Kết Quả Kiểm Định Mô Hình Tác Động Roa Dài Hạn

4.2.3. Kết quả hồi quy

Trước hết, các mô hình tác động ROA và ROE dài hạn được ước lượng bằng phương pháp FEM và REM. Sau đó, kiểm định Hausman được tiến hành cho thấy FEM là mô hình phù hợp hơn. Tuy nhiên, kết quả kiểm định Wald hiệu chỉnh và kiểm định Wooldridge sau đó cho thấy các mô hình trên mắc phải hiện tượng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan, do đó cần hiệu chỉnh bằng ước lượng Robust cluster. Kết quả chi tiết ước lượng các mô hình tác động dài hạn sau hiệu chỉnh được trình bày trong phụ lục 2. Bên cạnh đó, hệ số VIF cũng được xác định cho mỗi mô hình và đều có mức giá trị thấp dưới 5,0, một lần nữa cho thấy vấn đề đa cộng tuyến trong các mô hình tác động dài hạn là không đáng lo ngại (Phụ lục 3). Thêm nữa, mức ý nghĩa thống kê của kiểm định F cho mỗi mô hình tác động dài hạn đều thấp hơn 5% (phụ lục 2), cho thấy các mô hình này là phù hợp – các hệ số hồi quy không đồng thời bằng 0 về mặt thống kê.

4.2.3.1. Mô hình tác động ROA

Kết quả kiểm định cho thấy trong các mô hình ROA với k = 1 → 5, một số biến độc lập được ước lượng có ý nghĩa thống kê. Khi k đạt đến 6, tất cả các biến độc lập đều trở nên không còn ý nghĩa thống kê nữa. Do đó, có thể xem k = 6 là mốc mà tại đó tác động của các nhân tố nội tại tới ROA tương lai đã chấm dứt, nói cách khác các nhân tố này chỉ tác động khả năng sinh lời tới 5 năm sau là cùng và nghiên cứu không tiến hành kiểm định xa hơn.

Bảng 4.9. Kết quả kiểm định mô hình tác động ROA dài hạn

k=1		k=2		k=3		k=4		k=5		k=6
	Coef.	SE	Coef.	SE	Coef.	SE	Coef.	SE	Coef.	SE	Coef.	SE
ROA	0,13074**	0,06378	-0,1217*	0,07075	-0,0058	0,09336	-0,1051*	0,05646	-0,0187	0,08422	0.12906	0.10278
ACCR	-0,0552*	0,03078	0,03946*	0,01992	-0,0338***	0,01194	-0,0513***	0,01753	0,06078***	0,01612	-0.00990	0.02618
TAGR	-0,0023	0,00141	0,00152*	0,00079	-0,0006	0,00084	0,00155**	0,00064	-0,0002	0,00087	-0.00015	0.00098
D	0,00454***	0,00117	0,00663**	0,00313	0,00259	0,0035	0,00537**	0,00239	0,00908	0,00849	-0.00191	0.00581
NWC	0,06377**	0,02706	0,03486	0,03606	0,02521	0,03007	0,04537	0,04155	0,06022	0,05142	-0.01222	0.04398
lnTA	-0,038***	0,01267	-0,0068	0,00657	-0,009	0,0071	0,00836	0,00964	0,02107**	0,01014	0.00100	0.00768
DIV	-0,0006***	0,00011	-0,0002*	0,0001	0,00037***	9,7E-05	0,00046***	6,8E-05	0,00034***	0,00012	0.00719	0.00555

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 197 trang tài liệu này.

*,**,*** lần lượt chỉ mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%

Nguồn: Tính toán của tác giả trên phần mềm Stata

 Lợi nhuận quá khứ

Biến ROA có độ tin cậy thống kê cao nhất trong mô hình tác động ROA của 1 năm sau (p-value < 5%). Độ tin cậy thống kê của biến này giảm trong những năm sau đó, có năm trở nên không có ý nghĩa về mặt thống kê (k = 3 và 5). Do đó có thể nói khả năng sinh lời của kỳ hiện tại đo lường bằng ROA gây ra tác động tới khả năng sinh lời của kỳ tương lai ngay sau đó nhưng tác động này trở nên yếu đi trong những năm tiếp theo. Dấu hệ số hồi quy của biến này trong mô hình tác động ROAt+1 là dương cho thấy tác động này là tích cực đối với kỳ tương lai gần nhất, nhưng lại trở thành âm trong các năm sau đó (k = 2 → 5) có thể do hiện tượng đảo chiều suất sinh lời về mức bình quân. Các nghiên cứu thực nghiệm trước đây trên thế giới cũng xác nhận tác động của nhân tố này thường là âm với cách lý giải như trên, tuy nhiên tác động ngược chiều đó được quan sát thấy một cách rõ nét ngay trong năm kế tiếp (k = 1). Do đó, dường như hiện tượng đảo chiều suất sinh lời về mức bình quân của các doanh nghiệp ngành chế biến thực phẩm tại Việt Nam diễn ra chậm hơn so với kinh nghiệm nghiên cứu của quốc tế. Tuy vậy, để có thể đưa ra kết luận chắc chắn hơn về tác động của nhân tố lợi nhuận hiện tại tới khả năng sinh lời tương lai, cần đối chiếu thêm với kết quả kiểm định của mô hình tác động ROE dài hạn bên dưới.

 Cấu trúc lợi nhuận

Biến ACCR có độ tin cậy thống kê cao trong tất cả các mô hình tác động ROA (k = 1 → 5) là bằng chứng thực nghiệm cho tác động của cấu trúc lợi nhuận đo lường thông qua tỷ trọng lợi nhuận dồn tích ở hiện tại tới khả năng sinh lời trong các năm tiếp theo. Tuy nhiên, dấu hệ số hồi quy của biến này trong các mô hình lại không thống nhất mà lại có xu hướng đảo chiều. Xét riêng năm đầu tiên (k = 1) thì dấu hệ số này là âm, hàm ý rằng tỷ trọng lợi nhuận dồn tích ở hiện tại càng cao thì càng có xu hướng làm giảm ROA của 1 năm sau. Trong ba mô hình mà biến này có độ tin cậy thống kê cao nhất (p-value < 1%) thì có tới hai mô hình cho kết quả kiểm định hệ số hồi quy biến này là âm (k = 3 và 4). Kết quả này có phần khác biệt với những nghiên cứu trước đây của Sloan (1996), Xie (2001), Oei và cộng sự (2006), Richardson và cộng sự (2005), Ball và cộng sự (2016) vốn xác nhận mối quan hệ giữa lợi nhuận dồn tích và khả năng sinh lời tương lai là cùng chiều. Điều này có thể xuất phát từ đặc thù ngành công nghiệp chế biến thực phẩm của Việt Nam với các khoản phải thu thường có thời gian đáo hạn ngắn, thu hồi nhanh, chu kỳ hoạt động ngắn, các khoản lợi nhuận dồn tích cũng phải được chuyển hóa thành thực thu trong thời gian ngắn để đảm bảo doanh nghiệp quay vòng vốn nhanh. Nếu các khoản lợi nhuận dồn tích tồn tại lâu dài từ năm này qua năm khác

thì đó là dấu hiệu tiêu cực, cho thấy doanh nghiệp đang gặp khó khăn trong việc thu hồi những khoản dồn tích đó, khiến kết quả kinh doanh trong tương lai bị ảnh hưởng. Do đó, trong mô hình kiểm định tác động ngắn hạn ở phần trên, nhân tố lợi nhuận dồn tích được xác định là có tác động tích cực trong ngắn hạn tới khả năng sinh lời nhưng trong mô hình kiểm định tác động dài hạn (ROA) thì ngược lại.

 Tăng trưởng tài sản

Tác động của biến TAGR chỉ có ý nghĩa thống kê trong mô hình tác động ROA của 2 và 4 năm sau. Sở dĩ tác động của biến này không thể hiện rõ trong mô hình tác động ROAt+1 có thể là vì trong những khoản đầu tư bổ sung vào tổng tài sản ở hiện tại có bao gồm cả đầu tư dài hạn mà những lợi ích của chúng chỉ được quan sát thấy trong nhiều năm sau, ví dụ như năm thứ hai và thứ tư kể từ hiện tại như kết quả kiểm định đã chỉ ra. Điều này cũng tương đồng với kết quả kiểm định tác động ngắn hạn của đầu tư tài sản tới khả năng sinh lời ở phần trên, theo đó tác động của đầu tư tài sản ở hiện tại không được thể hiện rõ ràng ngay trong các quý tiếp theo trong vòng 1 năm. Trong các mô hình ROAt+2 và ROAt+4, dấu hệ số của TAGR đều là dương, cho thấy gia tăng đầu tư tổng tài sản có xu hướng giúp cải thiện ROA tương lai của những năm sau. Kết quả này tương tự với các nghiên cứu trước đây của Lee (2014), Yoo và Kim (2015) tại Hàn Quốc, Jiang và cộng sự (2006) tại Đài Loan, nhưng lại khác với kết quả của Fairfield và cộng sự (2003), Richardson và cộng sự (2003), Dickinson và Sommers (2011) tại Mỹ, cho thấy chiều tác động của tăng trưởng tài sản tới khả năng sinh lời của các doanh nghiệp tại các nền kinh tế Á Đông có sự tương đồng với nhau nhưng lại khác biệt với nền kinh tế Âu Mỹ.

 Cơ cấu vốn

Biến D có độ tin cậy thống kê cao nhất trong mô hình tác động ROAt+1. Độ tin cậy của biến này giảm xuống trong mô hình k = 2 và trở nên không có ý nghĩa thống kê với k = 3 trở đi. Như vậy, tính riêng trong 3 năm kể từ kỳ hiện tại thì tác động của nhân tố cấu trúc vốn tới khả năng sinh lời tương lai càng về sau càng trở nên mờ nhạt hơn. Điều này là hoàn toàn hợp lý bởi trong cấu trúc vốn của doanh nghiệp thường có cả nợ ngắn hạn và dài hạn, đặc biệt các doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam còn có đặc thù là tỷ trọng nợ ngắn hạn luôn trội hơn. Các khoản nợ ngắn hạn có thời gian đáo hạn không quá 1 năm nên được dự kiến là chỉ tác động tới kết quả kinh doanh trong khoảng thời gian đó, còn các khoản nợ dài hạn có thể tác động lâu dài hơn nhưng lại chiếm tỷ trọng không nhiều. Do cấu trúc đáo hạn của nợ bị kéo lệch về phía nợ ngắn hạn nhiều hơn nên kết quả là tác động của toàn bộ hỗn hợp nợ ở hiện tại tới kết quả kinh doanh tương lai chỉ có thể kéo dài trong một hai năm chứ không thể lâu hơn, như kết

quả kiểm định cho thấy. Bên cạnh đó, dấu hệ số hồi quy của biến D trong tất cả các mô hình tác động ROA đều là dương, tương tự kết quả nghiên cứu của Zhou (2006), Stierwald (2009), Dickinson và Sommers (2011), nhưng khác với Yoo và Kim (2015) và Ibendahl (2016), cho thấy việc sử dụng nợ vay góp phần làm tăng tỷ lệ sinh lời dự kiến trong dài hạn của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm tại Việt Nam. Cũng có thể hiểu là tỷ trọng nợ của hầu hết các doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong thời gian qua được duy trì ở mức không vướt quá mức tối ưu, do đó lợi ích của đòn bẩy tài chính trội hơn so với chi phí rủi ro tài chính gia tăng, nhờ vậy cải thiện tỷ lệ sinh lời dự kiến của doanh nghiệp. Nói chung, nếu so sánh với kết quả kiểm định mô hình tác động ROA ngắn hạn ở phần trên thì tác động của nhân tố cấu trúc vốn hiện tại được thể hiện rõ hơn và thống nhất hơn trong mô hình tác động ROA dài hạn.

 Vốn lưu động ròng

Biến NWC chỉ có ý nghĩa thống kê trong mô hình ROAt+1, cho thấy nhân tố vốn lưu động ròng ở cuối kỳ hiện tại chỉ gây ra tác động tới khả năng sinh lời trong vòng 1 năm sau chứ không tác động đáng kể về mặt thống kê tới khả năng sinh lời từ năm thứ 2 trở đi. Kết quả này phản ánh đúng bản chất thời gian tồn tại ngắn và lưu chuyển nhanh của vốn lưu động ròng nhất là đối với ngành chế biến thực phẩm vốn có đặc thù là không thể duy trì các bộ phận của vốn lưu động quá lâu, cần quay vòng vốn lưu động nhanh chóng hơn nhiều so với nhiều ngành khác như xây dựng, bất động sản... Chẳng hạn, một trong những bộ phận chiếm tỷ trọng lớn của vốn lưu động của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm là hàng tồn kho, bao gồm nguyên liệu thực phẩm tươi sống, nguyên liệu đã qua chế biến hay các loại đồ ăn uống là sản phẩm hoàn chỉnh chưa xuất kho ... nói chung đều cần được tiêu thụ nhanh chóng, nếu bảo quản quá lâu sẽ gây tốn kém chi phí lưu kho, đồng thời nhanh bị giảm giá trị do ôi hỏng, biến chất, ... Bên cạnh đó, các khoản phải thu, phải trả, ... của những doanh nghiệp thuộc ngành này cũng thường có thời gian đáo hạn ngắn, được thu hồi hoặc phải thanh toán tương đối nhanh do tính chất chu kỳ hoạt động tổng thể thường ngắn hơn so với những ngành khác. Xét về dấu hệ số hồi quy, biến này có hệ số dương cho thấy quy mô vốn lưu động ròng ở cuối kỳ hiện tại có quan hệ cùng chiều với ROA 1 năm sau, giống như trong mô hình tác động ROA ngắn hạn của 2 và 3 quý sau tính từ hiện tại. Như vậy, việc tích trữ vốn lưu động ròng là điều kiện cần thiết để đảm bảo khả năng sinh lời trong dài hạn hoặc ít nhất trong 1 năm sau.

 Quy mô doanh nghiệp

Biến lnTA có ý nghĩa thống kê cao nhất trong mô hình ROA của 1 năm sau (p- value < 1%) nhưng không có ý nghĩa thống kê trong mô hình ROA của giai đoạn 2-4 năm sau. Nói chung, do quy mô doanh nghiệp thay đổi hàng năm nên khối tài sản của

doanh nghiệp ở cuối mỗi năm chỉ có thể tác động đáng kể về mặt thống kê tới kết quả kinh doanh của năm ngay sau đó là cùng. Bên cạnh đó, dấu hệ số hồi quy của biến này trong mô hình tác động ROAt+1 là âm, một lần nữa cho thấy hiện tượng phản quy mô kinh tế đã xảy ra với các doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong thời gian qua, tương tự như kết quả kiểm định tác động của biến này trong các mô hình kiểm định tác động ngắn hạn nêu trên. Kết quả này tương tự với các nghiên cứu của Czarnitzki và Kraft (2010), Yoo và Kim (2015) nhưng lại khác với nghiên cứu của Evans và cộng sự (2017).

 Cổ tức

Biến DIV đại diện cho nhân tố cổ tức là nhân tố đặc thù của các nhóm mô hình tác động dài hạn (thường không xuất hiện trong các mô hình tác động ngắn hạn vì không có số liệu hàng quý). Biến này có độ tin cậy thống kê cao trong tất cả các mô hình tác động ROA trong phạm vi 5 năm kể từ hiện tại. Kết quả này không mâu thuẫn với những nghiên cứu trước đây nhưng có điểm mới là phát hiện tác động của cổ tức tới lợi nhuận tương lai được duy trì tới cả các năm thứ 3, 4 và 5 chứ không giới hạn trong hai năm đầu tiên hoặc thậm chí chỉ 1 năm duy nhất như trong các nghiên cứu trước (Các nghiên cứu trước không xét tới hoặc không tìm thấy tác động của cổ tức tới lợi nhuận xa hơn mốc k = 2). Điều này là minh chứng cho vai trò đặc biệt quan trọng của cổ tức trong dự báo lợi nhuận nhiều năm tiếp theo của các doanh nghiệp CBTP Việt Nam.

Tuy nhiên, trong các mô hình tác động ROA dài hạn, dấu hệ số hồi quy của biến này lại không đồng nhất. Cụ thể, trong mô hình tác động ROAt+1 và ROAt+2, dấu hệ số của DIV là âm, ám chỉ tác động tiêu cực của cổ tức được chi trả trong kỳ hiện tại tới ROA của 1 và 2 năm sau; trong mô hình tác động ROAt+3, ROAt+4 và ROAt+5, dấu hệ số của biến này lại là dương, ám chỉ tác động tích cực của cổ tức tới ROA của 3, 4 và 5 năm sau. Về cơ bản, kết quả dấu hồi quy như vậy không trái ngược với những nghiên cứu trước, bởi các nghiên cứu của quốc tế trước đây cũng đưa ra những kết luận rất khác nhau về chiều tác động của cổ tức tới lợi nhuận tương lai, bao gồm cả tác động tích cực (Nissim và Ziv, 2001; Zhou, 2006; Evans và cộng sự, 2017; Gou và cộng sự, 2015), tiêu cực (Penman, 1983; Grullon và cộng sự, 2005); thậm chí không có ý nghĩa thống kê (DeAngelo và Skinner, 1996; Benartzi và cộng sự, 1997). Với trường hợp của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm tại Việt Nam, việc gia tăng tỷ lệ chi trả cổ tức ở hiện tại có xu hướng làm giảm ROA trước mắt trong vòng 1-2 năm sau. Điều này có thể được lý giải một cách đơn giản là khi doanh nghiệp chi trả nhiều cổ tức hơn thì trong tương lai gần sẽ có ít vốn nội bộ hơn và do đó phải huy động thêm vốn từ bên ngoài nhiều hơn, dẫn tới gia tăng chi phí nguồn tài trợ và khiến lợi nhuận tương lai giảm. Tuy nhiên, sự gia tăng chi trả cổ tức lại là một tín hiệu tích cực về khả năng sinh lời dự kiến của nhiều

năm sau mà cụ thể là 3-5 năm tính từ hiện tại trong trường hợp của nghiên cứu này. Hiện tượng này có thể được giải thích dựa trên lý thuyết về hiệu ứng phát tín hiệu của cổ tức (Lintner, 1956; Miller và Modigliani, 1961), theo đó việc một doanh nghiệp gia tăng mức chi trả cổ tức ở hiện tại là dấu hiệu cho thấy doanh nghiệp đó đủ tự tin vào khả năng sinh lời trong tương để có thể tiếp tục duy trì mức chi trả cổ tức đó và làm hài lòng các cổ đông. Tóm lại, với trường hợp của các doanh nghiệp chế biến thực phẩm niêm yết tại Việt Nam, nhân tố cổ tức có thể mang tương quan tích cực và tiêu cực với khả năng sinh lời tương lai theo đúng các lý thuyết đã nói, tuy nhiên trong một vài năm đầu, tác động tiêu cực có thể trội hơn khiến khả năng sinh lời trong giai đoạn này được dự báo là sẽ giảm, còn với những năm sau đó, tác động tích cực lại trội hơn khiến khả năng sinh lời về lâu dài được dự báo là sẽ tăng.

4.2.3.2. Mô hình tác động ROE

Tương tự như với nhóm mô hình tác động ROA dài hạn, kết quả kiểm định nhóm mô hình ROE dài hạn cho thấy các biến độc lập chỉ có ý nghĩa thống kê khi k = 1 → 5. Khi k đạt đến 6, tất cả các biến độc lập đều trở nên không còn ý nghĩa thống kê. Do đó, có thể xem k = 6 là mốc mà tại đó tác động của các nhân tố nội tại tới ROE tương lai đã chấm dứt, nói cách khác các nhân tố này chỉ tác động tới khả năng sinh lời của 5 năm sau là cùng và nghiên cứu không tiến hành kiểm định xa hơn.

Bảng 4.10. Kết quả kiểm định mô hình tác động ROE dài hạn

k=1		k=2		k=3		k=4		k=5		k=6
	Coef.	SE	Coef.	SE	Coef.	SE	Coef.	SE	Coef.	SE	Coef.	SE
ROE	0,04979	0,097	-0,1546**	0,07128	0,17945	0,23773	-0,1801	0,11207	-0,148	0,13327	0.21996	0.18923
ACCR	-0,0026	0,05297	0,05296	0,03434	-0,0842*	0,04807	-0,0521**	0,02316	0,0956**	0,03544	-0.0181	0.06259
TAGR	-0,0063***	0,00232	0,00057	0,0014	-0,003	0,00286	0,00394**	0,00187	-0,0005	0,00204	-0.0016	0.00348
D	0,08375	0,09036	0,14369	0,11374	0,02389	0,10164	-0,025	0,12496	-0,0092	0,14305	-0.13867	0.13745
NWC	-0,0695***	0,01993	-0,0173	0,03258	0,02445	0,0238	-0,0527	0,05213	0,04552	0,04692	-0.05471	0.06091
lnTA	-0,0817***	0,02523	-0,0242	0,01471	-0,0195	0,01591	0,00216	0,01711	0,03372**	0,01725	0.00475	0.01672
DIV	-0,0047***	0,00029	-0,002***	0,00032	0,00287***	0,00029	0,00212***	0,00029	0,00129***	0,0004	0.00724	0.01472

*,**,*** lần lượt chỉ mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%

Nguồn: Tính toán của tác giả trên phần mềm Stata

 Lợi nhuận quá khứ

ROE kỳ hiện tại gây ra tác động có ý nghĩa thống kê tới ROEt+2. Tuy nhiên biến này lại có độ tin cậy thống kê thấp trong các mô hình tác động ROE của những năm còn lại, kể cả năm kế tiếp ngay sau kỳ hiện tại. Trong mô hình tác động ROEt+2, hệ số hồi

quy của biến ROE kỳ hiện tại có dấu âm. Kết quả này cũng tương tự như kết quả kiểm định tác động của biến ROA kỳ hiện tại tới ROAt+2 ở phần trên (Biến ROA kỳ hiện tại cũng có dấu âm và có độ tin cậy thống kê cao trong mô hình với k = 2). Từ đó có thể kết luận rằng hiện tượng đảo chiều suất sinh lợi về mức bình quân đối có tồn tại trên thực tế, tuy nhiên với trường hợp của các doanh nghiệp ngành chế biến thực phẩm ở Việt Nam thì hiện tượng này dường như diễn ra chậm hơn so với kinh nghiệm rút ra từ những nghiên cứu trước đó, phải đến hai năm sau mới bộc lộ rõ ràng. Bên cạnh đó, nếu không kể trường hợp k = 3 thì dấu của cả biến ROA và ROE kỳ hiện tại trong các mô hình tác động dài hạn tương ứng đều giống nhau, cho thấy sự thống nhất đáng kể về chiều tác động dài hạn của nhân tố khả năng sinh lời hiện tại dù được đo lường bằng những chỉ tiêu khác nhau tới khả năng sinh lời những năm sau của doanh nghiệp.

 Cấu trúc lợi nhuận

Biến ACCR có độ tin cậy thống kê cao trong các mô hình tác động ROE của 3, 4 và 5 năm sau, tuy nhiên tác động của nó trong mô hình tác động ROE 1 và 2 năm sau lại không có ý nghĩa thống kê. Như vậy, tác động dài hạn của nhân tố cấu trúc lợi nhuận tới khả năng sinh lời đo lường bằng ROE tương lai không rõ rệt như khi đo lường bằng ROA. Tuy nhiên, nếu chỉ xét riêng về dấu hệ số hồi quy thì dấu của biến ACCR trong hai nhóm mô hình là hoàn toàn như nhau, cho thấy sự thống nhất trong kết quả kiểm định về chiều tác động của lợi nhuận dồn tích tới khả năng sinh lời tương lai bất kể được đo lường bẳng ROA hay ROE. Do đó, tác động của nhân tố lợi nhuận dồn tích tới ROE tương lai cũng có thể được lý giải tương tự như kết quả kiểm định trước đó của nó trong mô hình ROA.

 Tăng trưởng tài sản

Biến TAGR có ý nghĩa thống kê cao trong mô hình tác động ROEt+1. Không chỉ vậy, dấu của TAGR trong mô hình này là âm, hàm ý rằng gia tăng đầu tư tài sản có thể làm giảm ROE dự kiến của 1 năm sau. Một lần nữa, điều này có thể được giải thích là do trong những khoản đầu tư tổng tài sản có bao gồm đầu tư dài hạn mà tác động của chúng chưa bộc lộ ra ngay trong năm đầu tiên. Tuy nhiên, cũng giống như trong mô hình tác động ROAt+4, biến TAGR cũng gây ra tác động dương và có ý nghĩa thống kê trong mô hình tác động ROEt+4, càng cho thấy rằng cần phải mất một số năm nhất định thì doanh nghiệp mới có thể thu được lợi nhuận từ các khoản đầu tư bổ sung vào tổng tài sản từ trước đó, đặc biệt là những khoản đầu tư dài hạn. Như vậy, về phương diện dự báo tài chính, nhân tố đầu tư tài sản thể hiện vai trò của nó một cách rõ nét hơn trong dự báo khả năng sinh lời của nhiều năm về sau hơn là trong những năm ngay trước mắt.

 Cơ cấu vốn

Biến D có độ tin cậy thống kê không cao trong tất cả các mô hình tác động ROE dài hạn. Kết quả này có phần khác biệt với ý nghĩa thống kê của D trong các mô hình tác động ROA dài hạn nêu trên (có ý nghĩa thống kê trong các mô hình tác động ROA với k = 1, 2 và 4). Tuy nhiên, nếu xét riêng về dấu của hệ số hồi quy thì biến này luôn có hệ số dương trong các mô hình tác động ROE với k = 1 → 3, tương tự mô hình ROA cùng khoảng thời gian đó. Kết hợp với kết quả kiểm định biến này trong các mô hình tác động ROA dài hạn nêu trên, không thể phủ nhận rằng việc sử dụng đòn bẩy tài chính có thể đem lại lợi ích cải thiện tỷ lệ sinh lời dự kiến cho các doanh nghiệp chế biến thực phẩm. Tuy nhiên, ý nghĩa về mặt thống kê của tác động này tạm thời vẫn cần được nghiên cứu thêm. Về cơ bản, các kết quả này không mâu thuẫn với những nghiên cứu trước đây, bởi chiều tác động của cơ cấu vốn tới khả năng sinh lời trong các nghiên cứu thực nghiệm vốn không thống nhất với nhau.

 Vốn lưu động ròng

Biến NWC chỉ có độ tin cậy thống kê cao trong mô hình tác động ROE của 1 năm sau, tương tự như trong mô hình tác động ROA nêu trên. Điều này một lần nữa cho thấy khả năng tác động của nhân tố vốn lưu động ròng ở cuối mỗi năm tới dự bảo tỷ lệ sinh lời năm tiếp theo của doanh nghiệp. Tuy nhiên, biến NWC trong mô hình tác động ROEt+1 lại mang dấu âm, hàm ý rằng sự gia tăng quy mô vốn lưu động ròng (tính theo tỷ lệ trên vốn chủ sở hữu) ở cuối năm trước có xu hướng làm giảm tỷ lệ sinh lời dự kiến của năm tiếp theo. Kết quả này tuy khác với mô hình tác động ROA dài hạn nhưng lại giống với các mô hình tác động ROE ngắn hạn (Biến NWC có dấu âm trong tất cả các mô hình tác động ROE ngắn hạn), do đó về cơ bản có thể được giải thích tương tự như đối với các mô hình tác động ROE ngắn hạn. Trước hết, hai nhóm mô hình ROA và ROE sử dụng các chỉ tiêu khác nhau đại diện cho khả năng sinh lời, trong đó ROE chịu tác động trực tiếp của yếu tố cơ cấu vốn còn ROA thì không. Sự gia tăng quy mô vốn lưu động ròng chỉ có thể tác động tích cực tới tình hình kinh doanh trong tương lai nếu sự đầu tư này được tài trợ bởi một cơ cấu vốn bổ sung hợp lý và ngược lại. Một cách lý giải khác là việc tăng quy mô vốn lưu động ròng đồng nghĩa với tăng quy mô của một số tài sản ngắn hạn như tiền mặt hoặc tồn kho hoặc giảm quy mô nợ kinh doanh ngắn hạn như phải trả nhà cung cấp, phải nộp ngân sách,... Trường hợp doanh nghiệp tăng dự trữ tiền hoặc nguyên liệu, tất yếu chi phí cơ hội của nắm giữ tiền mặt và đầu tư vào nguyên liệu cùng với chi phí lưu kho sẽ tăng trong khi chi phí giao dịch để tạo ra tiền (bằng cách bán chứng khoán hoặc rút tiền từ tài khoản thanh toán) và chi phí đặt hàng nguyên liệu sẽ giảm. Với các doanh nghiệp CBTP NY nói chung, dường như quy đầu