Yếu tố tác động đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp: Nghiên cứu thực nghiệm từ dữ liệu của các doanh nghiệp xây dựng Việt Nam niêm yết

 AGE ATR CR CS ROS RT SIZE 
ROA 1 
AGE 0,025 1 
AT 0,256 -0,003 1 
CR 0,218 -0,162 0,072 1 
CS -0,361 0,184 -0,184 -0,630 1 
ROS 0,324 -0,032 0,105 0,054 -0,126 1 
RT 0,246 -0,064 0,292 0,067 -0,198 0,044 1 
SIZE 0,018 0,036 -0,138 -0,130 0,149 0,040 -0,012 1 
 ECONOMICS-SOCIETY 
Số 46.2018 ● Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ 71
Bảng 4. Kiểm định Hausman 
Correlated Random Effects - Hausman Test 
Equation: Untitled 
Test cross-section random effects 
Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. 
Cross-section random 8,247154 7 0,3113 
Kết quả kiểm định Hausman (bảng 4) cho thấy, giá trị P-
value bằng 0,3113 (> 0,05) do đó, mô hình REM là phù hợp. 
Bảng 5. Phân tích hồi quy mô hình theo REM 
Dependent Variable: ROA 
Method: Panel EGLS (Cross-section random effects) 
Sample: 2012 2016 
Periods included: 5 
Cross-sections included: 154 
Total panel (balanced) observations: 770 
Swamy and Arora estimator of component variances 
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
C 5,338592 1,832628 2,913080 0,0037 
AGE 0,058485 0,026459 2,210426 0,0274 
AT 1,719421 0,431992 3,980213 0,0001 
CR 0,315530 0,409555 0,770423 0,4413 
CS -11,11615 1,942031 -5,723980 0,0000 
ROS 0,008274 0,000941 8,795076 0,0000 
RT 0,085985 0,022104 3,890074 0,0001 
SIZE 0,000219 0,000119 1,842617 0,0658 
Effects Specification 
 S.D. Rho 
Cross-section random 3,748582 0,3208 
Idiosyncratic random 5,454020 0,6792 
Weighted Statistics 
R-squared 0,229236 Mean dependent var 1,313185 
Adjusted R-squared 0,222156 S.D. dependent var 6,189071 
S.E. of regression 5,458481 Sum squared resid 22703,80 
F-statistic 32,37568 Durbin-Watson stat 1,782821 
Prob(F-statistic) 0,000000 
Unweighted Statistics 
R-squared 0,267000 Mean dependent var 2,407805 
Sum squared resid 33231,77 Durbin-Watson stat 1,218016 
Kết quả hồi quy mô hình theo REM (bảng 5) cho tham số 
hiệu chỉnh R2 của mô hình là 0,229236 có nghĩa là có 22,9% sự 
biến thiên của biến phụ thuộc ROA được giải thích với các 
biến độc lập AGE, RT, AT, CR, CS, ROS và SIZE. Kiểm định tự 
tương quan Durbin-Watson cho hệ số d bằng 1,783 (nằm 
trong khoảng từ 1 < d < 3) vì vậy, mô hình không có hiện 
tượng tự tương quan. Giá trị P-value của 05 yếu tố AGE, RT, 
AT, CS, ROS đều nhỏ hơn 0,05 cho thấy các biến này có ý 
nghĩa thống kê với mô hình với mức ý nghĩa 5%, nói cách 
khác thời gian hoạt động của doanh nghiệp (AGE), số vòng 
quay các khoản phải thu (RT), số vòng quay tổng tài sản (AT) 
và tỷ suất lợi nhuận trên doanh thu (ROS) tác động thuận 
chiều đến tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA), cấu trúc vốn 
(CS) có tác động ngược chiều đến ROA. Từ đó, phương trình 
hồi quy (2) các yếu tố tác động đến ROA như sau: 
ROA = 5,338 – 11,116*CS + 0,086*RT + 1,719*AT + 0,008*ROS + 0,058*AGE + e (2) 
Như vậy, kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với 
phần lớn kết quả của các nghiên cứu trước đây, như: Taani 
và Banykhaled (2011), Adekunle và Kajola (2010), 
Cîrciumaru và cộng sự (2010), Pouraghajan và cộng sự 
(2012) đồng thời, đã chứng minh rằng các giả thuyết 
nghiên cứu đặt ra ban đầu là phù hợp. 
5. KẾT LUẬN 
Kết quả của nghiên cứu này đã cung cấp thông tin quan 
trọng về mối quan hệ giữa các yếu tố có ảnh hưởng đến 
hiệu quả hoạt động kinh doanh của 154 doanh nghiệp 
ngành Xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt 
Nam. Trong số 07 yếu tố được đưa vào mô hình nghiên 
cứu, có 05 yếu tố tác động đến hiệu quả hoạt động kinh 
doanh của các doanh nghiệp này. Cụ thể, yếu tố Cấu trúc 
vốn (tỷ lệ nợ phải trả trên tổng nguồn vốn) tác động nghịch 
biến đến Tỷ suất sinh lời trên tài sản và 04 yếu tố còn lại là: 
Hệ số vòng quay tổng tài sản (doanh thu trên tổng tài sản), 
Hệ số vòng quay các khoản phải thu (doanh thu thuần trên 
các khoản phải thu), Tỷ suất lợi nhuận trên doanh thu (lợi 
nhuận thuần trên doanh thu bán hàng và CCDV) và Thời 
gian hoạt động của doanh nghiệp (số năm hoạt động của 
doanh nghiệp) tác động đồng biến đến Tỷ suất lợi nhuận 
trên tài sản. Kết quả này là cơ sở để nhà quản trị các doanh 
nghiệp ngành Xây dựng niêm yết trên thị trường chứng 
khoán Việt Nam có thể sử dụng trong hoạch định các chính 
sách nhằm tăng hiệu quả hoạt động kinh doanh. 
Để đảm bảo tồn tại và phát triển bền vững, các doanh 
nghiệp đều hướng đến mục tiêu là tối đa hóa hiệu quả hoạt 
động kinh doanh thông qua khai thác và quản trị hiệu quả 
những nguồn lực sẵn có dựa trên những giải pháp, chiến 
lược liên quan đến quản trị vốn, khai thác hiệu quả tài sản, 
cấu trúc tài chính Kết quả nghiên cứu ở trên cũng đã cho 
thấy, tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản được duy trì với 
mức trung bình là 2,408%. Điều này cho thấy mức sinh lời 
thực tế của doanh nghiệp ngành Xây dựng không cao. Việc 
sử dụng số vòng quay tổng tài sản càng nhiều sẽ làm tăng 
tỷ suất lợi nhuận trên tài sản. 
Tuy nhiên, nghiên cứu còn tồn tại một số hạn chế như: 
chỉ tập trung nghiên cứu sự tác động của các yếu tố bên 
trong doanh nghiệp, chưa đưa vào mô hình nghiên cứu các 
yếu tố bên ngoài doanh nghiệp; mẫu nghiên cứu chưa 
mang tính đại diện cao (số doanh nghiệp được đưa vào 
nghiên cứu chính thức chỉ có 154); lĩnh vực hoạt động kinh 
doanh của các doanh nghiệp chỉ thuộc ngành Xây dựng; số 
lượng biến được đo lường giới hạn ở một biến ROA, biến 
độc lập dừng lại ở 07 biến, do đó mức độ giải thích của biến 
độc lập trong mô hình có ảnh hưởng đến ROA chỉ với tỷ lệ 
22,9%. Những hạn chế nói trên có thể là hướng nghiên cứu 
tiếp theo, chẳng hạn: bổ sung thêm các yếu tố vĩ mô (như: 
tốc độ tăng trưởng của nền kinh tế, lãi suất, tỷ giá) và các 
yếu tố bên trong doanh nghiệp không thể định lượng 
được; mở rộng mẫu nghiên cứu theo thời gian (được kéo 
dài hơn); tăng số lượng các quan sát để phân tích mối quan 
hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc một cách chính 
xác hơn; mở rộng lĩnh vực hoạt động kinh doanh của các 
doanh nghiệp không chỉ thuộc ngành Xây dựng mà còn 
thuộc các ngành khác có vai trò quan trọng trong nền kinh 
tế Việt Nam./. 
 XÃ HỘI 
 Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ ● Số 46.2018 72
KINH TẾ
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
1. Abor, J., (2005). The effect of capital structure on profitability: an empirical 
analysis of listed firms in Ghana. The Journal of Risk Finance 6(5): 438-445. 
2. Adekunle, O.A. and S.O. Kajola, (2010). Capital structure and firm 
performance: Evidence from Nigeria. European Journal of Economics, Finance and 
Administrative Sciences 25(2): 77. 
3. Almajali, A.Y. et al., (2012). Factors Affecting the Financial Performance of 
Jordanian Insurance Companies Listed at Amman Stock Exchange. Journal of 
Management Research 4(2): 266-289. 
4. Berzkalne, I. and E. Zelgalve, (2014). Return on equity and company 
characteristics: An empirical study of industries in Latvia. The 8th International Days of 
Statistics and Economics, Prague: 94-103. 
5. Bontis, N. et al., (2000). Intellectual capital and business performance in 
Malaysian industries. Journal of Intellectual Capital 1(1): 85-100. 
6. Burja, C., (2011). Factors influencing the companies’ profitability, Rumani. 
Annales Universitatis Apulensis Series Oeconomica 13(2): 215-224. 
7. Burja, V. and R. Mărginean, (2014). The study of factors that may influence 
the performance by the Dupont analysis in the furniture industry. Procedia Economics 
and Finance 16: 213-223. 
8. EL-Maude, J.G. et al., (2016). Capital Structure and Firm Performance in the 
Nigerian Cement Industry. Archives of Business Research 4(6): 30-44. 
9. Gill, A. et al., (2011). The Effect of Capital Structure on Profitability: Evidence 
from the United States. International Journal of Management 28(4): 3-15. 
10. Hu, Y. and S. Izumida, (2008). Ownership Concentration and Corporate 
Performance: A Causal Analysis with Japanese Panel Data. Corporate Governance: An 
International Review 16(4): 342-358. 
11. Le, T.V. and T. Buck, (2011). State ownership and listed firm performance: a 
universally negative governance relationship? Journal of Management and 
Governance 15(2): 227-248. 
12. Lect. Daniel Cîrciumaru Ph.D et al., (2010). A study on the return on equity 
for the Romanian industrial companies. Annals of University of Craiova - Economic 
Sciences Series 2(38): 8. 
13. Odalo, S.K. et al., (2016). Relating Company Size and Financial Performance 
in Agricultural Firms Listed in the Nairobi Securities Exchange in Kenya. International 
Journal of Economics and Finance 6(9): 34-40. 
14. Pouraghajan, A. et al., (2012). The Relationship between Capital Structure 
and Firm Performance Evaluation Measures: Evidence from the Tehran Stock 
Exchange. International Journal of Business and Commerce 1(9): 166-181. 
15. Shah, S.Z.A., et al., (2011). Ownership structure and performance of firms: 
Empirical evidence from an emerging market. African Journal of Business 
Management 5(2): 515-523. 
16. Sheikh, N.A. and Z. Wang, (2013). The impact of capital structure on 
performance: An empirical study of non-financial listed firms in Pakistan. International 
Journal of Commerce and Management 23(4): 354-368. 
17. Sorensen, B. and E. Stuart, (2000). Aging, Obsolescence, and Organizational 
Innovation. Academy of Management Journal 25(6): 121-132. 
18. Taani, K., (2013). The Relationship between Capital Structure and Firm 
Performance: Evidence from Jordan. Global Advanced Research Journal of 
Management and Business Studies 2(11): 542-546. 
19. Taani, K. and M.e.H.H. Banykhaled, (2011). The effect of financial ratios, 
firm size and cash flows from operating activities on earnings per share: (an applied 
study: on Jordanian industrial sector). In ternational journal of social sciences and 
humanity studies 3(1): 197-205. 
20. Thoa, T.T.K. and N.T.U. Uyên, (2014). Mối quan hệ giữa quản trị vốn luân 
chuyển và khả năng sinh lợi: Bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam. Tạp chí Phát triển 
và Hội nhập: 62-70.