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

 XÃ HỘI 
 Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ ● Số 46.2018 68
KINH TẾ
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 
FACTORS AFFECTING BUSINESS PERFORMANCE OF ENTERPRISES: 
A STUDY BASED ON VIETNAM LISTED CONSTRUCTION ENTERPRISES’S DATA 
 Đăng Thị Hương1, Nguyễn Thị Hồng Nga2* 
TÓM TẮT 
Hiệu quả hoạt động kinh doanh là vấn đề cơ bản và quan trọng trong sản 
xuất kinh doanh của một doanh nghiệp, đặc biệt là trong giai đoạn kinh tế khó 
khăn và sự cạnh tranh gay gắt như hiện nay ở Việt Nam. Bài báo trình bày nghiên 
cứu các yếu tố tác động đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. 
Dữ liệu được thu thập từ 154 doanh nghiệp hoạt động trong ngành Xây dựng 
niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2012-2016, với 770 quan 
sát. Hiệu quả hoạt động kinh doanh được đo bằng thước đo ROA. Các biến độc lập 
trong nghiên cứu gồm: SIZE, CS, CR, RT, AT, ROS và AGE. Áp dụng phần mềm 
Eview 9 để phân tích dữ liệu, kết quả nghiên cứu đã cho thấy sự tác động nghịch 
biến giữa CS với ROA; các yếu tố AGE, RT, AT, CR, CS, ROS có sự ảnh hưởng đồng 
biến đến chỉ tiêu ROA. 
Từ khóa: hiệu quả hoạt động kinh doanh; tỷ suất lợi nhuận trên tài sản; tỷ 
suất lợi nhuận trên doanh thu; doanh nghiệp xây dựng; cấu trúc vốn 
ABSTRACT 
Business performance is a fundamental and important factor for enterprises, 
especially in the stage of economic hardship and fierce competition in Vietnam 
now. This study researches factors affecting the business performance of the 
enterprises. Data were collected from 154 construction companies listed on 
Vietnam stock market from 2012-2016, with 770 observations. Business 
performance is measured by ROA. The independent variables include SIZE, CS, 
CR, inventories turnover (IT), RT, AT, ROS and AGE. This study uses Eview 9 for 
data analysis. The result shows that CS impacts negatively on ROA while AGE, RT, 
AT, CR, CS, ROS have positive influence on the ROA. 
Keywords: business performance; ROA; ROS; construction firms; CS 
1 Học viên cao học chuyên ngành Kế toán, Đại học Công nghiệp Hà Nội 
2 Khoa Kế toán-Kiểm toán, Đại học Công nghiệp Hà Nội 
* E-mail: hongnga2311@gmail.com 
Ngày nhận bài: 13/04/2018 
Ngày nhận bài sửa sau phản biện: 08/05/2018 
Ngày chấp nhận đăng: 15/06/2018 
CHỮ VIẾT TẮT 
AGE: Age (Thời gian hoạt động của doanh nghiệp) 
AT: Total Asset Turnover (Vòng quay tổng tài sản) 
CR: Current Ratio (Khả năng thanh toán hiện hành) 
CS: Capital Structure (Cấu trúc vốn) 
ROA: Return on Assets (Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản) 
ROS: Return on Sales (Tỷ suất lợi nhuận trên doanh thu) 
RT: Receivables Turnover (Vòng quay các khoản phải thu) 
SIZE: Enterprise Size (Quy mô của doanh nghiệp) 
1. GIỚI THIỆU 
Từ năm 2015 đến nay, ngành Xây dựng Việt Nam đã có 
sự phục hồi so với thời kỳ khó khăn giai đoạn (2010-2014). 
Theo Tổng cục Thống kê, nếu giai đoạn 2000-2009, tốc độ 
tăng trưởng của Ngành đạt 9,6 %/năm thì giai đoạn 2010-
2014, đạt 4,6 %/năm. Do tác động của khủng hoảng kinh 
tế, giai đoạn này thị trường bất động sản đóng băng, lợi 
nhuận ngành Xây dựng giảm từ 10% xuống còn 5% trong 
năm 2013. Một vài năm trở lại đây, nền kinh tế phục hồi trở 
lại, thị trường bất động sản cũng bắt đầu nóng dần lên 
nhưng với sự cạnh tranh gay gắt trong Ngành này, các 
doanh nghiệp xây dựng vẫn phải đối mặt với nhiều thách 
thức và khó khăn. 
Hiệu quả của một doanh nghiệp bao gồm hiệu quả 
hoạt động kinh doanh và hiệu quả xã hội. Trong nghiên 
cứu này không đề cập đến hiệu quả xã hội của doanh 
nghiệp. Các nghiên cứu trước đây xem xét các yếu tố ảnh 
hưởng đến hiệu quả của doanh nghiệp dưới góc độ hiệu 
quả hoạt động kinh doanh như: Sorensen và Stuart (2000), 
Adekunle và Kajola (2010), Pouraghajan và cộng sự (2012), 
Cîrciumaru và cộng sự (2010), Burja (2011), Almajali và cộng 
sự (2012), Odalo và cộng sự (2016), Taani và Banykhaled 
(2011), Le và Buck (2011), Hu và Izumida (2008), Shah và 
cộng sự (2011), Sheikh và Wang (2013), Berzkalne và 
Zelgalve (2014), Thoa và Uyên (2014), EL-Maude và cộng sự 
(2016) Mỗi một nghiên cứu tập trung vào một ngành 
riêng biệt, hoặc nhiều ngành nhưng chưa có nghiên cứu 
nào được thực hiện tại các doanh nghiệp xây dựng niêm 
yết tại Việt Nam. Nghiên cứu này tập trung xem xét sự tác 
động của các yếu tố đến hiệu quả hoạt động kinh doanh 
của các doanh nghiệp niêm yết trong ngành Xây dựng ở 
Việt Nam, giai đoạn 2012-2016 thông qua 07 yếu tố: SIZE, 
CS, CR, RT, AT, ROS, AGE và khả năng sinh lời (đo lường 
thông qua chỉ tiêu ROA). 
 ECONOMICS-SOCIETY 
Số 46.2018 ● Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ 69
Trong các nghiên cứu trước, ROS được xem xét dưới góc 
độ là một biến phụ thuộc phản ánh hiệu quả hoạt động 
kinh doanh của doanh nghiệp cùng với các biến ROA, ROE, 
tuy nhiên, trong nghiên cứu này, ROS được coi là một biến 
độc lập ảnh hưởng đến ROA. 
2. CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU 
Có khá nhiều nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến 
hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp ở nhiều 
ngành, lĩnh vực khác nhau. Kết quả của một số nghiên cứu đã 
chỉ ra mối quan hệ nghịch biến, bên cạnh đó cũng có những 
nghiên cứu đã chỉ ra mối quan hệ đồng biến giữa chúng, như: 
Taani và Banykhaled (2011), Adekunle và Kajola (2010), Odalo 
và cộng sự (2016), đã chỉ ra yếu tố quy mô của doanh nghiệp 
có tác động thuận chiều đến hiệu quả hoạt động của doanh 
nghiệp; Abor (2005), Pouraghajan và cộng sự (2012), Bontis và 
cộng sự (2000), đã cho cho thấy cấu trúc vốn có ảnh hưởng 
tiêu cực đến hiệu quả của doanh nghiệp và được đo bằng 
ROA; Abor (2005), Gill và cộng sự (2011), Almajali và cộng sự 
(2012), cũng đã chỉ ra yếu tố khả năng thanh toán có tác 
động đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp; 
Cîrciumaru và cộng sự (2010), Pouraghajan và cộng sự (2012), 
cũng cho thấy khả năng quản trị nợ phải thu khách hàng có 
ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của 
doanh nghiệp; Pouraghajan và cộng sự (2012), Gill và cộng sự 
(2011), Taani (2013), Burja và Mărginean (2014), đã cho thấy 
hệ số vòng quay tổng tài sản có mối quan hệ ý nghĩa và tích 
cực với hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp; 
theo phương trình DuPont (được phát minh bởi Donaldson 
Brown, 1912), ROS có tác động trực tiếp và thuận chiều đến 
ROA; theo Adekunle và Kajola (2010), Sorensen và Stuart 
(2000), thời gian hoạt động của doanh nghiệp (tuổi) là yếu tố 
có ảnh hưởng thuận chiều đến hiệu quả hoạt động của 
doanh nghiệp. 
Taani và Banykhaled (2011), Adekunle và Kajola (2010), 
Pouraghajan và cộng sự (2012), Gill và cộng sự (2011), Burja 
(2011), Cîrciumaru và cộng sự (2010), Pouraghajan và cộng 
sự (2012), Sorensen và Stuart (2000), đều chỉ ra rằng có mối 
quan hệ giữa SIZE, CS, CR, RT, AT, AGE và khả năng sinh lời 
của doanh nghiệp được đo lường bởi các chỉ tiêu khác 
nhau như: ROA, ROE, ROS, ROI; các mối quan hệ bao gồm cả 
đồng biến và nghịch biến. Tuy nhiên, đa số các nghiên cứu 
chỉ ra giữa SIZE, CR, RT, AT, AGE và khả năng sinh lời có mối 
quan hệ đồng biến; CS có mối quan hệ nghịch biến. Theo 
phương trình Dupont, ROA được xác định bởi hai yếu tố 
ROS và vòng quay tài sản (AT). Vì vậy, ROS là yếu tố tác 
động đến ROA. Với hiệu quả hoạt động kinh doanh, nghiên 
cứu này lựa chọn ROA. Tác giả không lựa chọn hiệu quả 
hoạt động kinh doanh thông qua chỉ tiêu ROE, bởi tập 
trung vào các yếu tố thuộc về quản lý tài sản. Như vậy, các 
yếu tố có tác động gồm 07 yếu tố: SIZE, CS, CR, RT, AT, AGE, 
ROS là các yếu tố bên trong doanh nghiệp để nghiên cứu 
(bảng 1). 
Giả thuyết nghiên cứu 
Quy mô được xem là dấu hiệu đầu tiên để nhà đầu tư 
biết đến doanh nghiệp. Một doanh nghiệp có quy mô lớn 
sẽ có lợi thế cạnh tranh hơn trên thị trường. Theo Taani và 
Banykhaled (2011), Adekunle và Kajola (2010), quy mô của 
doanh nghiệp có ảnh hưởng thuận chiều đến khả năng 
sinh lời của doanh nghiệp. Vì vậy, giả thuyết H1 như sau: 
Quy mô của doanh nghiệp có quan hệ thuận chiều đến 
hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp trong ngành Xây 
dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. 
Cấu trúc vốn có mối quan hệ tích cực với hiệu quả kinh 
doanh (Abor, 2005; Pouraghajan và cộng sự, 2012; Taani, 
2013). Bất cứ doanh nghiệp nào khi vận hành cũng đều có 
một cấu trúc vốn nhất định dù họ có ý thức xây dựng nó hay 
không. Trên thực tế, tài trợ bằng nợ vay rẻ hơn vốn cổ phần, 
cho nên một doanh nghiệp có sử dụng nợ, theo lý thuyết đòn 
bẩy tài chính sẽ có khả năng tạo được kết quả hoạt động tốt 
hơn doanh nghiệp 100% vốn cổ phần. Vì vậy, giả thuyết H2 
như sau: Cấu trúc vốn có tác động thuận chiều đến hiệu quả 
hoạt động của doanh nghiệp trong ngành Xây dựng niêm yết 
trên thị trường chứng khoán Việt Nam. 
Khả năng thanh toán có tác động đến hiệu quả hoạt 
động kinh doanh của doanh nghiệp (Abor, 2005; Almajali 
và cộng sự, 2012; Gill và cộng sự, 2011). Đối với phần lớn 
doanh nghiệp, khi khả năng thanh toán được đánh giá dự 
kiến là tốt, sẽ có khả năng quản lý dòng tiền tốt. Vì vậy, giả 
thuyết H3 như sau: Khả năng thanh toán hiện hành có tác 
động thuận chiều đến hiệu quả hoạt động kinh doanh 
trong ngành Xây dựng niêm yết trên thị trường chứng 
khoán Việt Nam. 
Vòng quay các khoản phải thu phản ánh khả năng quản 
lý các khoản công nợ phải thu của doanh nghiệp và khả năng 
thu hồi vốn trên các khoản công nợ đó. Chỉ số này lớn cho 
thấy khả năng thu hồi công nợ từ khách hàng là tốt và ngược 
lại. Khả năng quản trị nợ phải thu khách hàng có ảnh hưởng 
tích cực đến hiệu quả hoạt động kinh doanh và hoạt động tài 
Bảng 1. Tổng hợp các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động doanh nghiệp 
TT Yếu tố Phương pháp đo lường Nguồn 
1 SIZE Tổng tài sản Taani và Banykhaled (2011), Adekunle và Kajola (2010), Odalo và cộng sự (2016) 
2 CS Nợ phải trả/Tổng nguồn vốn Abor (2005), Pouraghajan và cộng sự (2012), Bontis và cộng sự (2000) 
3 CR Tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn Abor (2005), Gill và cộng sự (2011), Almajali và cộng sự (2012) 
4 RT Doanh thu thuần/Các khoản phải thu Cîrciumaru và cộng sự (2010), Pouraghajan và cộng sự (2012) 
5 AT Doanh thu thuần/Tổng tài sản Pouraghajan và cộng sự (2012), Gill và cộng sự (2011), Taani (2013), Burja và Mărginean (2014) 
6 ROS Lợi nhuận thuần/Doanh thu bán hàng và CCDV Phương trình Dupont 
7 AGE Số năm hoạt động của DN Adekunle và Kajola (2010), Sorensen và Stuart (2000) 
(Nguồn: Tổng hợp của tác giả) 
 XÃ HỘI 
 Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ ● Số 46.2018 70
KINH TẾ
chính của doanh nghiệp (Cîrciumaru và cộng sự, 2010; 
Pouraghajan và cộng sự, 2012). Từ đó, giả thuyết H4 như sau: 
Số vòng quay nợ phải thu có tác động thuận chiều đến hiệu 
quả hoạt động của doanh nghiệp trong ngành Xây dựng niêm 
yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. 
Hệ số vòng quay tổng tài sản là một tỷ số tài chính, là 
thước đo khái quát nhất hiệu quả sử dụng tài 
sản của doanh nghiệp. Hệ số vòng quay tổng tài sản có mối 
quan hệ ý nghĩa và tích cực với hiệu quả hoạt động của 
doanh nghiệp (Pouraghajan và cộng sự, 2012; Taani, 2013; 
Gill và cộng sự, 2011). Vì vậy, giả thuyết H5 như sau: Số 
vòng quay tổng tài sản có tác động thuận chiều đến hiệu 
quả hoạt động của doanh nghiệp trong ngành Xây dựng 
niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. 
Tỷ suất lợi nhuận trên doanh thu: Theo phương trình 
Dupont, ROA được xác định bằng ROS và AT, do đó, ROS 
tác động trực tiếp và thuận chiều đến ROA. Vì vậy, giả 
thuyết H6 như sau: ROS có tác động thuận chiều đến hiệu 
quả hoạt động của doanh nghiệp trong ngành Xây dựng 
niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam 
Thời gian hoạt động của doanh nghiệp có ảnh hưởng 
thuận chiều đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp 
(Adekunle và Kajola, 2010; Sorensen và Stuart, 2000). 
Doanh nghiệp có thời gian hoạt động lâu dài thường là 
những doanh nghiệp có nhiều lợi thế về thị trường, khách 
hàng, công nghệ và kỹ năng quản trị của doanh nghiệp đó 
so với các doanh nghiệp mới thành lập. Ngành Xây dựng 
đòi hỏi một khoảng thời gian lâu dài trong quá trình đầu tư, 
phát triển nguồn nhân lực và thị trường. Do đó, giả thuyết 
H7 như sau: Thời gian hoạt động của doanh nghiệp ảnh 
hưởng thuận chiều đến hiệu quả hoạt động của doanh 
nghiệp trong ngành Xây dựng niêm yết trên thị trường 
chứng khoán Việt Nam. 
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 
Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ 200 doanh nghiệp 
hoạt động trong ngành Xây dựng niêm yết trên thị trường 
chứng khoán Việt Nam (sàn HOSE và HNX). Trong quá trình 
xử lý dữ liệu, tác giả đã loại bỏ 46 doanh nghiệp do dữ liệu 
không đầy đủ hoặc thiếu một số chỉ tiêu tính toán trong 
công thức xác định khả năng thanh toán hiện hành, số 
vòng quay các khoản phải thu, thời gian hoạt động của 
doanh nghiệp. Số doanh nghiệp còn lại có đủ dữ liệu để 
đưa vào nghiên cứu chính thức là 154. 
Thời gian nghiên cứu từ năm 2012 đến 2016, với 154 
doanh nghiệp, như vậy tổng số quan sát là 770, dữ liệu bất 
cân bằng do một số doanh nghiệp không có dữ liệu trong 
một năm nhất định với giai đoạn nghiên cứu là 05 năm. 
Với dữ liệu bảng, phần mềm Eview 9 được sử dụng để 
phân tích hồi quy. Mô hình hồi quy tuyến tính bội được sử 
dụng để phân tích hồi quy. Phương trình hồi quy (1) có 
dạng như sau: 
ROAi = a0 + a1*SIZEi + a2*CSi + a3*CRi + a4*RTi + a5*ATi + a6*ROSi + a7*AGEi + ei (1) 
Trong đó, ROAi là các biến phụ thuộc trong lần quan sát 
thứ i; SIZE, CS, CR, RT, AT, ROS, AGE là các biến độc lập; a0 là 
hệ số chặn; a1, a2, a7 là các hệ số góc hay độ dốc của mô 
hình; ei là sai số ngẫu nhiên trong lần quan sát thứ i. 
4. KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN 
Kết quả thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu được trình 
bày ở bảng 2. 
Kết quả phân tích tương quan (bảng 3) cho thấy, biến 
ROA có tương quan mạnh nhất với CS (-0,361) và ngược 
chiều, có tương quan yếu nhất với SIZE (0,018) và thuận 
chiều; và có tương quan với các biến còn lại: AGE, AT, CR, RT 
là thuận chiều với mức tương quan lần lượt là: 0,025; 0,256; 
0,218; 0,246. 
Bảng 2. Thống kê mô tả 
 ROA AGE AT CR CS ROS RT SIZE 
 Mean 2,408 24,045 0,899 1,490 0,624 -22,601 5,381 1397,989 
 Median 1,730 21,000 0,742 1,248 0,655 2,190 2,386 454,307 
 Maximum 61,020 60,000 8,749 9,226 1,126 346,600 237,645 28416,850 
 Minimum -65,710 4,000 0,003 0,100 0,073 -3807,710 0,008 10,007 
 Std. Dev. 7,678 13,641 0,765 0,881 0,196 284,932 11,814 2938,888 
 Skewness -1,104 0,645 3,642 3,554 -0,668 -11,615 11,562 4,740 
 Kurtosis 21,866 2,477 27,715 21,735 2,875 140,129 204,240 30,552 
Observations 770 770 770 770 770 770 770 770 
Bảng 3. Phân tích tương quan 
 ROA 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.