Vai trò của các nhân tố nội tại trong dự báo khả năng sinh lời của các doanh nghiệp việt nam

ệĩÀICHÍNH-KINHDOANH VAI TRỊ CỦA CĂC NHÂN Tố NỘI TẠI TRONG Dự BÁO KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA CÁC DOẢNH NGHIỆP VIỆT NAM PHẠM VÃN TUỆ NHÃ Nghiên cứu thực nhằm làm sáng tỏ vai trò nhân tốnội dự báo khả sinh lời doanh nghiệp Việt Nam Mầu nghiên cứu gồm 705 doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2010-2019, tương ứng với 7.050 quan sát Nghiên cứu sử dụng mơ hình hiệu ứng cốđịnh (FEM) với ước lượng Robust cho thấy, nhân tốgồm: Quy mô tài sản, cấu tài sản khoản lỗ có vai trị tích cực, cịn nhân tốgồm: Cơ cấu vốn, mức thay đổi cấu lợi nhuận khứ cổ tức có vai trò tiêu cực dự báo khả sinh lời Từ kết quà nghiên cứu này, tác già đưa số hàm ý dự báo tài kếhoạch tài cho doanh nghiệp Việt Nam Từ khóa: Khả sinh lời, dự báo tài chính, kế hoạch hóa tài chính, thị trướng chứng khốn, doanh nghiệp THE ROLE OF INTERNAL FACTORS IN FORECASTING THE PROFITABILITY OF VIETNAMESE ENTERPRISES Pham Van Tue Nha The study is conducted to clarify the role of internal factors in forecasting the profitability of enterprises in Vietnam The research sample includes 705 enterprises listed on the Vietnamese stock market in the period 2010 - 2019, corresponding to 7,050 observations Research using fixed effects model (FEM) with Robust estimation shows that the following factors: asset size, asset structure and losses have a positive role Meanwhile, the factors including: capital structure, change and structure of past profits and dividends have a negative role in predicting profitability From the research results, the author proposes implications for financial forecasting and financial planning for Vietnamese enterprises Keywords: Profitability, financial forecasting, financial planning, stockmarket, enterprises Ngày nhận bài: 24/6/2022 (DN) chủ động đối phó với tình hình kinh doanh tương lai, hỗ trợ thực chiến lược tài chiến lược kinh doanh Để nâng cao hiệu dự báo, DN cần nhận thức vai trị nhân tố tài dự báo khả sinh lời, đặc biệt nhân tố nội chúng có thê’ DN quản lý điều tiết chừng mực định Với DN hoạt động thị truờng Việt Nam vốn tồn nhiều bất ổn tương lai khó đốn định, bối cảnh đặt yêu cầu thiết cho DN Tuy vậy, nghiên cứu Việt Nam dự báo tài DN nói chung nhiều hạn chế Hầu hết nghiên cứu chưa làm rõ nhân tố tài tác động tới khả sinh lời dự báo cho tưong lai cách có hệ thống với chứng thực nghiệm đầy đủ Trong bối cảnh đó, vai trị nhân tố nội dự báo khả sinh lời DN Việt Nam vấn đề tất yếu cần nghiên cứu chi tiết Cơ sở lý thuyết tổng quan nghiên cứu Ngày hoàn thiện biên tập: 13/7/2022 Ngày duyệt đăng: 21/7/2022 Mở đầu Dự báo khả sinh lời nói riêng dự báo tài nói chung nhiệm vụ thiết yếu kế hoạch hóa tài chính, giúp doanh nghiệp Khả sinh lời thường phản ánh qua tỷ lệ lợi nhuận với nguồn lực mà DN bỏ để đạt mức lợi nhuận Lợi nhuận tạo từ hoạt động sản xuất - kinh doanh sở kết hợp yếu tố đầu vào sản xuất theo phương thức để tạo thành sản phẩm đầu Các nguồn lực cần có nguồn vốn để tài trợ Dưới giác độ tài - kế tốn, lợi nhuận kết đạt từ q trình tiến hành hoạt 79 TÀI CHÍNH-KINH DOANH động huy động vốn - đầu tư tài sản - sản xuất kinh doanh liên hệ mật thiết với Bên cạnh đó, lợi nhuận giữ lại từ kỳ trước tham gia vào trình với tư cách vốn tự sinh, tiền đề để DN trì khả sinh lời tương đưa kết luận khác vai trò tỷ trọng nợ dự báo khả sinh lời, từ tích cực (Dickinson Sommers, 2012), tiêu cực (Yoo Kim, 2015), đa chiều (Nissim Penman, 2003) lai Vậy nên, phương diện tài sản, vốn lợi nhuận khứ tác động tới khả sinh lời tương sự, 2017) Vói lợi nhuận khứ, lý thuyết kinh tế học lai có vai trị quan trọng dự báo khả đặt giả thuyết tượng đảo chiều tỷ suất sinh lời DN mức bình quân ngành (Stigler, 1963) cạnh tranh DN ngành Do đó, lợi nhuận khứ có quan hệ với khả sinh lời tương lai cần xem xét dự báo khả sinh lời Fama French (2000), Allen Salim (2005), Altunbas cộng (2008) chứng minh tồn tượng thực tế Riêng Fama French (2000) phát diễn mạnh DN thua lỗ Bên cạnh đó, cấu, lợi nhuận khứ phân tách thành phận thực thu phận dồn tích, phần lợi nhuận chưa thu hồi dạng tiền mặt kỳ, phận thực thu thường ổn định (Graham cộng sự, 1962) Các nghiên cứu thực nghiệm hầu hết cho thấy, hai phận có quan hệ chiều với khả sinh lời kỳ sau (Ball cộng sự, 2016; Richardson cộng sự, 2005; Sloan, 1996), minh chứng cho vai trị tích cực chúng dự báo khả sinh lòi, nhiên tác động phận thực thu có ý nghĩa thống kê cao hơn, lý thuyết nêu Đây nhân tố tác động tới dự báo khả sinh lời hoi nghiên cứu Việt Nam Đỗ Hồng Nhung cộng (2014) với kết tương tự nghiên cứu nước sinh lời Với tài sản, gia tăng quy mô ban đầu giúp chi phí sản xuất bình qn giảm dần đến mức tối thiểu (hiệu ứng kinh tế quy mô), giúp cải thiện khả sinh lời, sau quy mơ tài sản tiếp tục tăng trở nên q lớn, khơng tương xứng vói yếu tố đầu vào khác chi phí đảo chiều dần tăng lên (hiệu ứng phi kinh tế quy mô), làm giảm khả sinh lời Về thực nghiệm, nghiên cứu trước cho thấy, vai trị quy mơ tài sản dự báo khả sinh lời có thê’ tích cực (Evans cộng sự, 2017), tiêu cực (Yoo Kim, 2015; Czamitzki Kraft, 2010) khơng có ý nghĩa thống kê (Kotsina Hazak, 2012) Bên cạnh đó, cấu tài sản thể tỷ trọng tài sản lưu động tài sản cố định có thê tác động tới khả sinh lời tương lai Quản lý tài sản lưu động làm phát sinh số chi phí đồng biến nghịch biến với quy mơ nó, từ ảnh hưởng tới lợi nhuận Chính sách tài trợ với vốn lưu động rịng thấp có rủi ro cao, chi phí vốn thấp, sách với vốn lưu động rịng cao ngược lại, ảnh hưởng đến khả sinh lời DN, kỳ Trong đó, tài sản cố định tham gia vào nhiều kỳ kinh doanh nên tác động tới khả sinh lời nhiều kỳ sau Do đó, lý thuyết, vai trò tài sản lưu động vốn lưu động ròng dự báo khả sinh lời thiên ngắn hạn, tài sản cố định thiên dài hạn Tuy nhiên, nghiên cứu thực nghiệm chưa quan tâm nhiều đến phương diện này, chủ yếu xét tác động tài sản lưu động vốn lưu động ròng tới khả sinh lời kỳ (Bieniasz Goias, 2011; Maja cộng sự, 2017) tác động thường xác nhận tích cực Với nguồn vốn, cấu vốn có thê tác động tới khả sinh lời tương lai theo cách khác Một mặt, khoản nợ vay tạo chắn thuế, đồng thời làm giảm chi phí cho người đại diện Mặt khác, chúng làm phát sinh chi phí tài cố định, tăng rủi ro phá sản chi phí căng thẳng tài Tác động ròng nợ vay tới khả sinh lời tương lai tích cực hay tiêu cực tùy thuộc vào hiệu ling mạnh Các nghiên cứu thực nghiệm 80 khơng có ý nghĩa thống kê (Evans cộng ngồi trước Chính sách phân phối lợi nhuận nhân tố cần xem xét Một mặt, theo lý thuyết phát tín hiệu, việc chi trả tức xem tín hiệu tích cực dự báo khả sinh lời cho kỳ sau (Lintner, 1956; Miller Modigliani, 1961) Mặt khác, chi trả nhiều cổ tức làm giảm lợi nhuận giữ lại, khiến DN phải lệ thuộc nhiều vào phương thức huy động vốn từ bên ngồi, làm tăng chi phí vốn tương lai Do vậy, quan hệ cổ tức với khả sinh lời tương lai thiên chiều ngược chiều tùy vào hiệu ứng mạnh Đa phân nghiên cứu thực nghiệm phát quan hệ chiều (Ham cộng sự, 2020; Khan cộng sự, 2019; Evans cộng sự, 2017; Nissim Ziv, 2001), nhiên số lại kết luận ngược chiều (Grullon cộng sự, 2005; Penman, 1983) khơng có ý nghĩa thống kê (Dhakal Shah, 2018) TÀI CHÍNH - Tháng8/2022 BÀNG 1: CĂC BIÊN TRONG MÕ HlhIH KIỂM ĐỊNH Biến Biến dROAi t+1 *' + dROAi.t+l = ROAi,t+1 - ROAi,t (ROAi,t = Lợi nhuận hoạt độngi,t/Tổng tài sảni.t) phụ thuộc dR0Ei,t+1 = R0Ei,t+1 - ROEi,t (ROEi,t = Lợi nhuận sau thuếi,t/vốn chủ sở hữui,t) sinh lời tương lai dR0Ei,t+1 SIZEi,t = ln(Tổng tài sảni,t) Quy mô tài sản NWCi,t = Vốn lưu động ròngi,t/Tổng tài sảni,t Cơ cấu tài sàn (thể (Vốn lưu động ròng = Tài sản ngắn hạn - qua tỷ trọng vốn lưu Nợ ngán hạn) động ròng) SIZEi,t NWCi,t Biến độc lập Thay đổi khả Cơ cấu vốn (thể Di,t = Nợ vayi,t/Tổng tài sảni,t Di,t _ Đại diện cho nhân tố Công thức qua tỷ trọng nợ) $ Nguồn tham khảo Fama French (2000), Allen Salim (2005), Altunbas cộng (2008) Evans cộng (2017), Yoo Kim (2015) Bieniasz Goias (2011), Maja cộng (2017) Yoo Kim (2015), Evans cộng (2017) Fama French (2000), Allen Salim (2005), Altunbas cộng (2008) dROAi,t dROAlt = ROAi,t - ROAi,t-1 dROEi,t dROEi,t = ROEi,t - R0Ei,t-1 Thay đổi khả sinh lời khứ ACCRi.t = Khoản dồn tíchi,t/Tổng tài sảni,t Cơ cấu lợi nhuận (thể (Khoản dồn tích = Lợi nhuận hoạt động - Lưu chuyển tiền từ hoạt động kinh doanh) qua tỷ trọng khoản dổn tích) Ball cộng (2016), Richardson cộng (2005), Sloan (1996) DIVi,t = Cổ tứci,t/Tổng tài sảni,t Chính sách phân phối lợi nhuận (thể qua tỷ trọng cổ tức) Ham cộng (2020), Khan cộng (2019), Grullon cộng (2005) LOSSi,t = doanh nghiệp có lợi nhuận sau thuế > 0, = lợi nhuận sau thuế < Các khoản lỗ Fama French (2000) ACCRi,t DIVi,t LOSS—>i,t Nguón: Tác giả xây dựng ca sở tham kháo nghiên cứu tiêu biểu trước có liên quan Ghi chú: - Các tiêu Bảng cán đối kế tốn góm: Tổng tài sàn, nợ vay, vốn chủ sở hữu, tài sản ngắn hạn nợ ngắn hạn cóng thức tính theo giá trị bình qn năm, bấng trung bình cộng giá trị đầu kỳ cuối kỳ Như vậy, biến động, cấu sách phân phối lợi nhuận khứ có vai trị định dự báo khả sinh lời Phương pháp nghiên cứu Tác động nhân tố tài nội kỳ trước tới khả sinh lời kỳ sau kiểm định phương pháp kinh tế lượng Những nhân tố xác định gây tác động có ý nghĩa thống kê nhân tơ' có vai trò thực tế dự báo khả sinh lời Dữ liệu Dữ liệu thu thập từ báo cáo tài thường niên có kiểm tốn độc lập 705 công ty niêm yết hai sàn chứng khoán Việt Nam gồm: HNX HOSE, ngoại trừ DN thuộc lĩnh vực tài - ngân hàng chúng có đặc thù riêng, thời gian 10 năm (từ 2010 đến 2019), tương ứng 7.050 quan sát (số liệu bảng cân đối) Các mơ hình kiểm (1) (2) định đề xuất sau: dROA t+1 = a0 + a,xSIZEw + a2xNWC t + a3xD t+ a4xdR0A t + clxACCR,, + axDIV t + axLOsi, +u (11) 1,1 o 1,1 Cách tính giá trị biến mơi mơ hình kế thừa cải biến từ nghiên cứu tiêu biếu nước cho phù hợp với sở liệu tài - kế toán doanh nghiệp Việt Nam (Bảng 1) - Các số i t tương ứng với doanh nghiệp i năm t mẫu Phương pháp ước lượng hiệu chỉnh mơ hình Các mơ hình ước lượng phương pháp hồi quy tuyến tính cho số liệu bảng, sử dụng mơ hình hiệu ling cố định (FEM) hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) Việc lựa chọn hai mơ hình vào kết kiểm định Hausman Một số khuyết tật phát sinh mơ hình chẩn đoán xử lý Bảng Kết kiểm định luận giải Thống kê mô tả Mơ hình kiểm định biến dROE t+1 = Po + p,xSIZE|t + P2xNWC t + PjXD t+ P/dROE t + PjXACCR t + p;xDIV, t + P7xlOSS f + u|t (2) / 1,1 II Bảng thống kê mô tả cho thấy, biến động nhân tố tác động tới khả sinh lời tương lai mẫu nghiên cứu, đáng lưu ý biến NWC, dROA dROE Biến NWC có khoảng biến 81 TÀI CHÍNH-KINH DOANH BẢNG 2: PHƯƠNG PHÁP CHẨN ĐỐN VÀ xử LÝ KHUYẾT TẬT CỦA MƠ HÌNH KIẾM ĐỊNH Khuyết tật Phương pháp chẩn đoán Phương pháp xử lý Đa cộng tuyến Ma trận tương quan Hiệu chinh cách tính biến độc lập định Kiểm Wald Phương sai sai số khơng đóng hiệu chỉnh Tự tương quan Kiểm định Wooldridge Ước lượng Robust Sử dụng mơ hình hối quy với sai số hai chiều - Phân tách sai số: uit = yi + õt Thiếu biến đại diện cho nhân tố tác động từ bên ngồi doanh nghiệp (Giả định khuyết tật có xảy ra) + EĨt Trong yi đại diện cho nhân tố khác đơn vị chéo bất biến theo thời gian, ỗt đại diện cho nhân tố thay đổi theo thời gian tác động lên đơn vị chéo kỳ Bộ phận Eit khác đơn vị chéo thay đổi theo thời gian, giả định thỏa mãn điểu kiện sai số ngẫu nhiên mơ hình hổi quy tuyến tính cổ điển Ngn: Tác già xây dựng cơsờ tham khảo nghiên cứu tiêu biểu trước có liên quan BẢNG 3: THỐNG KẼ Mơ TẢ CÁC BIỄN TRONG MƠ HÌNH Biến Số quan Trung bình Độ lệch chuẩn Min Max sát SIZE 7050 27,4955 1,5068 21,8499 32,9225 NWC 7050 0,1784 0,2224 -0,3986 0,6659 D 7050 0,2731 0,1939 0,0000 0,8412 dROA 7050 -0,0060 0,1214 -0,5798 0,5135 dROE 7050 -0,0161 0,2436 -1,0969 0,8509 ACCR 7050 0,0335 0,1994 -0,7054 0,6964 DIV 7050 0,1462 0,1528 0,0000 0,4921 LOSS 7050 0,1288 0,3350 0,0000 1,0000 Nguón: Tinh toán cùa tác già phán mém stata thiên từ -0,3986 đến 0,6659 cho thấy, cấu tài sản DN có khác đáng kể Trong số DN lụa chọn cấu an toàn với vốn lưu động ròng dương, tài sản ngắn hạn dư thừa để bù đắp cho nợ ngắn hạn; đồng thời, vốn dài hạn dư thừa để tài trợ cho tài sản dài hạn, nhờ đảm bảo tính khoản có chi phí vốn cao số DN lại lựa chọn cấu mạo với khồn thấp giảm thiểu chi phí vốn Tuy nhiên, giá trị bình quân biến NWC 0,1784 > cho thấy đa phân DN thiên cấu an toàn Khoảng giá trị dROA từ -0,5798 đến 0,5135 dROE từ -1,0969 đến 0,8509 cho thấy, thay đổi khả sinh lời qua năm DN không ổn định Một số DN có khả sinh lời lao dốc mạnh giai đoạn khó khăn, ngược lại có trường hợp hồi phục tăng trưởng nhanh chóng, với ROA ROE biến động hàng chục điểm phần trăm so với năm trước Bên cạnh đó, khoảng biến thiên dROE rộng dROA, thay đổi ROE bị khuếch đại cấu vốn Giá trị bình quân dROA dROE âm, cho thấy tượng giảm ROA ROE qua năm phổ biến mẫu 82 Ma trận tương quan Ma trận tương quan cho thấy, tương quan biến độc lập mơ hình mức thấp, với độ lớn hệ số 0,5 Do đó, vấn đề đa cộng tuyến mơ hình khơng đáng lo ngại Kết hổi quy Đầu tiên, mơ hình (1) (2) ước lượng FEM REM Sau đó, kết kiểm định Hausman cho thấy FEM phù hợp Tiếp đó, kết kiểm định Wald hiệu chỉnh kiểm định Wooldridge cho thấy, mơ hình có tượng phương sai sai số không đồng tự tương quan, hệ số cần ước lượng lại theo phương pháp Robust, với kết tóm tắt Bảng Luận giải Biến SIZE mang dấu dương có ý nghĩa thống kê hai mơ hình, cho thấy nhân tố quy mơ tài sản có tác động tích cực tới thay đổi cùa khả sinh lời kỳ sau đóng vai trị tích cực dự báo khả sinh lời Kết giống với nghiên cứu Evans cộng (2017) khác với Yoo Kim (2015), Czarnitzki Kraft (2010) Như vậy, với DN niêm yết Việt Nam, tượng kinh tế quy mô chiếm ưu hẳn phi kinh tế quy mơ Nói cách khác, quy mơ đại đa số DN chưa tăng nhiều tói mức trở nên bất tương xứng với yếu tố đầu vào khác sản xuất, chưa khiến cho chi phí sản xuất đảo chiều tăng lên theo quy mô, gây ảnh hưởng tiêu cực tới khả sinh lời kỳ sau Tương tự, biến NWC mang dấu dương có ý nghĩa thống kê hai mơ hình, minh chứng cho quan hệ chiều tỷ trọng vốn lưu động ròng với mức thay đổi khả sinh lời kỳ sau TÀI CHÍNH - Tháng8/2022 BẢNG 4: MA TRẬN TƯƠNG QUAN GIỮA CÁC BIẾN TRONG MÔ HÌNH NWC SIZE dROA D dROE ACCR DIV SIZE 1,0000 NWC -0,2810 1,0000 D 0,3221 -0,4235 1,0000 dROA 0,0400 0,0124 -0,0303 1,0000 dROE 0,0395 0,0157 -0,0544 0,8244 1,0000 ACCR 0,0175 0,0595 -0,0717 0,2426 0,2061 1,0000 DIV -0,1612 0,0819 0,0018 -0,0380 -0,0579 -0,0470 1,0000 LOSS 0,0614 -0,1346 0,1673 -0,3997 -0,4387 -0,2232 0,1416 LOSS khác với Dickinson Sommers (2012), biểu cho mối quan hệ ngược chiều tỷ trọng nợ vay với mức thay đổi khả sinh lời kỳ sau vai trò tiêu cực cấu vốn dự báo khả sinh lòd Kết rằng, tỷ trọng nợ vay DN cao mức tối ưu, tác động tiêu cực chi phí tài 1,0000 Ngn: Tinh tốn tác giị trẽn phân mém Stata BẢNG 5: KÉT QUÀ ước LƯỢNG CÁC HỆ SỐ HÓI QUY CÙA MÕ H)NH (1) va (2) Biến íộí Kỳ vọng dấu hệ số hối quy Hệỉố SE Hệ số SE SIZE +/- 0,0201*** 0,0028 0,0420*** 0,0057 NWC +/- 0,0552*** 0,0133 0,1276*** 0,0253 D +/- -0,0100 0,0193 -0,0848** 0,0367 dROA - -0,4209*** 0,0258 Mơ hình (1) dROE MỒ hình (2) -0,4124*** 0,0224 ACCR + -0,0778*** 0,0189 -0,1223*** 0,0299 DIV +/- -0,0427*** 0,0128 -0,0876*** 0,0243 LOSS +/- 0,0952*** 0,0075 0,2066*** 0,0167 ** *** lán lượt chì mức ý nghĩa thống kê 5% % cao lấn át tác động tích cực chắn thuế mà khoản nợ mang lại Hai biến dROA dROE đại diện cho mức thay đổi khả sinh lời q khứ mơ hình (1) (2) có dấu âm, giống với kỳ vọng có ý nghĩa thống kê, tương tự với kết nghiên cứu Fama French (2000), Allen Salim (2005), Altunbas cộng (2008), minh chứng cho mối quan hệ ngược chiều mức thay đổi khả sinh lời kỳ trước vói kỳ sau Nếu kỳ trước, mức thay đổi khả sinh lời Ngn: Tính tốn tác già phán mém Stata vai trị tích cực cấu tài sản dự báo khả sinh lời Với DN niêm yết Việt Nam nói chung, tỷ trọng vốn lun động ròng, dường thấp mức tối ưu mà tổng chi phí quản lý vốn lưu động rịng tối thiểu hóa, nên gia tăng theo hướng tiệm cận mức tối un khiến chi phí nghịch biến giảm nhiều mức tăng chi phí đồng biến, dẫn tói tổng chi phí quản lý vốn lun động rịng giảm, tác động tích cực đến khả sinh lời kỳ sau, kết kiểm định phản ánh Biến D có ý nghĩa thống kê mơ hình (2), khơng có ý nghĩa thống kê mơ hình (1) Kết phản ánh chất mối quan hệ cấu vốn với tiêu dROAt+1 dROEt+1 Trong nghiên cứu này, ROA đo lường tỷ lệ led nhuận hoạt động tổng tài sản bình quân, mà lý thuyết lợi nhuận hoạt động quy mô tài sản không bị ảnh hưởng trực tiếp cấu vốn, nên ROA mức thay đổi (dROA) khơng bị tác động trực tiếp nhân tố ROE dROE Trong mơ hình (2), dấu D âm, tương tự kết Yoo Kim (2015) có giá trị cao đến kỳ sau, mức thay đổi khả sinh lời có xu hướng mang giá trị thấp ngược lại Chẳng hạn như: Nếu khả sinh lời DN tăng mạnh năm so vói năm ngoái, biểu dROA dROE năm cao, theo quy luật trên, dROA dROE dự báo cho năm sau thấp, chí âm, hàm ý ROA ROE năm có xu hướng giảm, ngược với chiều thay đổi ROA ROE năm để cân lại khả sinh lời DN Kê dROA dROE dự báo cho năm sau mang giá trị dương giá trị cao so với dROA dROE năm nay, hàm ý cho dù khả sinh lời năm dự báo tăng mức tăng phải thấp đáng kể so với năm nay, tức khả sinh lời tăng chậm lại Trong trường hợp dROA dROE năm thấp dự báo theo xu hướng ngược lại Quy luật giúp cân khả sinh lời DN theo thời gian, góp phần điều chỉnh biến động cực đoan khả sinh lời, không cho chúng kéo dài lâu 851 ìặ TÀI CHÍNH - KINH DOANH AHBHHHBBHMBHMHI Biến ACCR có ý nghĩa thống kê hai mô khả sinh lời: Sự tồn khoản lỗ hình nhung lại mang dấu âm, trái với kỳ vọng thúc đẩy DN nỗ lực để cải thiện khả sinh lời kết nghiên cứu trước đây, thể tương lai quan hệ ngược chiều tỷ trọng khoản dồn tích với mức thay đổi khả sinh lời kỳ sau Kết luận Nghiên cứu làm sáng tỏ vai trò nhân vai trò tiêu cực cấu lợi nhuận khứ dự báo khả sinh lời Trước hết, điều tố tài nội dự báo khả sinh lời khơng có nghĩa tỷ trọng khoản dồn tích DN Việt Nam Trong đó, quy mơ tài sản, tăng khả sinh lời dự báo cho kỳ sau cấu tài sản khoản lỗ có vai trị tích cực giảm, mà có nghĩa mức thay đổi khả sinh lời kỳ sau có xu hướng trở nên thấp (nhưng mang giá trị dương, tức khả sinh lời kỳ sau dự báo tăng, tăng hơn) Giả thuyết đặt khoản dồn tích có phân lợi nhuận khó chuyển hóa thành thực thu, tỷ trọng khoản dồn tích tăng khoản nợ khó địi trở nên nhiều hơn, ảnh hưởng tiêu cực tới cải thiện khả sinh lời cho kỳ sau Biến DIV mang dấu âm có ý nghĩa thống kê hai mơ hình, giống với kết nghiên cứu Grullon cộng (2005), Penman (1983) khác với Ham cộng (2020), Khan cộng (2019), Evans cộng (2017), cho thấy cổ tức có quan hệ ngược chiều với thay đổi khả sinh lời kỳ sau có vai trị tiêu cực dự báo khả sinh lời Như vậy, tương lai gần, tác động tiêu cực gia tăng chi phí vốn DN chi trả nhiều cổ tức hơn, giữ lại lợi nhuận lệ thuộc nhiều vào phương thức huy động vốn từ bên ngồi lấn át tác động tích cực hiệu ứng phát tín hiệu từ chi trả tức, khiến tác động nhân tố cổ tức thiên tiêu cực Biến LOSS có dấu dương có ý nghĩa thống kê hai mơ hình, giống với kết nghiên cứu Fama French (2000), minh chứng cho quan hệ chiều khoản lỗ với mức thay đổi khả sinh lời kỳ sau Kết hàm ý rằng, DN niêm yết Việt Nam cố gắng xử lý khoản lỗ, không để chúng tồn lâu tới mức gây ảnh hưởng tiêu cực tới khả sinh lời tương lai Một giả thuyết khác khoản lỗ phát sinh biến cố thời, khơng kéo dài biến cố chấm dứt khả sinh lời DN trở mức ổn định lúc trước, biểu mức thay đổi khả sinh lời kỳ có xu hướng mang giá trị dương cao, bù đắp cho sụt giảm đột ngột khả sinh lời kỳ trước Như vậy, khoản lỗ thường bị xem tượng tiêu cực thực tế chúng lại đóng vai trị tích cực dự báo 84 cấu vốn, mức thay đổi cấu lợi nhuận khứ cổ tức có vai trị tiêu cực Các DN cần tích hợp nhân tố vào mơ hình dự báo khả sinh lời nói riêng dự báo tài nói chung phần kế hoạch hóa tài Nghiên cứu xét tác động nhân tố nội tới khả sinh lời kỳ sau nên hàm ý rút chủ yếu phục vụ cho dự báo tài ngắn hạn Trong tương lai, cần có thêm nghiên cứu mở rộng tác động nhân tố tới khả sinh lời kỳ xa nữa, góp phần làm rõ vai trị chúng dự báo tài ngắn hạn dài hạn V* Tài liệu tham khảo: Đỗ Hóng Nhung, Phạm Văn Tuệ Nhũ, Trán Mạnh Dũng & Lê Thu Thủy (2020), Sustainable Earnings and Its Forecast: The Case of Vietnam Journal ofAsian Finance, Economics and Business, 7(3), pp 73-85; Allen, D E & Salim, H M., (2005), Forecasting profitability and earnings: A study of the UK market (1982-2000) Applied Economics, 37(17), pp 2009-2018; Altunbas, Ỵ., Karagiannis, A., Liu, M.-H & Tourani-Rad, A., (2008), Mean reversion of profitability: Evidence from the European-listed firms Managerial Finance, 34(11), p 799-815; Ball, R., Gerakos, J., Linnainmaa, J & Nikolaev, V, (2016), Accruals, cash flows, and operating profitability in the cross section of stock returns Journal of Financial Economics, Volume 121, pp 28-45; Bieniasz, A & Goias, z„ (2011), The Influence of Working Capital Management on the Food Industry Enterprises Profitability Contemporary Economics, 05(04), pp 68-81; Czarnitzki, D & Kraft, K, (2010), On the Profitability of Innovative Assets Journal ofApplied Economics, 42(15), pp 1941-1953; Dhakal, N & Shah, A., (2018), Dividend Policy, Share Price and Future Journal of Business and Social Sciences Research, (1), pp 89-110; Dickinson, V & Sommers, G A., (2012), Which competitive efforts lead to future abnormal economic rents? Using accounting ratios to assess competitive advantage Journal of Business Finance & Accounting, 4,39(34), pp 360-398 Thông tin tác giả: Phạm Văn Tuệ Nhã - Trường Đại học Kinh tế Quốc dân Email: nhapvt@neu.edu.vn ... lợi nhuận khứ dự báo khả sinh lời Trước hết, điều tố tài nội dự báo khả sinh lời khơng có nghĩa tỷ trọng khoản dồn tích DN Việt Nam Trong đó, quy mơ tài sản, tăng khả sinh lời dự báo cho kỳ sau... thay đổi khả sinh lời kỳ trước vói kỳ sau Nếu kỳ trước, mức thay đổi khả sinh lời Ngn: Tính tốn tác già phán mém Stata vai trị tích cực cấu tài sản dự báo khả sinh lời Với DN niêm yết Việt Nam nói... lợi nhuận khứ có vai trò định dự báo khả sinh lời Phương pháp nghiên cứu Tác động nhân tố tài nội kỳ trước tới khả sinh lời kỳ sau kiểm định phương pháp kinh tế lượng Những nhân tố xác định gây