Tác động của đòn bẩy tài chính và quy mô đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp ngành công nghiệp Việt Nam

TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Phạm Thị Hồng Vân và tgk 
119 
TÁC ĐỘNG CỦA ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH VÀ 
QUY MÔ ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA DOANH NGHIỆP 
NGÀNH CÔNG NGHIỆP VIỆT NAM 
EFFECT OF FINANCIAL LEVERAGE AND FIRM SIZE ON PROFITABILITY OF 
MANUFACTURING COMPANIES IN VIETNAM 
PHẠM THỊ HỒNG VÂN và NGUYỄN THỊ MINH NGHI 
 ThS. Trường Đại học Văn Lang, phamthihongvan@vanlanguni.edu.vn, Mã số: TCKH11-06-2018 
 SV. Trường Đại học Văn Lang, minhnghi_1510@yahoo.com.vn 
TÓM TẮT: Nghiên cứu thực hiện nhằm tìm hiểu tác động của đòn bẩy tài chính và quy mô 
đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Dữ liệu quan sát trong 7 năm (2010 - 2016) với 
236 công ty cổ phần ngành công nghiệp niêm yết trên sàn chứng khoán của Việt Nam. 
Nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy có trọng số GLS đo lường mức độ tác động của các 
biến độc lập như biến đòn bẩy (đo lường bằng tỷ số nợ), biến quy mô doanh nghiệp được 
đo lường theo quy mô tài sản và quy mô theo doanh thu tác động đến biến phụ thuộc là 
khả năng sinh lời của các công ty (xác định bằng ROA). Nghiên cứu đã xác định được đòn 
bẩy tài chính và quy mô theo tài sản có tác động ngược chiều đến khả năng sinh lời, trong 
khi quy mô theo doanh thu tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời. Với bằng chứng 
thực nghiệm, nghiên cứu đưa ra những đề xuất hữu ích cho nhà quản lý, nhà đầu tư trong 
quyết định đầu tư và quyết định tài trợ hoạt động doanh nghiệp. 
Từ khóa: doanh nghiệp công nghiệp, đòn bẩy, quy mô doanh nghiệp, khả năng sinh lời. 
ABSTRACTS: This study is aimed to analyze the effect of financial leverage and size of a 
company on its profitability. Data of 236 manufacturing companies listed on the 
Vietnamese stock market were observed in 7 years (2010 - 2016). This paper uses the GLS 
weighted regression model to measures the of impact of independent variables such as 
leverage (measured by debt ratio) and size (measured by asset and revenue size) on the 
profitability (determined by ROA) of manufacturing companies. The study found that the 
financial leverage and size by assets had an opposite impact on profitability, while 
revenue-driven scale had the same impact on profitability. With empirical evidence, the 
study offers useful suggestions for managers and investors in making investment and 
business financing decisions. 
Key words: leverage, firm size, profitability, manufacturing companies. 
1. ĐẶT VẤN ĐỀ 
Mục tiêu quan trọng nhất của chủ đầu 
tư và nhà quản trị doanh nghiệp là tối đa 
hóa giá trị doanh nghiệp. Để tối đa hóa giá 
trị doanh nghiệp, điều cơ bản nhất là phải 
duy trì và gia tăng khả năng sinh lời của 
doanh nghiệp mỗi năm. Với những tác 
động của yếu tố vĩ mô, yếu tố môi trường 
TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Số 11, Tháng 9 - 2018 
120 
sẽ có những ảnh hưởng nhất định theo từng 
ngành nghề kinh doanh. Trong từng ngành 
nghề kinh doanh, đặc thù riêng biệt lại là 
những yếu tố thuộc về nội tại của doanh 
nghiệp. Mức độ sử dụng nợ, mức độ đầu tư 
tài sản, chiến lược kinh doanh để gia tăng 
mức sinh lời trong mỗi doanh nghiệp lại có 
sự khác biệt nhau. Vì thế, các nhà quản trị 
doanh nghiệp, các chủ đầu tư trong mỗi 
ngành nghề, luôn muốn xác định nhân tố 
nào ảnh hưởng đến khả năng sinh lời và 
chiều hướng tác động của chúng, ngoài 
những yếu tố vĩ mô và thị trường mà tất cả 
các doanh nghiệp trong cùng ngành nghề 
đó phải chịu ảnh hưởng chung. 
Trong tất cả các công ty cổ phần có 
niêm yết trên 2 sàn chứng khoán của Việt 
Nam, tỷ số các công ty thuộc nhóm ngành 
công nghiệp vẫn chiếm tỷ trọng cao nhất. 
Tính đến tháng 6-2017, tỷ lệ công ty thuộc 
ngành công nghiệp niêm yết trên 2 sàn 
chứng khoán Việt Nam chiếm 40,06 % 
(=520/1.298), mẫu nghiên cứu tỷ lệ này 
cũng chiếm 38,94% (=236/606) trong tổng 
số có 10 ngành theo tiêu chuẩn phân loại 
GICS® (Global Industry Classification 
Standards: chuẩn phân ngành được phát 
triển bởi tổ chức MSCI và S&P Dow Jones 
Indexes). Điều này cho thấy, nhóm ngành 
công nghiệp đóng góp giá trị gia tăng chủ 
đạo trong nền kinh tế quốc dân. Vì vậy, 
việc nghiên cứu các nhân tố nội tại tác 
động đến khả năng sinh lời của các doanh 
nghiệp ngành công nghiệp là rất cần thiết 
và hữu ích cho nền kinh tế. 
Theo nghiên cứu của Châu Văn Thưởng và 
cộng sự [17, tr.56-78], Trần Thị Thanh Tú [15, 
tr.36-43], Trần Hùng Sơn và Trần Viết Hoàng 
[16, tr.44-47], Lê Khương Ninh và Nguyễn Lê 
Hoa Tuyết [14, tr.38-65], tác động của đòn 
bẩy đến doanh nghiệp thường được nghiên 
cứu ở dạng cấu trúc vốn ảnh hưởng đến khả 
năng sinh lời. Tác động của quy mô đến khả 
năng sinh lời của doanh nghiệp cũng ít được 
nghiên cứu. Chúng tôi chưa tìm được nghiên 
cứu về tác động của đòn bẩy tài chính, quy 
mô đến khả năng sinh lời của các doanh 
nghiệp ngành công nghiệp trong khoảng thời 
gian gần đây. Chính vì vậy, bài viết này sẽ 
góp phần cung cấp thông tin hữu ích cho các 
nhà quản trị, nhà đầu tư trong ngành công 
nghiệp ở Việt Nam. 
2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ LƢỢC 
KHẢO CÁC CÔNG TRÌNH LIÊN QUAN 
2.1. Lý thuyết nền 
Theo Lý thuyết đánh đổi của Kraus và 
Litezenberger [11, tr.911-922], giá trị doanh 
nghiệp tỷ lệ thuận với hiện giá tấm chắn 
thuế và tỷ lệ nghịch với chi phí kiệt quệ tài 
chính. Việc sử dụng đòn bẩy tài chính làm 
gia tăng giá trị doanh nghiệp, tức gia tăng 
khả năng sinh lời nhưng đồng thời cũng gia 
tăng rủi ro vỡ nợ cho doanh nghiệp. Vì vậy, 
doanh nghiệp phải cân nhắc một mức nợ 
phù hợp mới gia tăng khả năng sinh lời, tức 
gia tăng giá trị cho doanh nghiệp. 
Theo lý thuyết chi phí đại diện của 
Jensen và Meckling [8, tr.305-360], đề cập 
đến mâu thuẫn lợi ích của 3 nhóm: cổ đông, 
nhà quản lý và chủ nợ. Nhà quản lý là 
người thay mặt cổ đông trực tiếp điều hành 
hoạt động doanh nghiệp. Tuy nhiên, trong 
quá trình điều hành doanh nghiệp, vì những 
lợi ích trước mắt, nhà quản lý có thể chỉ 
quan tâm đến lợi ích trong ngắn hạn của 
doanh nghiệp thông qua mức sinh lời cao ở 
kỳ hiện tại, không chú ý đến mục tiêu dài 
hạn của doanh nghiệp về một sự tồn tại lâu 
TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Phạm Thị Hồng Vân và tgk 
121 
dài; điều này có thể làm thiệt hại đến doanh 
nghiệp, tổn hại đến lợi ích cổ đông và chủ 
nợ trong tương lai. Những doanh nghiệp có 
quy mô lớn thường thực hiện tốt các hoạt 
động kiểm soát nội bộ bởi bộ phận kiểm 
soát hoạt động độc lập với hội đồng quản 
trị, thực hiện vai trò giám sát ban giám đốc. 
Nhờ vậy, những doanh nghiệp có quy mô 
lớn thường đảm bảo hơn cho một sự phát 
triển bền vững và lâu dài. 
2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm 
Các nghiên cứu thực nghiệm về tác 
động đòn bẩy và quy mô đến khả năng sinh 
lời của doanh nghiệp được tập hợp theo 
nhóm các nhân tố tác động. 
Tác động của đòn bẩy tài chính đến 
khả năng sinh lời: Việc sử dụng đòn bẩy tài 
chính (hay sử dụng nợ) trong kinh doanh 
được các nhà đầu tư hiểu như là một kỹ 
thuật đòn bẩy tác động đến sự gia tăng lợi 
nhuận nhưng đồng thời cũng gia tăng rủi 
ro. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu thực 
nghiệm không đồng nhất về chiều hướng 
tác động của chúng. Theo nghiên cứu của 
Abor [1, tr.438-445], Kouser và cộng sự 
[10, tr.58-64], Devi [5, tr.87-91], doanh 
nghiệp sử dụng nợ càng nhiều, doanh 
nghiệp được hưởng lợi từ tấm chắn thuế, 
càng gia tăng mức sinh lời của doanh 
nghiệp. Trong khi đó, trên một số mẫu 
nghiên cứu khác, đòn bẩy tài chính lại tác 
động ngược chiều đến khả năng sinh lời 
của doanh nghiệp, như nghiên cứu của 
Biger và cộng sự [4, tr.307-326], Afza và 
Hussain [2, tr.219-230], Dogan [6, tr.53-
59]. Nghiên cứu của Biger và cộng sự [4, 
tr.307-326] nhận định rằng, tỷ lệ nợ của 
một doanh nghiệp là tùy thuộc theo từng 
ngành. Từ đó cho thấy, chiều hướng tác 
động của đòn bẩy tài chính đến khả năng 
sinh lời là tùy thuộc vào mẫu nghiên cứu, 
trong đó có liên quan đến yếu tố ngành 
nghề kinh doanh, giai đoạn nghiên cứu. Vì 
vậy, nghiên cứu này đưa ra giả thuyết H1 về 
chiều hướng tác động của đòn bẩy tài chính 
đến khả năng sinh lời. 
Tác động của quy mô đến khả năng sinh lời 
Theo nghiên cứu của Prasanjaya và 
Ramantha [12, tr.230-245], Akbas và 
Karaduman [3, tr.21-27], quy mô doanh 
nghiệp có thể được đo lường theo quy mô 
tài sản, tức theo năng lực sản xuất hay theo 
quy mô doanh thu, tức là theo năng lực tiêu 
thụ. Những nghiên cứu thực nghiệm như 
Dogan [6, tr.53-59], Akbas và Karaduman 
[3, tr.21-27], Devi và Devi [5, tr.87-91], 
Prasanjaya và Ramantha [12, tr.230-245] 
cho thấy, tác động của quy mô doanh 
nghiệp đo lường theo doanh thu là cùng 
chiều với khả năng sinh lời của doanh 
nghiệp, trong khi các nghiên cứu của 
Whittington [13, tr.335-352], Goddard và 
cộng sự [7, tr.269-1282], quy mô doanh 
nghiệp đo lường bằng tài sản không có tác 
động hay có tác động ngược chiều đến khả 
năng sinh lời của doanh nghiệp. Vì vậy, có 
2 giả thuyết H2 và H3 thể hiện quan hệ giữa 
quy mô đến khả năng sinh lời. Giả thuyết 
H2 được nghiên cứu đưa ra theo quan hệ 
giữa quy mô theo doanh thu với khả năng 
sinh lời, giả thuyết H3 đề cập đến chiều 
hướng tác động của quy mô theo tài sản với 
khả năng sinh lời. 
2.3. Giả thuyết và mô hình nghiên cứu 
Từ các lý thuyết và kết quả nghiên cứu 
thực nghiệm trên, nghiên cứu đưa vào mô 
hình với ba giả thuyết như sau: H1: Đòn bẩy 
tài chính có quan hệ ngược chiều với khả năng 
TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Số 11, Tháng 9 - 2018 
122 
sinh lời của doanh nghiệp; H2: Quy mô 
doanh nghiệp theo doanh thu có quan hệ 
cùng chiều với khả năng sinh lời của doanh 
nghiệp; H3: Quy mô doanh nghiệp theo tài 
sản có quan hệ cùng chiều với khả năng 
sinh lời của doanh nghiệp. 
Đòn bẩy tài chính, được đo lường bằng 
tỷ số nợ, bằng tổng nợ/ tổng tài sản 
(Leverage = Debt/TA), thể hiện mức độ nợ 
của doanh nghiệp nhiều hay ít, liên quan từ 
quyết định tài trợ của doanh nghiệp. Quy 
mô doanh nghiệp theo tài sản thể hiện năng 
lực sản xuất của doanh nghiệp nên được đo 
lường bằng độ lớn của tài sản, quy mô 
doanh nghiệp theo doanh thu thể hiện năng 
lực tiêu thụ của doanh nghiệp nên được đo 
lường bằng độ lớn của doanh thu. 
Khả năng sinh lời của doanh nghiệp là đề 
cập đến mức lãi ròng doanh nghiệp tạo ra 
trong kỳ, thường được đo lường qua chỉ tiêu 
ROA hay ROE. Với chỉ tiêu ROA, đánh giá 
mức lãi ròng tạo ra trên toàn bộ tài sản được 
đầu tư, trong đó có tài sản được tài trợ từ nợ, 
có tài sản được tài trợ từ vốn chủ sở hữu; 
trong khi chỉ tiêu ROE, đánh giá mức lãi ròng 
tạo ra từ vốn chủ sở hữu, tức chỉ quan tâm 
đến vốn của chủ đầu tư mà không đề cập đến 
nguồn vốn tài trợ từ chủ nợ. Vì nghiên cứu đề 
cập đến khả năng sinh lời trên những tài sản 
mà doanh nghiệp đầu tư cho dù được tài trợ 
từ nguồn nào nên phù hợp với chỉ tiêu ROA. 
Mặc khác, xét về tính chất tương đồng 
về độ lớn giữa các biến, biến đòn bẩy và biến 
ROA có giá trị không quá 1 lần, tức 100%; 
trong khi biến quy mô, có giá trị quá lớn, hơn 
1 tỷ đồng. Do vậy, để tạo nên sự tương đồng 
về độ lớn giữa các biến, biến quy mô sẽ được 
xác định bằng cách lấy logarit của tài sản hay 
logarit của doanh thu trong kỳ, với doanh thu 
và tài sản lấy theo đơn vị tỷ đồng. 
Biến độc lập Biến phụ thuộc 
Hình 1. Mô hình nghiên cứu 
 Nguồn: Tác giả đề xuất
3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 
3.1. Dữ liệu nghiên cứu 
Nghiên cứu sử dụng số liệu các báo 
cáo tài chính của 236 CTCP là các doanh 
nghiệp ngành công nghiệp niêm yết đủ số 
liệu liên tục cho các biến của mô hình trong 
giai đoạn (2010 - 2016) với 1.652 quan sát. 
Nghiên cứu sử dụng phần mềm STATA 14, 
tiến hành phân tích tương quan giữa các 
biến, xây dựng mô hình hồi quy và kiểm 
định mô hình. Nghiên cứu giải thích mức 
độ tác động của biến độc lập đến biến phụ 
thuộc từ kết quả nghiên cứu. 
3.2. Phƣơng pháp nghiên cứu 
Nghiên cứu tiến hành phân tích thống 
kê, mô tả các biến trước khi sử dụng 
phương pháp phân tích tương quan để xác 
định mối quan hệ giữa các biến độc lập với 
1. Đòn bẩy tài chính 
(Leverage = Debt/TA) 
2. Quy mô DN theo Doanh thu 
{Size_Sale = Ln (Sale)} 
3. Quy mô DN theo tài sản 
{Size_TA = Ln (TA)} 
Khả năng sinh lời của DN 
(Profitability = ROA) 
TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Phạm Thị Hồng Vân và tgk 
123 
biến phụ thuộc; tiếp theo kiểm định 
Hausman để lựa chọn mô hình phù hợp, sau 
đó tiến hành thực hiện các kiểm định cần 
thiết trên mô hình như kiểm định đa cộng 
tuyến, kiểm định tự tương quan, kiểm định 
phương sai thay đổi; cuối cùng sử dụng 
phương pháp hồi quy có trọng số (GLS) xử 
lý các lỗi của mô hình để lựa chọn, ước 
lượng vững và hiệu quả như nghiên cứu 
của Kartkasan và Merianti [9, tr.409-413]. 
Mô hình hồi quy có dạng: 
Profitability = β0 + βiXit
’
 + µi + Uit 
Trong đó: βi là vecto (1*n) gồm các 
tham số là hệ số hồi quy tương ứng của các 
biến độc lập của mô hình; Xit
’
 là vecto 
(1*n) gồm các biến độc lập của mô hình. 
4. Kết quả nghiên cứu và bàn luận 
Trước tiên, nghiên cứu phân tích thống 
kê mô tả các biến độc lập. Kết quả Logarit 
cơ số e của tài sản và của doanh thu có thể 
xuất hiện giá trị âm khi giá trị lấy logarit của 
chúng nhỏ hơn 2,7182818 (cơ số e). Để giải 
thích về giá trị âm của biến quy mô doanh 
nghiệp thì nghiên cứu bổ sung thêm kết quả 
thống kê mô tả cho cả giá trị doanh thu và 
tổng tài sản. Kết quả thể hiện trong bảng 1. 
Bảng 1. Phân tích thống kê mô tả các biến 
Biến Quan 
sát 
Giá trị 
trung bình 
Độ 
lệch chuẩn 
Giá trị 
nhỏ nhất 
Giá trị 
lớn nhất 
Tài sản-TA (tỷ đồng) 1652 1088,23 2634,383 7,821484 38699,26 
Doanh thu-Sale (tỷ đồng) 1652 776,8089 1448,103 1,83657 20782,72 
Leverage (=debt/ta) 1652 0,557778 0,221513 0,0071566 0,9480659 
Size_TA (=ln(ta)) 1652 5,962457 1,307207 0,2513524 10,56358 
Size_Sale (=ln(sale)) 1652 5,772691 1,321924 -1,228368 9,941877 
Profitability (=ROA) 1652 0,055223 0,081188 -0,5436149 0,7168319 
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả 
Nghiên cứu kiểm định hệ số tương quan 
giữa các biến của mô hình. Kết quả kiểm 
định hệ số tương quan giữa biến độc lập với 
biến phụ thuộc có giá trị p-value <0,05 cho 
thấy các biến độc lập có tương quan với biến 
phụ thuộc. Ngoài ra, giữa biến quy mô theo 
doanh thu (Size_Sale) và quy mô theo tài 
sản (Size_TA) có hệ số tương quan 0,7910 
là khá cao, cho thấy giữa năng lực sản xuất 
và năng lực tiêu thụ thường có sự tương 
quan cùng chiều. Nghiên cứu muốn xem xét 
đến mức độ tác động của các nhân tố này 
đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp như 
thế nào nên vẫn để chúng trong mô hình và 
sử dụng kỹ thuật toán để khắc phục hiện 
tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. 
Bảng 2. Kết quả kiểm tra tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc 
 Leverage Size_TA Size_Sale Profitability 
Leverage 1,0000 
Size_TA 0,4268 1,0000 
Size_Sale 0,3203 0,7910 1,0000 
Profitability 
-0,5252 
0,0000 
-0,1522 
0,0000 
0,0915 
0,0002 
1,000 
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả 
TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Số 11, Tháng 9 - 2018 
124 
Tiếp theo, nghiên cứu sẽ thực hiện 
kiểm định F, kiểm định Bresch and Pagan 
Lagran, và kiểm định Hausman để lựa chọn 
mô hình tác động Pooled OLS hay FEM, 
hay REM là phù hợp. Theo kết quả kiểm 
định bảng 3, kiểm định F và kiểm định 
Breusch and Pagan đều có giá trị Prob. = 
0,000 < 0,05 nên mô hình tác động Pooled 
OLS là không phù hợp, kiểm định 
Hausman có giá trị Prob. = 0,2312 > 0,05 
nên mô hình REM là phù hợp. 
Bảng 3. Kiểm định để lựa chọn mô hình phù hợp 
Loại kiểm định Mục đích kiểm định Giá trị kiểm định Quyết định 
F – Test Lựa chọn giữa Pooled và FEM F = 6,39 Prob. = 0,000 Chọn FEM 
Breusch and Pagan Lựa chọn giữa Pooled và REM Chibar2(01) = 921,54 Prob. = 0,000 Chọn REM 
Hausman test Lựa chọn giữa FEM và REM Chi 2 (3) = 4,30 Prob. = 0,2312 Chọn REM 
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả 
Bảng 4. Kết quả hồi quy theo mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) 
 Coef. Std.Err. z p> │z│ [95% conf. Interval] 
Leverage -0,189938 0,0106304 -17,87 0,000 -0,2107733 -0,1691027 
Size_TA -0,0155935 0,002735 -5,70 0,000 -0,020954 -0,0102329 
Size_Sale 0,0315473 0,002497 12,63 0,000 0,0266533 0,0364413 
Const 0,0672541 0,115645 5,82 0,000 0,0445882 0,0899201 
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả 
Ghi chú: Wald chi 2 (3) = 474,64; Prob > F = 0,0000 
Kết quả hồi quy theo mô hình tác động 
ngẫu nhiên (bảng 4) cho thấy giá trị Prob 
của mô hình và p-value của các tham số 
đều < 0,05, chứng tỏ mô hình và các biến 
có ý nghĩa thống kê, tức là mô hình phù 
hợp và các biến độc lập có tác động đến các 
biến phụ thuộc (khả năng sinh lời của 
doanh nghiệp), dấu của các hệ số hồi quy 
cũng phù hợp với dấu kỳ vọng. Đòn bẩy tài 
chính và quy mô theo tài sản tác động 
ngược chiều đến khả năng sinh lời của 
doanh nghiệp, quy mô theo doanh thu tác 
động cùng chiều đến khả năng sinh lời của 
doanh nghiệp. 
Mô hình đảm bảo tính ổn định và hiệu 
quả khi thỏa mãn các giả thuyết cổ điển. Vì 
vậy, nghiên cứu tiến hành kiểm định đa 
cộng tuyến giữa các biến trong mô hình, 
kiểm định hiện tượng tự tương quan và 
kiểm định phương sai thay đổi. Kết quả 
kiểm định đa cộng tuyến thể hiện theo bảng 
số 5 cho thấy các biến độc lập có giá trị 
VIF < 10, chứng tỏ các biến độc lập không 
có hiện tượng đa cộng tuyến. 
Bảng 5. Kiểm định đa cộng tuyến giữa các biến 
Variable VIF SQRT VIF Tolerance R - squared 
Leverage 1,18 1,09 0,8448 0,1552 
Size_ TA 2,94 1,72 0,3399 0,6601 
Size_Sale 2,76 1,66 0,3621 0,6379 
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả 
Bảng 6. Kết quả kiểm định phương sai thay đổi 
 Var Sd = sqrt (var) 
y (Profitability) 0,0065061 0,0806606 
e 0,0025647 0,0506431 
u 0,0019877 0,0445841 
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả 
Ghi chú: Chibar2 (01) = 921,54; Prob > chibar2 = 0,0000 
Kiểm định phương sai sai số thay đổi 
của mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) 
bằng kiểm định Breusch _ Pagan Lagrange 
Multiplier, kết quả kiểm định thể hiện trên 
TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Phạm Thị Hồng Vân và tgk 
125 
bảng số 6. Kết quả Prob. < 0,05, nên mô hình 
REM có hiện tượng phương sai thay đổi. 
Với kết quả kiểm định, mô hình REM không 
có hiện tượng đa cộng tuyến, nhưng có hiện tượng 
tự tương quan và phương sai thay đổi. Vì vậy, 
nghiên cứu tiến hành khắc phục lỗi tự tương quan 
và lỗi phương sai thay đổi bằng phương pháp hồi 
quy có trọng số GLS hay WLS (Weighted Least 
Square) để tìm ước lượng hiệu quả. 
Kết quả ước lượng theo phương pháp 
GLS cho mô hình hồi quy hiệu quả cho 
thấy các biến độc lập có giá trị Prob. < 0,05 
tức có ý nghĩa thống kê, dấu của các hệ số 
hồi quy phù hợp với dấu kỳ vọng. 
Bảng 7. Kết quả ước lượng theo GLS 
 Coef. Std.Err. z p> │z│ [95% conf. Interval] 
Leverage -0,1631941 0,0032422 -50,33 0,000 -0,1695488 -0,1568394 
Size_ TA -0,0132473 0,0009208 -14,39 0,000 -0,015052 -0,0114426 
Size_Sale 0,0225707 0,0009513 23,73 0,000 0,0207062 0,0244352 
Const 0,0907157 0,003937 23,04 0,000 0,0829993 0,0984321 
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả 
Ghi chú: Wald chi2 (3) = 2835,10; Prob > F = 0,0000 
Từ kết quả ước lượng, mô hình hồi quy 
đo lường mức độ tác động các đòn bẩy tài 
chính và quy mô doanh nghiệp đến khả 
năng sinh lời của doanh nghiệp như sau: 
Profitability = - 0,1631941 * Leverage – 0,0132473 
* Size_TA + 0,0225707 * Size_Sale + 0,0907157 
Như vậy, khi đòn bẩy tài chính tăng 1%, 
khả năng sinh lời của doanh nghiệp giảm 
0,163%. Điều này cho thấy, việc gia tăng sử 
dụng nợ làm định phí tài chính tăng, khi điều 
kiện kinh doanh không thuận lợi, mức lợi 
nhuận hoạt động không tăng kịp theo mức 
tăng của chi phí tài chính, điều này làm giảm 
khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Kết quả 
nghiên cứu cho thấy, đòn bẩy tác động ngược 
chiều đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp, 
tương đồng với kết quả nghiên cứu của Biger 
và cộng sự [4, tr.307-326], Afza và Hussain 
[2, tr.219-230], Dogan [6, tr.53-59]. Vậy, giả 
thuyết 1 được chấp nhận; 
Khi quy mô theo tài sản (tỷ đồng) tăng 
1%, khả năng sinh lời của doanh nghiệp giảm 
0,0132%. Khi doanh nghiệp đầu tư vào tài sản 
càng nhiều sẽ có những tài sản không khai 
thác hiệu quả, chi phí hoạt động tăng lên sẽ 
làm giảm khả năng sinh lời của doanh nghiệp. 
Kết quả nghiên cứu cho thấy, quy mô theo tài 
sản tác động ngược chiều đến khả năng sinh 
lời của doanh nghiệp, tương đồng với kết quả 
nghiên cứu của Whittington [13, tr.335-352], 
Goddard và cộng sự [7, tr.269-1282], 
Kartkasan và Merianti [9, tr.409-413]. Vậy, 
giả thuyết 2 được chấp nhận; 
Khi quy mô doanh thu (tỷ đồng) tăng 1%, 
khả năng sinh lời của doanh nghiệp tăng 
0,02257%. Điều này có nghĩa là doanh nghiệp 
có mức doanh thu càng cao, chứng tỏ sản 
phẩm và dịch vụ của doanh nghiệp được 
người tiêu dùng tín nhiệm và lựa chọn, làm 
tăng khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Kết 
quả nghiên cứu cho thấy, quy mô theo doanh 
thu tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời 
của doanh nghiệp, tương đồng với kết quả nghiên 
cứu của Dogan [6, tr.53-59], Akbas và 
Karaduman [3, tr.21-27], Devi và Devi [5, 
tr.87-91], Prasanjaya và Ramantha [12, tr.230-
245]. Vậy, giả thuyết 3 được chấp nhận. 
TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Số 11, Tháng 9 - 2018 
126 
5. KẾT LUẬN 
Thông qua nghiên cứu thực nghiệm từ 
mẫu là các doanh nghiệp ngành công 
nghiệp trong giai đoạn 2010 - 2016 cho 
thấy, với ba biến đưa vào mô hình, biến 
đòn bẩy tài chính và quy mô doanh nghiệp 
theo tài sản là có tác động ngược chiều đến 
khả năng sinh lời của doanh nghiệp; biến 
quy mô doanh nghiệp theo doanh thu có tác 
động cùng chiều khả năng sinh lời của 
doanh nghiệp. Việc sử dụng đòn bẩy tài 
chính sẽ giải quyết được vấn đề vốn trong 
việc mở rộng đầu tư của doanh nghiệp. Quy 
mô tài sản đầu tư tăng cao có xu hướng làm 
giảm khả năng sinh lời của doanh nghiệp, 
nhưng sự gia tăng doanh thu lại giúp doanh 
nghiệp gia tăng khả năng sinh lời. Kết quả 
nghiên cứu thực nghiệm cho thấy, để tăng 
khả năng sinh lời của doanh nghiệp, ngoài 
những chiến lược về gia tăng doanh thu, 
kiểm soát chi phí thì doanh nghiệp phải chú 
trọng đến cơ cấu vốn tài trợ và kết cấu tài 
sản được đầu tư. Việc đầu tư tài sản cần 
cân nhắc đến hiệu quả hoạt động của tài 
sản, tránh trường hợp đầu tư quá mức, tài 
sản chưa hoạt động hết công suất sẽ là 
nguyên nhân làm cho khả năng sinh lời của 
doanh nghiệp giảm. Ngoài ra, nguồn tài trợ 
từ nợ gia tăng làm gia tăng thêm những 
khoản chi phí tài chính, khi lợi nhuận hoạt 
động gia tăng thêm từ hoạt động đầu tư mới 
không đủ bù đắp sẽ là một nguyên nhân 
làm giảm khả năng sinh lời trong kỳ của 
doanh nghiệp. Vì vậy, các nhà quản trị, các 
chủ đầu tư cần lựa chọn nguồn tài trợ phù hợp 
trong điều kiện mở rộng đầu tư mới. 
Hệ số beta từ phương trình hồi quy cho 
thấy mức độ tác động của đòn bẩy tài chính 
đến khả năng sinh lời là mạnh mẽ nhất (giá 
trị 0,16 so với giá trị 0,01 hay 0,02), còn hệ 
số beta của quy mô thì quá nhỏ. Điều này 
cho thấy đòn bẩy tài chính là có tác động 
đến khả năng sinh lời của doanh nghiệp, 
còn quy mô có tác động rất yếu đến khả 
năng sinh lời. Vì vậy, để gia tăng khả năng 
sinh lời, các nhà đầu tư cần cân nhắc đến 
cấu trúc vốn tài trợ thay vì chú trọng đến 
việc mở rộng quy mô đầu tư của doanh 
nghiệp. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1] Abor, J. (2005), The effect of capital structure on profitability: empirical analysis of 
listed firms in Ghana, Journal of Risk Finance, 6(5). 
[2] Afza, T., & Hussain, A. (2011), Determinants of capital structure: A case study of 
automobile sector of Pakistan, Interdisciplinary Journal of Contemporary Research in 
Business, 2(10). 
[3] Akbas, H.E., & Karaduman, H. A. (2012), The effect of firm size on profitability: An 
empirical investigation on Turkish manufacturing companies, European Journal of 
Economics, Finance and Administrative Sciences, (55). 
[4] Biger, N., Nguyen, N. V., Hoang, Q. X. (2008), Chapter 15 - The determinants of 
capital structure: Evidence from Vietnam, in: Kim, S.J. and Mckenzie, M.D. (Eds.), Asia-
TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC VĂN LANG Phạm Thị Hồng Vân và tgk 
127 
Pacific Financial Markets: Integration, Innovation and Challenges (International Finance 
Review, Volume 8, Emerald Group Publishing Limited. 
[5] Devi, A., & Devi, S. (2014), Determinants of firms’ profitability in Pakistan, Research 
Journal of Finance and Accounting, 5(19). 
[6] Dogan, M. (2013), Does firm size firm profitability affect? Evidence from Turkey, 
Research Journal of Finance and Accounting, 4(4). 
[7] Goddard, J., Tavakoli, M., & Wilson, J. O. S. (2005), Determinants of profitability in 
European Manufacturing and services: evidence from a dynamic panel model, Applied 
Financial Economics, 15 (18). 
[8] Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976), Theory of the firm managerial behavious, 
agency costs and ownership structure, Journal of Financial Economic, 3(4). 
[9] Kartkasan, D., & Merianti, M. (2016), The Effect of Leverage and Firm size to 
Profitability of public Manufacturing Companies in Indonesia, International Journal of 
Economics and Financial Issues, 6(2). 
[10] Kouser, R., Cloud, A., Gul-e-rana, Shahzad, FA. (2011), Firm size, leverage, and 
profitability: Overriding impact of accounting information system, Business and 
Management Review, 1(10). 
[11] Kraus, A., & Litzenberger, R. H. (1973), A stage - preference model of optimal 
Financial Leverage, The Journal of Finance, 28(4). 
[12] Prasanjaya, A. A. Y., & Ramantha, I. W. (2013), Analysis of CAR, ROA, LDR, and 
company size to profitability bank listed on the stock exchange, E-Journal of Accounting 
University of Udayana, 4(1). 
[13] Whittington, G. (1980), The Profitability and Size of United Kingdom Companies, The 
Journal of Industrial Economics, 28 (4). 
[14] Lê Khương Ninh, Nguyễn Lê Hoa Tuyết (2012), Ảnh hưởng của quy mô đến lợi nhuận 
của doanh nghiệp ở Đồng bằng sông Cửu Long, Tạp chí Phát triển Kinh tế, 265 (11). 
[15] Trần Thị Thanh Tú (2010), Phân tích tác động của cơ cấu vốn đến khả năng sinh lời của 
các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, Tạp chí Phát triển Kinh tế, 236 (6). 
[16] Trần Hùng Sơn, & Trần Viết Hoàng (2008), Cơ cấu vốn và hiệu quả hoạt động doanh 
nghiệp của các công ty niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh, 
Tạp chí Phát triển Kinh tế, 218 (12). 
[17] Châu Văn Thưởng, Trần Lê Khang, Nguyễn Công Thành (2017), Cấu trúc vốn và 
hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp: Vai trò của cạnh tranh ngành, Tạp chí Phát triển 
Kinh tế, 28 (1). 
Ngày nhận bài: 02-5-2018. Ngày biên tập xong: 04-9-2018. Duyệt đăng: 24-9-2018