Tác động của vốn và lao động đến giá trị đầu ra của các doanh nghiệp vận tải đường thủy ở Việt Nam

 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 6 (45) 2015 67 
 TÁC ĐỘNG CỦA VỐN VÀ LAO ĐỘNG ĐẾN GIÁ TRỊ ĐẦU RA 
CỦA CÁC DOANH NGHIỆP VẬN TẢI ĐƯỜNG THỦY Ở VIỆT NAM 
Ngày nhận bài: 04/05/2015 Nguyễn Hải Quang1 
Ngày nhận lại: 25/06/2015 
Ngày duyệt đăng: 26/10/2015 
TÓM TẮT 
Từ tổng quan lý thuyết về hàm sản xuất, bài viết hình thành mô hình tác động của vốn và lao 
động đến giá trị đầu ra của doanh nghiệp. Kết quả phân tích dữ liệu từ báo cáo tài chính của 
các công ty cổ phần thuộc nhóm ngành vận tải đường thủy và hoạt động kinh doanh chính là vận 
tải đường thủy trên thị trường chứng khoán cho hệ số co dãn theo giá trị đầu ra của lượng vốn 
là 0,404127; chi phí lao động là 0,506885; còn năng suất các yếu tố tổng hợp là 2,813662. Tổng 
hệ số co dãn theo vốn và chi phí lao động là 0,911012 < 1 cho thấy không tăng theo quy mô và 
hoạt động kinh doanh chưa có hiệu quả. Để nâng cao hiệu quả sản xuất kinh doanh, các doanh 
nghiệp trong ngành vận tải đường thủy ở Việt nam cần chú trọng đến cả yếu tố vốn và lao động, 
trong đó yếu tố lao động có vai trò quan trọng hơn trong điều kiện hiện nay. 
Từ khóa: đường thủy, giá trị đầu ra, lao động, vốn. 
ABSTRACT 
From the review of the production function theory, the article establishes the impact of 
capital and labor on output of enterprises. The data analysis of the financial reports of the joint 
stock companies in the waterway sector and the main business activities which are water 
transports in stock market showed that the elasticity output value of capital is 0.404127; labor 
cost is 0.506885; while productivity synthetic elements is 2.44359. General elasticity under 
capital and labor costs is 0.911012 <1, which shows no increase of scale and ineffective 
business operation. To improve the efficiency of production and business, enterprises in the 
water transport sector in Vietnam should focus on both capital and labor factors, of which labor 
factors play a more important role in the current conditions. 
Keywords: capital, labor, output value, waterway. 
1. Giới thiệu1 
Vận tải đường thủy là một phương thức 
vận tải quan trọng trong các phương thức vận 
tải ở Việt nam, có tính cạnh tranh cao và 
mang tính hội nhập quốc tế. Hiện nay năng 
lực cạnh tranh của các doanh nghiệp vận tải 
đường thủy ở Việt nam còn nhiều hạn chế, 
năng suất lao động chưa cao. Vì vậy việc 
nghiên cứu các yếu tố tác động đến kết quả 
đầu ra để từ đó đề ra giải pháp nhằm nâng cao 
năng lực cạnh tranh của doanh nghiệp ngành 
1
vận tải đường thủy là rất cần thiết. Bài viết 
này nghiên cứu các yếu tố sản xuất và mối 
quan hệ của nó với giá trị đầu ra là giá trị gia 
tăng của doanh nghiệp ngành vận tải đường 
thủy ở Việt nam. Để giải quyết vấn đề này, 
bài viết sẽ nghiên cứu cơ sở lý thuyết và xây 
dựng mô hình hàm sản xuất của các doanh 
nghiệp ngành vận tải đường thủy; thu thập và 
phân tích dữ liệu từ các công ty cổ phần 
ngành vận tải đường thủy ở Việt nam để ước 
lượng và kiểm định các tham số trong mô 
TS, Học viện hàng Không Việt Nam. Email: quangnh@vaa.edu.vn 
68 KINH TẾ 
hình. Kết quả nghiên cứu sẽ xác định tầm 
quan trọng của các yếu tố lượng vốn và lao 
động đến giá trị đầu ra, đồng thời xem xét vấn 
đề lợi thế kinh tế theo quy mô để từ đó gợi ý 
các giải pháp nâng cao hiệu quản sản xuất 
kinh doanh cho các doanh nghiệp trong ngành 
vận tải đường thủy ở Việt nam. 
2. Tổng quan nghiên cứu về lý thuyết 
hàm sản xuất và mô hình nghiên cứu 
2.1. Tổng quan nghiên cứu về lý thuyết 
hàm sản xuất 
Hàm sản xuất mô tả mối quan hệ giữa các 
yếu tố đầu vào của quá trình sản xuất và sản 
lượng đầu ra được tạo ra từ quá trình này. Nó 
cho chúng ta biết lượng đầu ra tối đa có thể 
sản xuất được từ bất cứ một tổ hợp các yếu tố 
sản xuất xác định nào đó. Hàm sản xuất tổng 
quát có dạng công thức (1). 
Y = f (Xj) (1) 
Trong đó: Y là sản lượng đầu ra; Xj là các 
yếu tố đầu vào; f biểu thị Y là một hàm số của 
các yếu tố đầu vào Xj. 
Các yếu tố đầu vào có thể chia thành vốn 
(K), được hiểu là vốn hiện vật, tồn tại dưới 
dạng nhà xưởng, máy móc, thiết bị hay hàng 
tồn kho và các loại vốn lưu động khác; lao 
động (L) và các đầu vào khác (Mi). Vì vậy 
hàm sản xuất thường được viết gọn lại theo 
công thức (2). 
Y = f (K, L, Mi) (2) 
Hàm sản xuất Cobb-Douglas được đề 
xuất bởi Knut Wicksell (1851-1926) và được 
thử nghiệm với bằng chứng thống kê của 
Charles Cobb và Paul Douglas năm 1928. 
Trong kinh tế học, hàm sản xuất Cobb-
Douglas được sử dụng rộng rãi và phổ biến 
trong việc phân tích tăng trưởng và năng suất. 
Ở kinh tế học vi mô, hàm sản xuất biểu thị 
lượng sản phẩm của nhà sản xuất. Còn trong 
kinh tế học vĩ mô, hàm sản xuất biểu thị giá 
trị tổng sản phẩm nội địa một nền kinh tế, 
ngành hoặc khu vực. Hàm sản xuất Cobb-
Douglas có dạng theo công thức (3). Trong 
đó, A là năng suất các yếu tố tổng hợp như 
khoa học công nghệ, quản lý hay lợi thế về vị 
trí địa lý...; α và β là các hệ số co dãn theo sản 
lượng lần lượt của vốn và lao động. 
Y = A.K
α
L
β
 (3) 
Trong công thức (4), nếu α + β < 1 thì 
năng suất sẽ giảm theo quy mô, α + β > 1 thì 
năng suất sẽ tăng theo quy mô, còn α + β = 1 
thì năng suất sẽ không đổi theo quy mô (Lê 
Bảo Lâm và các cộng sự, 2009). 
Trên thế giới và Việt nam có nhiều 
nghiên cứu ứng dụng hàm sản xuất Cobb-
Douglas dưới các góc độ khác nhau. Nghiên 
cứu của Dana Hajkova and Jaromir Hurnik 
(2007), Phan Nguyễn Khánh Long (2012) hay 
Nguyễn Trọng Hoài (2005) ứng dụng để phân 
tích tác động của các yếu tố đầu vào đến thu 
nhập quốc dân (GDP). Nghiên cứu của Từ 
Thái Giang và Nguyễn Phúc Thọ (2012), Mai 
Văn Xuân và Nguyễn Văn Hóa (2011) hay 
Trần Cẩm Linh (2014) lại ứng dụng để phân 
tích cho một ngành trong địa bàn cụ thể. Còn 
nghiên cứu của J Felope and and MC Combie 
(2001) ứng dụng để phân tích cho cả doanh 
nghiệp, ngành và khu vực. 
Một trong những phương pháp xác định 
GDP hiện nay là phương pháp giá trị gia tăng. 
Theo đó GDP nền kinh tế được tính bằng tổng 
giá trị gia tăng của các ngành kinh tế hoặc các 
khu vực kinh tế hoặc các doanh nghiệp trong 
nền kinh tế (Dương Tấn Hiệp, 2001). Giá trị 
gia tăng là một chỉ tiêu thống kê kết quả hoạt 
động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp, 
nó được đo bằng giá trị đầu ra trừ đi giá trị 
đầu vào của doanh nghiệp trong một thời kỳ 
nhất định (Chu Văn Tuấn và các cộng sự, 
2010). Vì vậy nhiều nghiên cứu như của J 
Felope và MC Combie (2001), Jesus Felipe và 
F.Gerard Adams (2005) hay Nguyễn Trọng 
Hoài (2005) đã phát triển Hàm sản xuất Cobb-
Douglas để ứng dụng cho doanh nghiệp, 
ngành hoặc khu vực và sản lượng được đo 
bằng giá trị gia tăng (VA) theo công thức (4). 
VA = A.K
α
L
β
 (4) 
2.2. Đo lường các yếu tố trong hàm sản 
xuất của doanh nghiệp 
2.2.1. Đo lường giá trị gia tăng 
Giá trị gia tăng phản ánh giá trị mới tạo 
thêm của doanh nghiệp tạo ra. Nó chính là 
chênh lệch giữa tổng đầu ra với nguyên vật 
liệu và dịch vụ mua vào. Trong lý thuyết về 
 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 6 (45) 2015 69 
kinh tế vĩ mô, Dương Tấn Hiệp (2001) đã chỉ 
ra rằng giá trị gia tăng của doanh nghiệp bao 
gồm: Khấu hao, tiền lương, tiền thuê, lãi vay, 
thuế gián thu và lợi nhuận. Ứng dụng lý thuyết 
này các Cục thống kê Lâm đồng (2014), Nghệ 
An (2014) đều hướng dẫn tính giá trị gia tăng 
bao gồm: thu nhập của người lao động, thuế 
đánh vào quá trình sản xuất của đơn vị sản 
xuất kinh doanh, khấu hao tài sản cố định, lợi 
tức thuần từ hoạt động kinh doanh, lãi trả tiền 
vay ngân hàng. Trên cơ sở những lý thuyết 
này, Trịnh Minh Tâm và các cộng sự (2007) 
trong nghiên cứu của mình đã đưa ra công 
thức tính giá trị gia tăng theo phương pháp 
cộng dồn = Lợi nhuận ròng + Lãi suất + Thuế 
+ Chí phí lao động + Khấu hao. 
2.2.2. Đo lường lượng vốn 
Vốn trong doanh nghiệp được hình thành 
từ 2 nguồn là nguồn vốn chủ sở hữu (vốn góp 
của các chủ sở hữu dưới các hình thức khác 
nhau) và nguồn vốn vay (vay của các tổ chức 
cá nhân bên ngoài dưới hình thức vay ngắn 
hạn hoặc vay dài hạn). Lượng vốn trong 
doanh nghiệp sẽ biến động trong quá trình sản 
xuất kinh doanh vì vậy lượng vốn trong kỳ 
được đo lường bằng giá trị trung bình trong 
kỳ theo công thức (5). Trong đó, Kđk là lượng 
vốn đầu kỳ và Kck là lượng vốn cuối kỳ. 
K = 
Kđk + Kck (5) 
2 
Nguyên tắc tính lượng vốn trung bình 
này đã được các nghiên cứu của Bieniasz 
and Gołas (2011) hay Chu Thị Thu Thủy 
(2014) áp dụng tính lượng vốn lưu động 
trong việc xác định vòng quay hàng tồn kho, 
vòng quay khoản phải thu, vòng quay khoản 
phải trả,... để phân tích thời gian luân 
chuyển vốn bằng tiền. 
2.2.3. Đo lường lao động 
Yếu tố về lao động được các nhà nghiên 
cứu đo lường bằng các đơn vị khác nhau. 
Nghiên cứu của Nguyễn Trọng Hoài (2005) 
hay Mai Văn Xuân và Nguyễn Văn Hóa 
(2011) hay Từ Thái Giang và Nguyễn Phúc 
Thọ (2012) đo lường lao động bằng ngày 
công. Trong khi đó Trần Cẩm Linh (2014) đo 
lường bằng cho phí nhân công, còn Jesus 
Felipe và F.Gerard Adams (2005) đo lường 
bằng 2 biến là mức lương trung bình và lượng 
lao động (thực chất là chi phí tiền lương). Do 
lao động ở các doanh nghiệp có trình độ và 
tay nghề khác nhau nên tính theo số lượng 
như ngày công sẽ khó đồng nhất mà cần phải 
quy đổi về giá trị. Trong cơ chế thị trường yếu 
tố này được thể hiện qua việc thu hút họ thông 
qua các chi phí cho người lao động mà chủ 
yếu là tiền lương. Vì vậy, đồng tình với quan 
điểm của Trần Cẩm Linh, Jesus Felipe và 
F.Gerard Adams, trong nghiên cứu này yếu tố 
lao động được tính bằng chi phí cho lao động 
trong một thời kỳ nhất định, bao gồm tiền 
lương, thưởng, phụ cấp, các khoản đóng bảo 
hiểm cho người lao động, ... 
2.3. Mô hình và các giả thuyết nghiên cứu 
2.3.1. Mô hình nghiên cứu 
Ngành vận tải đường thủy là một ngành 
dịch vụ nên sản phẩm là vô hình nên giá trị 
gia tăng là chỉ tiêu tổng hợp để đánh giá giá 
trị đầu ra của các doanh nghiệp trong ngành. 
Từ việc phát triển hàm sản xuất Cobb-
Douglas của các nghiên cứu trước đây tại 
công thức 4, mô hình hàm sản xuất của các 
doanh nghiệp ngành vận tải đường thủy trong 
nghiên cứu này chủ yếu dựa vào 2 yếu tố là 
vốn và lao động, còn các yếu tố khác được thể 
hiện thành nhân tố tổng hợp. Mô hình nghiên 
cứu được sử dụng theo công thức (6) và 
chuyển sang dạng tuyến tính để ước lượng các 
tham số theo công thức (7). 
 (6) 
Log(VA) = log(C) + C2log(K) + C3Log(L) 
hay Log(VA) = C1 + C2log(K) + C3Log(L) (7) 
Trong đó: 
VA là giá trị gia tăng, được tính bằng 
tổng các chi phí: lao động, khấu hao, lãi suất 
và lợi nhuận trước thuế trong năm. 
K là lượng vốn, được tính bằng giá trị 
trung bình của vốn chủ sở hữu và vốn vay 
trong năm. 
L chi phí cho lao động trong năm. 
C là năng suất các yếu tố tổng hợp; C1 là 
log(C); C2 và C3 là các hệ số co dãn của giá trị 
gia tăng lần lượt theo vốn và lao động. 
70 KINH TẾ 
2.3.2. Các giả thuyết nghiên cứu 
Theo mô hình ở công thức (6), 2 yếu tố ảnh 
hưởng đến VA của doanh nghiệp vận tải thủy là 
K và L với các hệ số co dãn cần ước lượng và 
kiểm định lần lượt là C2 và C3 (Hình 1). 
Hình 1. Mô hình các yếu tố sản xuất của 
các doanh nghiệp ngành vận tải thủy 
Các giả thuyết cần kiểm định trong mô 
hình này như sau: 
H1: Lượng vốn có ảnh hưởng đến giá trị 
gia tăng của doanh nghiệp vận tải biển ở Việt 
nam. Tức là C2 ≠ 0. 
H2: Chi phí cho lao động có ảnh hưởng 
đến giá trị gia tăng của doanh nghiệp vận tải 
biển ở Việt nam. Tức là C3 ≠ 0. 
H3: Năng suất lao động của doanh nghiệp 
vận tải thủy ở Việt nam không đổi theo quy 
mô. Tức là C2 + C3 = 1. 
3. Phương pháp nghiên cứu 
Các tham số trong mô hình được ước 
lượng theo phương pháp bình phương nhỏ 
nhất, còn các giả thuyết được thực hiện bằng 
kiểm định Wald (Wald Test) qua phần mềm 
Eveiw. Mô hình và giả thuyết được kiểm định 
qua mức ý nghĩa α - mức độ chấp nhận sai 
lầm của nhà nghiên cứu (Nguyễn Đình Thọ, 
1998). Với α = 5% mô hình nghiên cứu được 
chấp nhận hoặc các giả thuyết bị bác bỏ khi 
giá trị kiểm định |t| ≥ 2 hoặc Prob. ≤ 0,05. 
Các công ty nghiên cứu là các công ty cổ 
phần có báo cáo tài chính niêm yết trên thị 
trường chứng khoán thuộc nhóm ngành vận 
tải đường thủy và có hoạt động kinh doanh 
chính là vận tải đường thủy (doanh thu thừ 
hoạt động vận tải đường thủy chiếm trên 50% 
tổng doanh thu theo số liệu của năm thu thập 
báo cáo tài chính gần nhất). Theo đó 25 trong 
33 công ty có báo cáo tài chính niêm yết trên 
thị trường chứng khoán được lựa chọn để đưa 
vào phân tích, bao gồm: 13 công ty trên sàn 
HoSE, 3 công ty trên sàn HNX, 5 công ty trên 
sàn UPCoM và 4 công ty trên sàn OTC). Dữ 
liệu được lấy giá trị trung bình 1 năm trong 
giai đoạn 2012-2014 (Bảng 1). 
Bảng 1. Dữ liệu thu thập từ các doanh nghiệp vận tải thủy 
Đơn vị tính: triệu VNĐ 
Số 
TT 
Mã chứng 
khoán 
Năm dữ 
liệu 
Giá trị bình quân một năm 
Vốn CSH 
bình quân 
Vốn vay 
bình quân 
Lãi vay 
Lợi 
nhuận 
ròng 
Nhân 
công 
Khấu 
hao 
Các 
khoản 
thuế 
1 ALC 2012-2013 587.966 252.177 14.370 68.511 44.397 65.314 27.323 
2 DDM 2012-2014 -122.731 1.019.519 65.573 -121.125 45.689 96.164 4.837 
3 GMD 2012-2014 4.486.692 1.554.446 119.010 307.653 235.297 233.033 96.249 
4 GSP 2012-2014 364.195 128.874 7.776 54.337 39.624 33.676 27.994 
5 HTV 2012-2014 256.774 10.705 730 36.241 23.981 8.687 13.014 
6 ILC 2012-2013 67.533 238.711 12.261 -10.647 35.245 23.921 2.829 
7 MHC 2012-2014 119.041 35.354 3.498 32.589 9.758 3.120 2.120 
8 PJT 2012-2014 113.428 52.234 3.732 15.655 45.642 20.258 9.945 
9 PVT 2012-2014 2.702.427 4.118.541 113.991 248.308 381.697 376.734 137.548 
10 SGS 2012-2014 122.918 170.280 9.559 2.000 13.798 13.045 5.000 
Lượng vốn 
(K) 
Chi phí 
lao động (L) 
Giá trị 
gia tăng (VA) 
C2≠ 0 C3≠ 0 
 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 6 (45) 2015 71 
Số 
TT 
Mã chứng 
khoán 
Năm dữ 
liệu 
Giá trị bình quân một năm 
Vốn CSH 
bình quân 
Vốn vay 
bình quân 
Lãi vay 
Lợi 
nhuận 
ròng 
Nhân 
công 
Khấu 
hao 
Các 
khoản 
thuế 
11 SKG 2012-2014 237.684 0 0 73.268 16.004 13.183 6.378 
12 SSG 2012-2014 22.269 137.196 7.637 -15.549 12.748 16.071 1.386 
13 SWC 2012-2014 899.822 169.343 11.977 36.360 58.431 16.294 16.355 
14 TCO 2012-2014 162.532 47.101 6.535 25.004 16.397 15.065 5.679 
15 TJC 2012-2014 86.496 94.013 4.577 5.533 20.024 16.440 4.772 
16 VFR 2012-2014 285.869 313.492 16.830 7.919 34.824 53.294 7.632 
17 VIP 2012-2014 937.925 798.889 44.164 142.336 82.441 156.297 56.875 
18 VNA 2012-2014 268.808 818.363 56.584 -44.867 98.596 78.146 11.317 
19 VOS 2012-2014 1.331.089 3.023.855 159.244 -66.448 199.251 294.224 35.784 
20 VST 2012-2014 426.429 2.138.568 56.045 -177.646 178.301 173.756 21.852 
21 VTO 2012-2014 1.045.550 1.209.047 76.216 51.535 112.748 258.211 36.495 
22 VTX 2012-2014 229.605 191.286 23.544 2.291 42.125 43.803 9.619 
23 WTC 2012-2014 2.268 418.055 29.628 -29.322 19.263 36.083 5.181 
24 SHC 2012-2013 14.790 5.202 786 3.200 6.468 2.593 1.213 
25 InlacoSaigon 2012 92.272 800.640 68.586 -35.448 40.075 48.048 5.308 
Chú thích: 4 công ty (số 1, 6, 24) mới cập nhật báo cáo tài chính đến năm 2013 và 1 công ty (số 25) mới 
cập nhật báo cáo tài chính đến năm 2012. 
Nguồn: Báo cáo tài chính của các công ty trên thị trường chứng khoán 
Trên cơ sở dữ liệu ở Bảng 1, dữ liệu được 
tổng hợp lại theo các biến lượng vốn (K), chi 
phí nhân công (L) và giá trị gia tăng (VA) để 
đưa vào ước lượng các tham số và kiểm định 
các giả thuyết (Bảng 2). 
Bảng 2. Dữ liệu đưa vào ước lượng các tham số và kiểm định 
Đơn vị tính: triệu VNĐ 
Số 
TT 
Lượng vốn 
(K) 
Chi phí nhân 
công (L) 
Giá trị gia 
tăng (VA) 
Số 
TT 
Lượng vốn 
(K) 
Chi phí nhân 
công (L) 
Giá trị gia 
tăng (VA) 
1 840.142 44.397 219.914 14 209.633 16.397 68.679 
2 896.789 45.689 106.137 15 180.509 20.024 51.346 
3 6.041.138 235.297 991.243 16 599.361 34.824 120.498 
4 493.068 39.624 163.408 17 1.736.814 82.441 482.113 
5 267.479 23.981 82.652 18 1.087.171 98.596 199.776 
6 306.243 35.245 63.608 19 4.354.944 199.251 622.055 
7 154.395 9.758 48.086 20 2.564.997 178.301 302.308 
72 KINH TẾ 
Số 
TT 
Lượng vốn 
(K) 
Chi phí nhân 
công (L) 
Giá trị gia 
tăng (VA) 
Số 
TT 
Lượng vốn 
(K) 
Chi phí nhân 
công (L) 
Giá trị gia 
tăng (VA) 
8 165.663 45.642 95.232 21 2.254.597 112.748 535.205 
9 6.820.968 381.697 1.258.279 22 420.891 42.125 121.383 
10 293.198 13.798 43.402 23 420.323 19.263 60.833 
11 237.684 16.004 108.833 24 19.991 6.468 14.259 
12 159.465 12.748 24.293 25 892.912 40.075 126.569 
13 1.069.166 58.431 139.417 
Nguồn: Tổng hợp từ Bảng 1 
4. Kết quả phân tích tác động của 
lượng vốn và động với giá trị đầu ra của 
các doanh nghiệp ngành vận tải thủy ở Việt 
nam trên thị trường chứng khoán 
4.1. Ước lượng các tham số trong mô hình 
Ước lượng các tham số qua phần mềm 
Eveiw dữ liệu thu thập ở Bảng 2, thu được 
kết quả ước lượng và giá trị kiểm định các 
yếu tố về lượng vốn và lao động trong mô 
hình hàm sản xuất ngành vận tải đường thủy 
ở Việt nam trên thị trường chứng khoán 
(Bảng 3). 
Bảng 3. Kết quả ước lượng các tham số 
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
C 1,031083 0,713830 1,444438 0,1627 
LOG(K) 0,404127 0,144137 2,803766 0,0103 
LOG(L) 0,506885 0,185206 2,736878 0,0120 
R-squared 0,912972 Mean dependent var 11,78947 
Adjusted R-squared 0,905060 S.D. dependent var 1,105107 
S.E. of regression 0,340510 Akaike info criterion 0,795421 
Sum squared resid 2,550831 Schwarz criterion 0,941686 
Log likelihood -6,942757 Hannan-Quinn criter. 0,835988 
F-statistic 115,3954 Durbin-Watson stat 2,748616 
Prob(F-statistic) 0,000000 
 Nguồn: Kết quả ước lượng 
Kết quả Bảng 3 cho thấy R2 điều chỉnh là 
91%. Điều này cho thấy 91% dữ liệu được 
giải thích trong mô hình hồi quy. Các giá trị 
kiểm định t của các tham số với biến K và L 
điều ≥ 2 hoặc Prob. đều ≤ 0,05. Vì vậy các 
tham số trong mô hình đều có ý nghĩa thống 
kê, được chấp nhận và cho kết quả hàm sản 
xuất cho ngành vận tải thủy ở Việt nam theo 
công thức (8). 
Log(VA) = 1,031083+ 0,404127*Log(K) + 
0,506885*Log(L) 
Hay VA = 2,813662 K
0,404127 
L
0,506885 
(8) 
4.2. Kiểm định các giả thuyết về các 
tham số trong mô hình 
Kiểm định Wald với giả thuyết C2 = 0 và 
 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 6 (45) 2015 73 
C3 = 0 cho kết quả giá trị t-statistic đều lớn 
hơn 2 và Prob. đều nhỏ hơn 0,05 nên giá trị 
này bị bác bỏ (Bảng 4). Vì vậy giả thuyết H1 
và H2 được chấp nhận. Tức là lượng vốn và 
chi phí lao động có ảnh hưởng đến giá trị gia 
tăng của doanh nghiệp ngành vận đường thủy 
ở Việt nam. 
Bảng 4. Kết quả kiểm định giả thuyết C2 và C3= 0 
Test 
Statistic 
Giả thuyết C2 = 0 Giả thuyết C3 = 0 
Value df Probability Value df Probability 
t-statistic 2,803766 22 0,0103 2,736878 22 0,0120 
F-statistic 7,861101 (1, 22) 0,0103 7,490503 (1, 22) 0,0120 
Chi-square 7,861101 1 0,0051 7,490503 1 0,0062 
Nguồn: Kết quả kiểm định Wall 
Kiểm định Wald với giả thuyết C2 + C3 = 
1 cho kết quả giá trị t-statistic nhỏ hơn 2 và và 
Prob. lớn hơn 0,05 (Bảng 5) nên giả thuyết H3 
không thể bị bác bỏ. Cụ thể: C2 + C3 = 
0,911012 nhưng chưa thể chắc chắn hoàn toàn 
nhỏ hơn 1 với độ tin cậy 95%. 
Bảng 5. Kết quả kiểm định giả thuyết 
C2 + C3 = 1 
Test 
Statistic 
Giả thuyết C2 + C3 = 1 
Value df Probability 
t-statistic -1,229612 22 0,2318 
F-statistic 1,511946 (1, 22) 0,2318 
Chi-square 1,511946 1 0,2188 
Nguồn: Kết quả kiểm định Wall 
5. Kết luận và kiến nghị giải pháp 
Từ lý thuyết hàm sản xuất bài viết đã 
hình thành mô hình hàm các yếu tố ảnh hưởng 
đến giá trị đầu ra cho các doanh nghiệp ngành 
vận tải đường thủy và thu thập dữ liệu của các 
công ty cổ phần ngành vận tải đường thủy ở 
Việt nam niêm yết trên thị trường chứng 
khoán. Kết quả nghiên cứu cho thấy lượng 
vốn và chi phí cho người lao động có ảnh 
hưởng dương đến giá trị gia tăng của các công 
ty cổ phần ngành vận tải đường thủy ở Việt 
nam. Cụ thể hệ số co dãn theo giá trị gia tăng 
của lượng vốn là 0,404127, của chi phí lao 
động là 0,506885, còn năng suất các yếu tố 
tổng hợp là 2,813662. Điều này có nghĩa là 
nếu lao động và các yếu tố khác không thay 
đổi, lượng vốn tăng thêm 1% sẽ làm giá trị gia 
tăng tăng thêm 0,404127%; còn khi lượng vốn 
và các yếu tố khác không thay đổi, chi phí lao 
động tăng thêm 1% sẽ làm giá trị gia tăng tăng 
thêm 0,506885%. Kết quả này cho thấy trong 
điều kiện hiện tại thì lượng vốn có tác động 
đến giá trị gia tăng thấp hơn về chi phí cho lao 
động. Vì vậy để nâng cao năng lực cạnh tranh 
của mình cao hiệu quả sản xuất kinh doanh, 
các doanh nghiệp trong ngành vận tải đường 
thủy ở Việt nam cần chú trọng đến cả yếu tố 
vốn và lao động, trong đó lao động có vai trò 
quan trọng hơn. 
Hiện nay lợi thế kinh tế theo quy mô là 
xu hướng có tính phổ biến. Song kết quả 
nghiên cứu từ các công ty cổ phần niêm yết 
trên thị trường chứng khoán ở Việt nam có 
hoạt động kinh doanh chính là vận tải đường 
thủy lại cho thấy không tăng theo quy mô. 
Thực tế cho thấy bình quân trong 3 năm 2012-
2014 có đến 8 trên 25 công ty nghiên cứu bị 
lỗ. Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu bình 
quân của 25 công ty này chỉ đạt 4,15%, thấp 
hơn mức lãi suất cơ bản và tỷ lệ lạm phát 
trong những năm qua. Nhìn chung hoạt động 
kinh doanh của các công ty này là không hiệu 
quả. Trong môi trường cạnh tranh của kinh 
doanh vận tải đường thủy ở Việt nam hiện nay 
thì các công ty có quy mô nhỏ hơn có thể có 
khả năng thay đổi linh hoạt và thích ứng tốt 
hơn. Trong khi đó các công ty lớn có thể chưa 
thực sự đủ sức để cạnh tranh trên thị trường 
74 KINH TẾ 
quốc tế nên chưa phát huy được lợi thế kinh tế 
theo quy mô. Vì vậy trong điều kiện hiện tại 
các doanh nghiệp ngành vận tải đường thủy ở 
Việt nam cần đẩy mạnh việc nghiên cứu thị 
trường, tiếp thị và nâng cao chất lượng dịch 
vụ để đáp ứng ngày càng tốt các phân khúc thị 
trường mình có lợi thế cạnh tranh và nâng cao 
hiệu quả kinh doanh. 
Trong nghiên cứu này mới dừng lại đánh 
giá tác động của vốn và lao động đến giá trị 
đầu ra của các công ty cổ phần niêm yết trên 
thị trường chứng khoán ở Việt nam có hoạt 
động kinh doanh chính là vận tải đường thủy. 
Các yếu tố khác được thể hiện thành nhân tố 
tổng hợp và sẽ được nghiên cứu sâu hơn trong 
các nghiên cứu tiếp theo. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
Báo cáo tài chính của các công ty cổ phần ngành vận tải đường thủy năm 2012, 2013 và 2014 
niêm yết trên thị trường chứng khoán’, truy cập ngày 20 tháng 4 năm 2015 từ 
Bieniasz A. and Gołaś Z. (2011). The influence of working capital management on the food 
industry enterprises profitability. Contemporary Economics. No. 4, Vol. 5, p. 68-81. 
Chu Thị Thu Thủy (2014). Quản trị vốn lưu động và khả năng sinh lời: Nghiên cứu điển hình 
các công ty cổ phần ngành công nghiệp chế biến, chế tạo niêm yết trên sở giao dịch chứng 
khoán TP. Hồ Chí Minh. Kỷ yếu công trình khoa học 2014, tr. 169-184. 
Chu Văn Tuấn, Phạm Thị Kim Vân, Vũ Thị Mận, Nguyên Văn Thông và Nguyễn Mạnh Thắng 
(2010). Thống kê doanh nghiệp. Nhà xuất bản Tài chính. 
Cục thống kê Lâm đồng (2014). Hướng dẫn tính toán chỉ tiêu giá trị sản xuất (GO) chi phí trung 
gian (IC), giá trị tăng thêm (VA) và tổng sản phẩm trên địa bàn (GRDP). Truy cập ngày 1 
tháng 2 năm 2015, từ 
%2520phap%2520thong%2520ke/HuongdantinhGRDPhuyen.doc&rct=j&frm=1&q=&esr
c=s&sa=U&ei=NhrzVKakJ4nV8gXmk4C4Bw&ved=0CBIQFjAA&usg=AFQjCNEza7Y
Hs986h7-5a8mk-S31BpzRmQ. 
Cục thống kê Nghệ an (2014). Phương pháp tính giá trị sản xuất, giá trị tăng thêm theo giá cơ 
bản. Truy cập ngày 1 tháng 2 năm 2015, từ 
0os3i_MG9_TxPDUGcnPyczA09HU6NQYw8PY38XY_2CbEdFANN_YZQ!/?WCM_P
ORTLET=PC_7_NVKOI41UCBNB60IA52U3HH3SS0_WCM&WCM_GLOBAL_CON
TEXT=/wps/wcm/connect/web+content+cuc+thong+ke/ctk/lvcm/pptk/0f2f9700453d70fd9
5acbfd97f5ee00a 
Hajkova, D. and Hurnik, J. (2007). Cobb-Douglas Function: The case of a Converging Economy. 
Czech Journal of Economics and Finance, No. 9-10, Vol. 57, 465-476. 
Felope, J. and Combie, M.C. (2001). How sound is the foundation of the aggregate production 
function?. Economics Discussion Paper, No. 0116, 1-33. 
Felipe, J and Adams, F. G. (2005). A theory of production, the estimation of the Cobb-Douglas 
Function: A retrospective view. Eastern Economic Journal, No. 3, Vol. 31, p. 427-445 
Lê Bảo Lâm, Nguyễn Như Ý, Trần Thị Bích Dung và Trần Bá Thọ (2009). Kinh tế vi mô. Xuất 
bản lần III, Nhà xuất bản Thống kê, TP. Hồ Chí Minh. 
 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 6 (45) 2015 75 
Lê Văn Dụy (không năm xuất bản). Áp dụng hàm sản xuất Cobb-Douglass để đo hiệu quả sản 
xuất. Truy cập ngày 1 tháng 2 năm 2015 từ www.gso.gov.vn/Modules/ 
Doc_Download.aspx?DocID=4295/. 
Mai Văn Xuân và Nguyễn Văn Hóa (2011). Ảnh hưởng của các yếu tố đầu vào đến phát triển cà 
phê bền vững trên địa bàn tỉnh Đăc lắk. Tạp chí khoa học Đại học Huế, Số 68, tr. 135-145. 
Nguyễn Đình Thọ (1998). Nghiên cứu Marketing. Nhà xuất bản giáo dục, TP. Hồ Chí Minh. 
Nguyễn Trọng Hoài (2005). Phương pháp nghiên cứu định lượng. Đại học kinh tế TP Hồ Chí Minh. 
Phan Nguyễn Khánh Long (2012). Đánh giá chất lượng tăng trưởng của tỉnh Thừa Thiên Huế 
dưới góc độ năng suất các nhân tố sản xuất. Tạp chí khoa học Đại học Huế, Số 3, tập 72B, 
tr. 173-180. 
Trần Cẩm Linh (2014). Phân tích tác động đầu tư trực tiếp nước ngoài đến năng suất lao động 
ngành dệt may ở Việt nam. Truy cập ngày 26/1/2015 từ  uploads/nghien-
cuu/2014_02/baiviet_fdi_linh.pdf/. 
Trịnh Minh Tâm, Nguyễn Thế Cường, Lê Huy hoàng, Phùng Nhi Phương, Nguyễn hoàng Nam, 
Nguyễn Thanh Phương và Phạm văn Tùng (2007). Xây dựng và áp dụng phương pháp đo 
lường năng suất tại một số doanh nghiệp quy mô vừa và nhỏ trên địa bàn TP Hồ Chí Minh. 
Trương Tấn Hiệp (2001). Kinh tế vĩ mô. Nhà xuất bản thống kê. 
Từ Thái Giang và Nguyễn Phúc Thọ (2012). Sử dụng hàm sản xuất Cobb-Douglas phân tích tác 
động của các yếu tố đầu vào đến năng suất lao động cà phê tỉnh Đăc lăk. Tạp chí kinh tế & 
phát triển, Số 8, tr. 90-93.