiên cứu của McGraw Hill (1992) thì tỷ lệ phần trăm thay đổi EPS trên
tỷ lệ phần trăm thay đổi EBIT được sử dụng để đo lường mức độ đòn bẩy tài
chính lên khả năng sinh lời, mức độ sử dụng đòn b ẩy phụ thuộc vào nhiều yếu
tố và đặc thù c ủa từng doanh nghiệp trong thời giai đoạn, ngoài ra n ó còn ảnh
hưởng bởi chính sách kinh tế vĩ mô của nhà nước về lãi suất qua từng thời điểm,
do đó dấu kỳ vọng của biến DFL có thể âm hoặc dương.
Theo nghiên cứu của Eljelly và Abuzar (2004), H. Zamal Zubairi (2010) quản lý
thanh khoản hiệu quả sẽ làm gia tăng lợi nhuận, vì vậy mức độ tác động ngược
của CR lên khả năng sinh lợi được mong đợi, dấu kỳ vọng của CR sẽ là dấu âm
hoặc không tác động.
Tỷ trọng tài sản cố định trong tổng tài sản cũng là một nhân tố quyết định hiệu
quả kinh doanh của doanh nghiệp, sử dụng tài sản có hiệu quả sẽ làm gia tăng
lợi nhuận, do đó dấu kỳ vọng của biến TANG sẽ là dấu âm.
Cụ thể dấu kỳ vọng của các biến độc lập trên lên khả năng sinh lời được thể
hiện trong bảng 1.
Bảng 1: Mối quan hệ dự kiến giữa các biến độc lập với khả năng sinh lời
Biến

Đo lường

Dấu kỳ
vọng

Tham khảo

DOL

% thay đổi EBIT / % thay
đổi doanh thu

+/-

Eljelly và Abuzar (2004)
H. Zamal Zubairi (2010)

SZ

Logarit doanh thu

+

H. Zamal Zubairi (2010)


15

DFL

% thay đổi EPS/ % thay
đổi EBIT

+/-

McGraw Hill (1992)

CR

Tài sản lưu động / nợ ngắn
hạn

- / không Eljelly và Abuzar (2004)
tác động H. Zamal Zubairi (2010)

TANG

Tài sản cố định / tổng tài
sản

-

Marsh
(1982), Long và
Malitz (1985), Lang (1988),
Rajan

và Zingales (1995),

Wald (1999)

IV. Kết quả thống kê và h ồi qu y các biến
Phần này trình bày bảng số liệu thống kê và bảng kết quả hồi quy các biến để
đánh giá xem các biến số đưa vào mô hình có phù h ợp hay không đồng thời
đánh giá mức độ tác động của các biến này lên khả năng sinh lời của các công

ty ngành thủy sản.
Việc giải thích và thảo luận chi tiết kết quả nghiên cứu cũng được báo cáo trong
phần này. Cuối cùng, một số giải thích trên cơ sở các lý thuyết kinh tế / tài chính
được đưa ra để chứng minh cho các kết quả nghiên cứu.
Đo lường doanh số bán hàng được sử dụ ng dưới dạng logarit, các biến còn lại
là mức độ đòn b ẩy tài chính, mức độ đòn b ẩy kinh doanh, tỷ trọng tài sản cố
định và tính thanh khoản được đo ở dạng phần trăm.
Dựa vào bảng phân tích hồi quy các biến để xác định trong 5 nhân tố đưa vào
mô hình thì nhân tố nào có tác động đến khả năng sinh lời và mức độ tác động
là bao nhiêu để từ đó đưa ra các giải pháp và khuyến nghị các chính sách hỗ trợ
nhằm làm gia tăng khả năng sinh lời cho các công ty thủy sản Việt Nam.
Trước khi phân tích chính thức, để xem các biến độc lập đưa vào mô hình có ý
nghĩa ở mức 5% hay không ta cần kiểm tra Pro. trong bảng kết quả hồi quy các
biến, nếu các biến số đều có ý nghĩa với mức 5% chấp nhận các biến đưa vào
mô hình, phân tích tác động của các biến độc lập lên khả năng sinh l ời thông
qua bảng kết quả hồi quy các biến, và thực hiện tiếp một số kiểm định để đảm


16

bảo mô hình có thể sử dụng được, ngược lại thực hiện loại bỏ các biến không có
ý nghĩa và chạy lại mô hình, số liệu hồi quy các biến thể hiện ở bảng 2.
Bảng 2: Bảng kết quả hồi quy các biến

Variable
CR

Coefficient
-0.000275

Std. Error t-Statistic
9.59E-05 -2.863904

Prob.
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

0.5776

0.558977

R-squared
Adjusted R-squared

0.529894 Mean dependent var
0.503776 S.D. dependent var

0.047534
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

Hệ số Pro. ở bảng số 2 cho thấy trong 5 biến độc lập đưa vào mô hình bao gồm
DFL, DOL, SZ, CR và TANG thì 4 biến có ý nghĩa ở mức 5% là DFL, SZ, CR và
TANG, chỉ có 01 biến có Pro. lớn hơn 5% là mức độ đòn b ẩy kinh doanh (DOL)
được xác định là không có ý ng hĩa trong mô hình. Loại bỏ biến không có

ý nghĩa và thực hiện chạy lại mô hình.
Sử dụng phương pháp phân tích hồi quy đa biến, chạy hồi quy mức độ đòn b ẩy

tài chính, quy mô công ty , khả năng thanh toán và tỷ trọng tài sản cố định lên
khả năng sinh lời với mục đích xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố này
lên khả năng sinh lời của các công ty ngành thủy sản. Bảng kết quả thống kê mô
tả các biến thể hiện trong bảng 3


17

Bảng 3: Bảng thống kê mô tả các biến
Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.

PF

DFL

CR

SZ

TANG

0.047534

0.510826

140.2095

13.11005

0.341556

0.050607

0.513704

104.1394

13.14166

0.260261

0.237962

1.555522

883.7752

15.64576

2.091102

-0.994418 0.061090

21.94875

9.664875

0.070787

0.130195

132.5228

1.103724

0.285114

0.218308

Bảng thống kê mô t ả các biến cung cấp thông tin về mức độ cao nhất, thấp nhất
và mức độ trung bình của các biến đưa vào mô hình, số liệu từ bảng 3 cho thấy
mức độ đòn bẩy tài tính và tính thanh khoản biến động nhiều hơn so với tỷ
trọng tài sản cố định và quy mô công ty, độ lệch chuẩn giữa các biến xấp xỉ
bằng nhau, giá trị từ bảng cũng cho thấy khả năng sinh lời của các công ty
ngành thủy sản có nhiều biến động từ tác động của các nhân tố trên .
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, từ đó xem
xét tỷ lệ ảnh hưởng của các nhân tố lên khả năng sinh lời qua tỷ số R-squared,
giá trị Coefficient cho thấy mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố lên khả năng
sinh lời và Prob. cho thấy biến có ý nghĩa hay không ở mức 5%. Bảng kết quả
hồi quy các biến thể hiện trong bảng 4.
Bảng 4: Bảng kết quả hồi quy các biến
Variable

Coefficient

CR
DFL
SZ
TANG
C
R-squared

t-Statistic

Prob.

-0.000276

9.55E-05 -2.890085

0.0048

-0.478944

0.057402 -8.343745

0.0000

0.009856

2.300141

0.0237

0.038696 -3.901583

0.0002

0.085228

0.136431

0.5337

0.528527

Mean dependent var

0.022671
-0.150977

Std. Error

0.624697

0.047534


18

Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat

0.507803
0.091341
0.759225
96.09253
1.426910

S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic

0.130195
-1.897761
-1.764201
25.50306

Prob(F-statistic)

0.000000

Để đảm bảo có thể sử dụng được mô hình cần thực hiện một số kiểm định để kiểm
tra khuyết tật của mô hình. Trước tiên là ki ểm định hiện tượng tự tương quan của mô
hình, tôi sử dụng phương pháp kiểm định Breusch-Godfrey và đánh giá hiện tượng tự
tương quan của các biến qua hệ số Obs*R-squared với mức ý nghĩa 5%.
Bảng 5: Kết quả kiểm 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
Test Equation:

8.513417

Probability

0.014169

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

Bảng kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan của mô hình cho thấy hệ số Pro.
của Obs*R-squared bằng 0.014169 < 0.05, do đó mô hình có hiện tượng tự tương

quan. Để đảm bảo mô hình có thể sử dụng được cần k hắc phục hiện tượng tự
tương quan bằng cách sử dụng phương trình sai phân bậc 1 với hàm số mũ có giá
trị r = 0.286545, chạy lại mô hình theo hàm số mũ bảng kết quả hồi quy các biến
thay đổi được thể hiện trong bảng 6.
Bảng 6: Bảng kết quả hồi quy các biến theo hàm số mũ
Variable
SZ-R*SZ(-1)
DFL-R*DFL(-1)
CR-R*CR(-1)
TANG-R*TANG(-1)
C
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.029043

0.011284

2.573748

0.0117

-0.509272

0.059868

-8.506556

0.0000

-0.000171

0.000143

-1.195650

0.0235

-0.111894

0.039998

-2.797489

0.0063

-0.005915

0.110152

-0.053699

0.9573

0.557218
0.537539
0.086525
0.673793
100.2645
1.838929

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.034182
0.127234
-2.005569
-1.871155
28.31513
0.000000


20

Thực hiện kiểm định lại mô hình bằng phương pháp Breusch-Godfrey để xem mô
hình có thể sử dụng được hay không và đánh giá tác động của các biến độc lập
lên khả năng sinh lời theo bảng kết quả hồi quy mới.
Bảng 7: Kết quả kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng phương pháp BG
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic
0.435060 Probability

0.648610

Obs*R-squared

0.628092

0.930137 Probability

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
Adjusted R-squared

0.009791 Mean dependent var
-0.057723 S.D. dependent var

-2.41E-16

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

Kết quả kiểm định cho thấy hệ số Pro. của Obs*R-squared = 0.628092 >0.05, mô

hình không còn hiện tượng tự tương quan , các biến đưa vào mô hình đều có ý ngh
ĩa với mức 5%. Để đảm bảo mô hình có thể sử dụng tốt ta cần kiểm định thêm hiện
tượng đa cộng tuyến trong mô hình bằng cách xem xét hệ số tương quan giữa các
biến.
Bảng 8: Bảng hệ số tương quan giữa các biến
PF
DFL
CR
SZ
TANG

PF

DFL

CR

SZ

TANG

1.000000

-0.581088

0.302305

0.197031

-0.329371

-0.581088

1.000000

-0.624201

0.173328

-0.040473

0.302305

-0.624201

1.000000

0.052229

-0.217223

0.197031

0.173328

0.052229

1.000000

-0.480017

-0.329371

-0.040473

-0.217223

-0.480017

1.000000

Bảng 8 cho thấy hệ số tương quan giữa các biến đều nhỏ hơn 0.8 nên không có
hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.
Các biến đưa vào mô hình là phù hợp, Prob. của các biến đều nhỏ hơn 5% cho thấy
các biến đều có ý ngh ĩa ở mức 5%, mô hình không có khuyết tật đảm bảo sử dụng
tốt. Bảng hồi quy các biến cho thấy giá trị R- square khoảng 0.56, điều này xác
định hơn ½ thay đổi trong tỷ suất sinh lợi của công ty được quyết định bởi 4 biến là
mức độ đòn b ẩy tài chính, quy mô công ty , tính thanh khoản và tỷ trọng tài sản cố
định.
Kiểm tra cấu trúc mô hình theo thời gian
Để kiểm tra giá trị các thông số ước tính của mô hình vẫn còn phù h ợp qua các giai
đoạn 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 từ 2008-2011, và tính toán mức ý nghĩa thống kê F, log likelihood. Kết quả
trình bày trong bảng 9.


22

Bảng 9: Bảng kiểm tra cấu trúc mô hình theo thời gian

Chow Breakpoint Test: 10
F-statistic

1.274041 Prob.

0.282664

Log likelihood ratio

6.865485 Prob.

0.230838

F-statistic

1.917663 Prob.

0.099761

Log likelihood ratio

10.15386 Prob.

0.070991

F-statistic

4.167459 Prob.

0.001958

Log likelihood ratio

20.82892 Prob.

0.000873

Chow Breakpoint Test: 15

Chow Breakpoint Test: 20

Dựa trên số liệu tính toán và xu hướng biến động của cả hai tỷ lệ F-statistic và log
likelihood cho thấy cấu trúc mô hình không bị phá vỡ theo thời gian chứng tỏ mối
quan hệ giữa lợi nhuận và mức độ đòn bẩy tài chính, quy mô công ty, tính thanh
khoản và tỷ trọng tài sản cố định là ổn định trong thời kỳ kiểm tra.
Kết quả thực nghiệm cho thấy mức độ đòn b ẩy tài chính có tác động âm lên khả
năng sinh lời của các công ty ngành thủy sản, giá trị P từ bảng cho thấy giả thuyết
mức độ đòn bẩy tài chính không có ảnh hưởng đáng kể đến khả năng sinh lời bị bác
bỏ, sử dụng 1% đòn b ẩy tài chính làm giảm 0.5% lợi nhuận, như vậy hệ số ước
lượng mức độ đòn bẩy tài chính là 0.5. Kết quả nghiên cứu này trái ngược với Lý
thuyết cân bằng tĩnh là các công ty có l ợi nhuận cao có chi phí phá sản dự kiến
thấp hơn, do đó tận dụng được lợi ích từ tấm chắn thuế của nợ cao hơn vì vậy sử
dụng nhiều nợ vay hơn (Jensen (1986) and Hart và Moore (1995)). Kết quả nghiên
cứu này cũng trái ngược với kết quả nghiên cứu của H.Jamal Zubairi (2010) là đòn
b ẩy tài chính có tác động dương lên khả năng sinh lời của các công ty, kết quả này
có thể được giải thích dựa trên tình hình kinh tế của Việt Nam trong thời gian thực
hiện nghiên cứu đề tài từ năm 2008 đến 2011, đây là giai đoạn nền kinh tế Việt
Nam bị suy thoái trầm trọng, lãi suất ngân hàng cho vay biến động cao, năm 2008

23

có th ời điểm lãi suất ngân hàng cho doanh nghiệp vay với mức gần 20%/ năm, hơn
nữa các công ty thủy sản phụ thuộc rất nhiều vào nợ vay nên việc sử dụng nhiều
đòn b ẩy tài chính trong cấu trúc vốn làm cho doanh nghiệp kinh doanh không hiệu
quả.
Phát hiện khác trong nghiên cứu là khả năng sinh lời có tác động dương đến quy
mô công ty, giá trị Coefficient từ bảng 6 cho thấy cứ 1% gia tăng trong doanh thu
bán hàng dẫn đến 0.03% gia tăng lợi nhuận. Các công ty l ớn thường đa dạng hóa
trong cơ cấu vốn vì 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
lời. Ý ngh ĩa biến quy mô công ty cho thấy các công ty có thể tăng lợi nhuận bằng
cách tăng doanh số thông qua tăng số lượng hoặc tăng giá bán.
Tỷ trọng tài sản cố định có tác động âm đến khả năng sinh lời của các công ty, giá
trị P từ bảng cho thấy giả thuyết tỷ trọng tài sản cố định không có ảnh hưởng đến
khả năng sinh lời bị bác bỏ, tăng 1% tài sản cố định sẽ làm giảm 0.11% lợi nhuận.
Do đó, để gia tăng lợi nhuận các công ty c ần gia tăng hiệu quả sử dụng tài sản cố
định, tính toán và có k ế hoạch đầu tư mua sắm các loại tài sản cố định nào là cần
thiết, thực hiện thanh lý và lo ại bỏ những tài sản không cần thiết để đảm bảo hiệu
quả sử dụng tài sản ở mức cao nhất.
Cuối cùng khả năng sinh lời có tác động âm với tính thanh khoản (CR) mặc dù mức
độ tác động của nó r ất ít, giảm CR khoảng 0.000171% sẽ tăng 1% lợi nhuận, điều

này cho thấy để tăng trưởng lợi nhuận các công ty cần giảm tỷ lệ tài sản ngắn
hạn / nợ ngắn hạn, nhân tố chính trong khoản mục tài sản ngắn hạn là tiền, khoản
phải thu và hàng t ồn kho, vì vậy để giảm bớt CR các công ty c ần phải giảm bớt tài
sản ngắn hạn mà chủ yếu là giảm lượng hàng hóa t ồn kho bằng cách đẩy nhanh tốc
độ luân chuyển và tiêu thụ hàng hóa, gi ảm khoản phải thu khách hàng bằng cách
áp dụng các chính sách thu hồi công nợ được tốt hơn.

24

V. Kết luận và khuy ến nghị các giải pháp hỗ trợ
Các dữ 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 bằng chứng nghiên cứu cho thấy:
-

Mức độ đòn b ẩy tài chính có tác động trái chiều lên khả năng sinh lời của các
công ty.

-

Tỷ trọng tài sản cố định có ảnh hưởng trái chiều lên khả năng sinh lời.

-

Tính thanh khoản có tác động trái chiều lên khả năng sinh lời

-

Chỉ có quy mô công ty là có tác động cùng chiều lên khả năng sinh lời.

Kết quả nghiên cứu được kiểm định cho thấy mô hình tổng thể có ý nghĩa thống kê
và các thông s ố đưa vào phù hợp, kiểm tra chẩn đoán bằng cách chạy thử nghiệm
Chow cho thấy mối quan hệ giữa khả năng sinh lời và các biến độc lập là ổn định
trong thời kỳ kiểm tra. Các ước tính do đó có thể sử dụng để giải thích những thay
đổi trong khả năng sinh lời của các công ty ngành thủy sản từ đó giúp nhà qu ản trị
công ty xây dựng chiến lược hiệu quả trong việc quản trị tài chính để nâng cao khả

năng sinh lời cho các công ty.
Các kết quả nghiên cứu tác động của quy mô công ty lên khả năng sinh lời phù h
ợp với kết quả nghiên cứu của Eljelly and Abuzar (2004) , nghiên cứu của H. Jamal
Zubairi (2010). Quy mô cô ng ty được phát hiện của 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
dựng cho mình một chiến lược kinh doanh hiệu quả, mô hình SWOT là một công c
ụ tốt hỗ trợ công ty d ễ dàng hơn trong việc ra quyết định kinh doanh. Củng cố thị
trường nội địa và phát triển thị trường xuất khẩu, hiện nay nhiều công ty hầu như
chỉ tập trung cho thị trường xuất khẩu mà chưa khai thác hết lợi thế của thị trường
nội địa, trong khi đó xét mức độ cạnh tranh và các rào c ản thì thị trường ngoài
nước mang yếu tố rủi ro cao hơn thị trường nội địa. Ngoài ra, để góp phần quảng bá
thương hiệu sản phẩm, doanh ngiệp cần đẩy mạnh công tác truyền thông, tùy vào
điều kiện tài chính mà mỗi công ty có thể chọn lựa kênh truyền thông phù


25

hợp như báo chí, tạp chí, truyền thanh , truyền hình, tổ chức sự kiện, tham gia hội
chợ ...
Mức độ sử dụng đòn bẩy tài chính có tác động ngược chiều lên khả năng sinh lời
của các công ty, kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Samuel G.H.Huang và
Frank M.Song (2002), kết quả nghiên cứu cho thấ y việc gia tăng sử dụng nợ không
làm tăng tỷ suất sinh lợi của công ty mà ngược lại, nghiên cứu báo cáo tài chính của
các công ty cho thấy việc sử dụng nhiều nợ vay không giúp doanh nghi ệp tận dụng
được lợi ích của tấm chắn thuế vì trong giai đoạn nghiên c ứu hầu hết các công ty
đang được hưởng ưu đãi về thuế suất, hơn nữa việc các công ty thủy sản sử dụng
nhiều nợ vay trong giai đoạn 2008-2011 càng làm giảm hiệu quả kinh doanh của
doanh nghiệp, vì trong giai đoạn này ảnh hưởng của suy thoái kinh tế đã làm lãi
suất cho vay của các ngân hàng gia tăng liên tục . Do đó, để gia tăng lợi nhuận cho
công ty cần điều chỉnh một tỷ lệ nợ vay phù hợp. Ngoài ra, mỗi công ty cần lập kế

hoạch nhu cầu vốn và kênh huy động vốn hàng năm dựa vào kế hoạch phát triển
trong tương lai, việc lập kế hoạch nhu cầu vốn sẽ do bộ phận tài chính công ty đảm
trách, để hoạch định tốt nhu cầu vốn cần có sự phối hợp của các bộ phận liên quan
đến hoạt động sản xuất kinh doanh của công ty như: Bộ phận nghiên cứu phát triển
lập kế hoạch phát triển sản phẩm mới, bộ phận kinh doanh tiếp thị dự báo sản
lượng tiêu thụ, nhà máy lập kế hoạch sản xuất, bộ phận kế toán lập kế hoạch thu –
chi, nhu cầu mua sắm đầu tư tài sản.
Nguồn vốn chủ yếu của công ty hiện nay chủ yếu được huy động qua kênh truyền
thống là vay ngân hàng và phát hành c ổ phiếu trên thị trường chứng khoán, tuy
nhiên để thực hiện huy động vốn trên hai kênh này công ty ph ải đáp ứng một số
yêu cầu bắt buộc như vay vốn phải có tài sản thế chấp hoặc để được phát hành cổ
phiếu trên thị trường ch ứng khoán công ty phải đáp ứng một số điều kiện về vốn
điều lệ và kết quả kinh doanh …, khi lãi suất cho vay trên thị trường tín dụng tăng
cao và thị trường chứng khoán suy giảm thì khả năng huy động vốn của công ty
qua hai kênh truyền thống này hầu như kh ông th ực hiện được, vì vậy để chủ động
hơn trong việc thực hiện các dự án và bổ sung nhu cầu vốn lưu động cho sản xuất