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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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.

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

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

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

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

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

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

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),

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

-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

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

0.474483
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

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

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

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

, 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

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

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

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

- 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

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

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

-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

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