Sử dụng mô hình đơn biến trong việc dự báo dòng tiền: Một nghiên cứu thực nghiệm tại các công ty cổ phần khai thác than Việt Nam

Số 10 (195) - 2019

NGHIÊN CỨU TRAO ĐỔI

SỬ DỤNG MƠ HÌNH ĐƠN BIẾN TRONG VIỆC DỰ BÁO DỊNG TIỀN:
MỘT NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI CÁC
CƠNG TY CỔ PHẦN KHAI THÁC THAN VIỆT NAM
Ths. Dương Thị Nhàn*
Bài báo sử dụng các mơ hình đơn biến là dòng tiền từ hoạt động kinh doanh và lợi nhuận trong q khứ
để dự báo dòng tiền từ hoạt động kinh doanh trong tương lai của các cơng ty cổ phần khai thác than
thuộc Tập đồn cơng nghiệp Than - Khống sản Việt Nam (TKV). Nghiên cứu sử dụng mẫu dữ liệu của
9 cơng ty cổ phần khai thác than thuộc TKV giai đoạn 2010 - 2018, với tổng cộng 81 quan sát. Kết quả
nghiên cứu chỉ ra rằng: Tại các cơng ty cổ phần khai thác than thuộc TKV, dòng tiền từ hoạt động kinh
doanh trong q khứ có khả năng dự báo dòng tiền từ hoạt động kinh doanh trong tương lai. Tuy nhiên,
lợi nhuận sau thuế trong q khứ của các cơng ty này khơng có khả năng dự báo dòng tiền từ hoạt động
kinh doanh trong tương lai.
• Từ khóa: Tập đồn Cơng nghiệp Than - Khống sản Việt Nam, dự báo dòng tiền, đơn biến.

The article uses univariate models which used
past operating cash flows and past profits to
forecast the futureoperating cash flows of Vietnam
Coal mining Joint Stock Company. The research
using data samples of nine Vietnam Coal mining
Joint Stock companies of Vietnam National Coal
- Mineral Industries Holding Corpration Limited
(Vinacomin) during the period of 2010 - 2018, with
a total of 81 observations. The results show that: At
the Vietnam Coal mining Joint Stock Companies,
past operating cash flows is capable of forecasting
cash flows from operations in the future. However,
the past profit of these companies is not able to

forecast cash flows from operations in the future.
• Keywords: Vinacomin, forecast cash flows,
univariate models.
Ngày nhận bài: 4/9/2019
Ngày chuyển phản biện: 6/9/2019
Ngày nhận phản biện: 19/9/2019
Ngày chấp nhận đăng: 23/9/2019

1. Đặt vấn đề
Dòng tiền hay còn gọi là ngân lưu là một chuỗi các
khoản thu nhập hoặc chi trả xảy ra qua một số thời
kỳ nhất định. Dòng tiền có vai trò vơ cùng quan trọng
đối với một doanh nghiệp, nó quyết định sự thành bại
của chính doanh nghiệp đó. Chính vì vậy, quản trị
dòng tiền cũng trở lên vơ cùng quan trọng trong việc
quản trị tài chính doanh nghiệp. Quản trị dòng tiền tốt

giúp doanh nghiệp tiết kiệm chi phí đồng thời tránh
những rủi ro do mất khả năng thanh tốn.
Một trong những nội dung quan trọng trong quản
trị dòng tiền đó là dự báo dòng tiền. Hiện nay, có hai
phương pháp xác định dòng tiền của doanh nghiệp
là phương pháp trực tiếp và phương pháp gián tiếp.
Vì vậy, tương ứng cũng có hai phương pháp dự báo
dòng tiền trong doanh nghiệp đó là phương pháp dự
báo dòng tiền trực tiếp và gián tiếp. Phương pháp dự
báo dòng tiền trực tiếp là dự báo trực tiếp các thành
phần của dòng tiền là dòng tiền vào và dòng tiền ra.
Trong khi đó, theo phương pháp gián tiếp thì việc dự
báo dòng tiền tương lai chủ yếu dựa vào dòng tiền, lợi

nhuận và các thơng tin trên báo cáo tài chính để dự
báo. Trong phạm vi nghiên cứu của bài viết này, tác
giả chủ yếu sử dụng các mơ hình dự báo của phương
pháp dự báo gián tiếp, đặc biệt là sử dụng các mơ
hình đơn biến là dòng tiền từ hoạt động kinh doanh
trong q khứ và lợi nhuận q khứ để dự báo dòng
tiền tương lai.
2. Một số nghiên cứu về dự báo dòng tiền giai
đoạn trước
Các nghiên cứu thực nghiệm về dự báo dòng tiền
theo phương pháp gián tiếp trên thế giới trước đây
khá phong phú. Nổi tiếng phải kể đến các nghiên
cứu của Lorek và Willinger (1993), (1996), Lev, Li
và Sougiannis (2009) ở Hoa Kỳ, Khansalar (2012),
Arnedo & ctg (2012)... Tuy nhiên tại Việt Nam, việc
sử dụng phương pháp này để dự báo dòng tiền còn
ít được sử dụng. Một số nghiên cứu điển hình như

* Trường Đại học Mỏ - Địa chất

40 Tạp chí nghiên cứu Tài chính kế toán


Số 10 (195) - 2019

NGHIÊN CỨU TRAO ĐỔI

Nguyễn Hữu Ánh (2013), Đỗ Hồng Nhung (2014),...
CFOt = α0 + α1CFOt-1 + μ (Mơ hình 1.1)
Các nghiên cứu về dự báo dòng tiền của Việt Nam

CFOt = α0 + α1CFOt-1 + α2CFOt-2 + μ (Mơ hình
và thế giới chia làm hai loại là dự báo dòng tiền sử
1.2)
dụng mơ hình đơn biến và đa biến. Tuy nhiên, chưa
CFOt = α0 + α1CFOt-1 + α2CFOt-2 + α3CFOt-3 + μ
có nghiên cứu nào sử dụng mơ hình đơn biến dự báo
(Mơ hình 1.3)
dòng tiền tại các cơng ty cổ phần khai thác than Việt
Dạng 2: Sử dụng lợi nhuận q khứ để dự báo
Nam. Để kiểm định mơ hình đơn biến sử dụng lợi
dòng
tiền thuần từ hoạt động kinh doanh trong tương
nhuận hoặc dòng tiền q khứ dự báo dòng tiền, tác
lai:
giả tiến hành kiểm định các giả thuyết sau:
CFOt = β0 + β1EARNt-1 + ε (Mơ hình 2.1)
Ho: Dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh trong
CFOt = β0 + β1EARNt-1+ β2EARNt-2 + ε (Mơ hình
q khứ có khả năng dự báo dòng tiền thuần từ hoạt
2.2)
động kinh doanh trong tương lai.
CFOt = β0 + β1EARNt-1 + β2EARNt-2 + β3EARNt-3
H1: Lợi nhuận sau thuế trong q khứ có khả năng
+ ε (Mơ hình 2.3)
dự báo dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh trong
tương lai.
Trong đó, ký hiệu các biến và cách tính được mơ
tả trong Bảng 1.
3. Phương pháp nghiên cứu và mơ hình nghiên
cứu

4. Kết quả nghiên cứu
3.1. Phương pháp nghiên cứu
Có hai mơ hình có khả năng được lựa chọn để
phân tích đối với hồi quy với dữ liệu dạng bảng: mơ
Nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng với
hình hồi quy tác động cố định (FE) và mơ hình hồi
phần mềm Stata 12, sử dụng 2 mơ hình đơn biến là
biến dòng tiền từ hoạt động kinh doanh và biến lợi
quy tác động ngẫu nhiên (RE). Quyết định chọn mơ
nhuận để dự báo dòng tiền tương lai. Dữ liệu nghiên
hình nào sẽ dựa vào kết quả của kiểm định Hausman.
cứu gồm số liệu của 9 cơng ty cổ phần khai thác than
* Đối với mơ hình dạng 1
thuộc TKV giai đoạn 2010-2018, với tổng cộng 81
- Mơ hình 1.1: CFOt = α0 + α1CFOt-1 + μ
3.1. Phương pháp nghiên cứu
quan sát.
Tuy nhiên, do có đến biến có độ trễ t-3 nên
Nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng với phần mềm Stata 12, sử dụng 2 mơ hình đơn biến là
Khicứuchạy
kiểm định Hausman nhận thấy Prob >
biến
dòng tiền
hoạt dụng
động kinhđể
doanh
và biến
lợi nhuận
tiền tương
gồm

sốsố
quan
sáttừ sử
chạy
mơ
hìnhđể dự
là báo
54dòng
quan
sát.lai. Dữ liệu nghiên
liệu của 9 Cơng ty cổ phần khai thác than thuộc TKV giai đoạn 2010-2018, với tổng cộng 81 quan sát. Tuy
chi2 = 0,0260 < 0,05, vì vậy mơ hình hồi quy với
nhiên
do cóMơ
đến biến
có độ hồi
trễ t-3 quy
nên số quan sát sử dụng để chạy mơ hình là 54 quan sát.
3.2.
hình
3.2. Mơ hình hồi quy
tác động cố định (FE) giải thích tốt hơn mơ hình hồi
Trên cơ sở kế thừa mơ hình đơn biến của Lorek và Willinger (1993) [6], Nguyễn Hữu Ánh (2013), tác
Trên
cơ sở kế thừa mơ hình đơn biến của Lorek và
giả đề xuất các mơ hình đơn biến sử dụng trong nghiên cứu để dự báo dòng tiền tại các Cơng
ty cổtác
phầnđộng
khai
quy

ngẫu nhiên (RE). Tuy nhiên, khi chạy
thác than thuộc(1993),
TKV như sau:
Willinger
Nguyễn Hữu Ánh (2013), tác giả đề
Dạng 1: Sử dụng dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh q khứ để dự báo dòngmơ
tiền thuần
hìnhtừ hoạt
hồi quy FE nhận thấy mơ hình khơng tồn tại
động kinh
lai: đơn biến sử dụng trong nghiên cứu
xuất
cácdoanh
mơtương
hình
khuyết tật đa cộng tuyến và tự tương quan (Prob > F
CFOt = α0 + α1CFOt-1 + μ (Mơ hình 1.1)
để dự CFO
báot =dòng
tiền
tại các cơng ty cổ phần khai thác
α0 + α1CFO
t-1 + α2CFOt-2 + μ (Mơ hình 1.2)
= 0,2445 > 0,05). Tuy nhiên, mơ hình tồn tại phương
CFOt = α
α2CFOt-2 + α3CFOt-3 + μ (Mơ hình 1.3)
than thuộc
TKV
như
0 + α1CFO

t-1 +sau:
Dạng 2: Sử dụng lợi nhuận q khứ để dự báo dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanhsai
trongsai
tươngsố
lai: thay đổi. Do đó, tác giả sử dụng phương
CFOt 1:
= β0 Sử
+ β1EARN
(Mơ hìnhtiền
2.1) thuần từ hoạt động
Dạng
dụng
t-1+εdòng
pháp
hồi
quy bình phương nhỏ nhất tổng qt để khắc
CFOt = β0 + β1EARNt-1+ β2EARNt-2+ε (Mơ hình 2.2)
kinh doanh
q
khứ
để
dự
báo
dòng
tiền
thuần
từ
hoạt
phục. Kết quả được thể hiện như Bảng 2.
CFOt = β0 + β1EARNt-1+ β2EARNt-2+ β3EARNt-3+ε (Mơ hình 2.3)

động kinh
doanh
tương
lai:tính được mơ tả trong bảng 1.
Trong đó
ký hiệu các
biến và cách
Kết quả nghiên cứu cho thấy do giá
Bảng 1: Bảng mơ tả các biến
trị thống kê P-value > 0,05 nên với độ
tin cậy 95% khơng thể kết luận dòng
Kí hiệu
Tên biến
Đo lường
1. Biến phụ thuộc
tiền thuần từ hoạt động kinh doanh với
CFOt
Dòng tiền từ hoạt động
Chỉ tiêu “Lưu chuyển tiền thuần từ HĐKD” - mã số 20
độ trễ 1 năm có khả năng dự báo dòng
kinh doanh năm t
trên BCLCTT năm t
tiền tương lai.
2. Biến độc lập
- Mơ hình 1.2: CFOt = α0 + α1CFOt-1
CFOt-1
Dòng tiền từ hoạt động
Chỉ tiêu “Lưu chuyển tiền thuần từ HĐKD” - mã số 20
kinh doanh năm t-1
trên BCLCTT năm t-1

+ α2CFOt-2 + μ
CFOt-2
Dòng tiền từ hoạt động
Chỉ tiêu “Lưu chuyển tiền thuần từ HĐKD” - mã số 20
kinh doanh năm t-2
trên BCLCTT năm t-2
Khi chạy kiểm định Hausman nhận
CFOt-3
Dòng tiền từ hoạt động
Chỉ tiêu “Lưu chuyển tiền thuần từ HĐKD” - mã số 20
thấy
Prob > chi2 = 0,0001 < 0,05, vì
kinh doanh năm t-3
trên BCLCTT năm t-3
vậy mơ hình hồi quy với tác động cố
EARNt-1
Lợi nhuận sau thuế
Chỉ tiêu “Lợi nhuận sau thuế” lấy trên Báo cáo KQKD
năm t-1
năm t-1
định (FE) giải thích tốt hơn mơ hình
EARNt-2
Lợi nhuận sau thuế
Chỉ tiêu “Lợi nhuận sau thuế” lấy trên Báo cáo KQKD
hồi quy tác động ngẫu nhiên (RE). Tuy
năm t-2
năm t-2
nhiên, khi chạy mơ hình hồi quy FE
EARNt-3
Lợi nhuận sau thuế

Chỉ tiêu “Lợi nhuận sau thuế” lấy trên Báo cáo KQKD
năm t-3

năm t-3

4. Kết quả nghiên cứu

Tạp chí nghiên cứu Tài chính kế toán 41


dụng phương
hồi có
quykhả
bình
phương
nhất tổng
qttích
để đối
khắcvới
phục.
Kết với
quả dữ
được
hiệnbảng:
như
Có hai pháp
mơ hình
năng
được nhỏ
lựa chọn

để phân
hồi quy
liệuthể
dạng
sau:hình hồi quy tác động cố định (FE) và mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên (RE). Quyết định chọn
mơ
mơ hình nào sẽ dựa vào kết quả của kiểm định Hausman.
Kết1quả hồi quy mơ hình 1.1 theo phương pháp GLS
* Đối với mơBảng
hình2:
dạng

NGHIÊN CỨU TRAO ĐỔI

- Mơ hình 1.1: CFOt = α0 + α1CFOt-1 + μ
----------------------------------------------------------------------------[95%
Conf.
KhiCFOt
chạy |kiểm địnhCoef.
HausmanStd.
nhậnErr.
thấy Prob > zchi2 =P>|z|
0,0260 < 0,05,
vì vậy
mơ Interval]
hình hồi quy
----------------------------------------------------------------------------với
tác động cố định (FE) giải thích tốt hơn mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên (RE). Tuy nhiên khi
CFOt1
.144281

0.31
0.760
-.2386664
chạy mơ hình
hồi|quy .0441191
FE nhận thấy mơ
hình khơng tồn
tại khuyết
tật đa cộng
tuyến và tự .3269045
tương quan
|
180441.7
39039.01
0.000
(Prob > F_cons
= 0,2445>
0,05).
Tuy nhiên
mơ hình tồn 4.62
tại phương
sai sai số 103926.6
thay đổi. Do đó256956.7
tác giả sử
------------------------------------------------------------------------------

Số 10 (195) - 2019

dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng qt để khắc phục. Kết quả được thể hiện như
sau:

Kết quả nghiên cứu cho thấy do giá trị thống kê P-value > 0,05 nên với độ tin cậy 95% khơng thể kết
nhận thấy mơ hình khơng tồn tại khuyếtluận
tậtdòng tiền thuầnBảng
2: Kết
hồi
quy mơ
theocóphương
pháp
GLSdòng tiền tương lai.
từ hoạt
độngquả
kinh
doanh
với hình
độ trễ1.1
1 năm
khả năng
dự báo
đa cộng tuyến và tự tương quan (Prob >----------------------------------------------------------------------------F = - Mơ hình 1.2: CFOt = α0 + α1CFOt-1 + α2CFOt-2 + μ
chạy|kiểm định
Hausman
nhậnErr.
thấy Prob >zchi2 =P>|z|
0,0001 < 0,05,
vì Conf.
vậy mơInterval]
hình hồi quy
Coef.
Std.

[95%
0,2649> 0,05). Tuy nhiên, mơ hình tồn----------------------------------------------------------------------------tại KhiCFOt
với tác động cố định (FE) giải thích tốt hơn mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên (RE). Tuy nhiên khi
CFOt1
|
.0441191
.144281
0.31
0.760
-.2386664
phương sai sai số thay đổi. Do đó, tác giảchạy
sửmơ hình hồi quy FE nhận thấy mơ hình khơng tồn tại khuyết tật đa cộng tuyến và tự.3269045
tương quan
|
180441.7
39039.01
(Prob
> F_cons
= 0,2649>
0,05).Tuy
nhiên
mơ hình tồn tại4.62
phương 0.000
sai sai số thay103926.6
đổi. Do đó tác256956.7
giả sử dụng
dụng phương pháp hồi quy bình phương-----------------------------------------------------------------------------nhỏ
phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng qt để khắc phục. Kết quả được thể hiện như sau:
nhất tổng qt để khắc phục. Kết quả được
3: thấy

Kết quả
mơ
mơ>hình
phương
GLS thể kết
Kết quả nghiên Bảng
cứu cho
do giá
trịhình
thốnghồi
kê quy
P-value
0,05 1.2
nêntheo
với độ
tin cậy pháp
95% khơng
thể hiện như Bảng 3.
-----------------------------------------------------------------------------luận
dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh với độ trễ 1 năm có khả năng dự báo dòng tiền tương lai.
CFOt |
Coef.
Std. Err.
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
Kết quả mơ hình hồi quy GLS chỉ ra-------------+---------------------------------------------------------------với - Mơ hình 1.2: CFOt = α0 + α1CFOt-1 + α2CFOt-2 + μ
chạy |kiểm.0319194
định Hausman.1404591
nhận thấy Prob0.23

> chi2 =0.820
0,0001 < 0,05,
vì vậy mơ hình
hồi quy
-.2433755
.3072142
độ tin cậy 90%, dòng tiền thuần từ hoạt động KhiCFOt1
CFOt2
| -.2478927
0.077
.0273106
với tác động
cố định
(FE) giải thích .1404124
tốt hơn mơ hình-1.77
hồi quy tác
động ngẫu-.523096
nhiên (RE). Tuy
nhiên khi
_cons
|
221823.6
44612.76
4.97
0.000
134384.2
309263
kinh doanh với độ trễ 2 năm có tác động(Prob
dựmơ
> Fhình

= 0,2759>
mơhình
hìnhkhơng
tồn tạitồn
phương
sai saitật
sốđa
thay
đổi.tuyến
Do đó
sử dụng
chạy
hồi quy0,05).Tuy
FE nhận nhiên
thấy mơ
tại khuyết
cộng
vàtác
tự giả
tương
quan
-----------------------------------------------------------------------------hồi quy0,05).Tuy
bình phương
nhỏmơ
nhất
tổng
khắc phục.
quả được
thểđó
hiện

sau:dụng
(Prob
> pháp
F = 0,2649>
nhiên
hình
tồnqt
tại để
phương
sai saiKết
số thay
đổi. Do
tácnhư
giả sử
báo dòng tiền tương lai. Mơ hình dự phương
báo
phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng qt để khắc phục. Kết quả được thể hiện như sau:
Kết quả mơ
hình4.hồi
chỉ rahồi
vớiquy
độ mơ
tin hình
cậy 90%,
dòngphương
tiền thuần
từGLS
hoạt động kinh
dòng tiền có thể viết dưới dạng sau:
Bảng

Kếtquy
quảGLS
mơ hình
1.3 theo
pháp
doanh với độ trễ 2 năm có tác động dự báo dòng tiền tương lai. Mơ hình dự báo dòng tiền có thể viết
-----------------------------------------------------------------------------3: Kết quả mơ hình hồi quy mơ hình 1.2 theo phương pháp GLS
dưới dạngCFOt
sau: Bảng
|
Coef.
Std. Err.
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
CFOt = 221.823,6 - 0,2478* CFOt-2 ------------------------------------------------------------------------------------------+---------------------------------------------------------------CFO
- 0,2478* Std.
CFOt-2Err.
t = 221.823,6
CFOt
|
Coef.
z
P>|z|
[95% Conf. Interval]
CFOt1
|
.0246421
.146024
0.17

0.866
-.2615597
.3108439
- Mơ hình 1.3: CFOt = α0 + α1CFOt-1 + α2CFOt-2 + α3CFOt-3 + μ
- Mơ hình 1.3: CFOt = α0 + α1CFO
-------------+---------------------------------------------------------------t-1 CFOt2 | -.2475887
.1403796
-1.76
0.078
-.5227276
.0275502
CFOt1
|kiểm.0319194
.1404591
0.23
0.820
-.2433755
.3072142
Khi
chạy
định
Hausman
nhận
thấy
Prob
>
chi2
=
0,0013
<

0,05,
vì
vậy
mơ
hình
hồi quy
CFOt3
|
-.028728
.1582151
-0.18
0.856
-.3388239
.2813679
+ α2CFOt-2 + α3CFOt-3 + μ
CFOt2
| -.2478927
.1404124
0.077
-.523096
.0273106
với tác động
cố định
(FE)
giải thích57823.38
tốt hơn mơ hình-1.77
hồi quy tác
động ngẫu115174.4
nhiên (RE). Tuy
nhiên khi

_cons
|
228506.1
3.95
0.000
341837.9
_cons |
221823.6
44612.76
4.97
0.000
134384.2
309263
chạy mơ hình hồi quy FE nhận thấy mơ hình khơng tồn tại khuyết tật đa cộng tuyến và tự tương quan
Khi chạy kiểm định Hausman nhận -----------------------------------------------------------------------------thấy
-----------------------------------------------------------------------------Prob > chi2 = 0,0013 < 0,05, vì vậy mơ Kết
5. Kết
luận
Kết quả
quả mơ
mơ hình
hình hồi
hồi quy
quy GLS
GLS chỉ
chỉ ra
ra với
với độ
độ tin
tin cậy

cậy 90%,
90%, dòng
dòng tiền
tiền thuần
thuần từ
từ hoạt
hoạt động
động kinh
kinh
độ
22năm
dựdựbáo
dòng
tiền
tương
lai.lai. Mơ hình dự báo dòng tiền có thể viết
hình hồi quy với tác động cố định (FE) doanh
giải với
thích
doanh
với
độ trễ
trễtốt
nămcó
cótác
tácđộng
động
báo
dòng
tiền

tương
Bài
viết
sử
dụng
phương
pháp
định
lượng
với
bộ
CFO
t = 228.506,1 - 0,2475* CFOt-2
dưới dạng
sau:
hơn mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên
(RE).
Tuy
Dạng
Sử dụng số
lợi
nhuận
để dự
báo dòng
tiền
thuần
từ khai
hoạt động
kinhthan
doanh giai

trong
liệu q
củakhứ
các
cơng
ty
cổ
phần
thác
CFOt 2:
= 221.823,6
- 0,2478*
CFO
t-2
tương lai:
nhiên, khi chạy mơ hình hồi quy FE nhận
thấy
mơ1.3: CFO
- Mơ hình
+ α1CFOt-1 + α2CFOt-2 + α3CFOt-3 + μ
t = α0+ε
đoạn
2010
- 2018.
Thơng qua việc nghiên cứu thực
CFOt = β0 + β1EARN
(Mơ hình
2.1)
t-1
Khi và

chạytự
kiểm định Hausman nhận thấy Prob > chi2 = 0,0013 < 0,05, vì vậy mơ hình hồi quy
hình khơng tồn tại khuyết tật đa cộng tuyến
CFO
=
β
+
β
EARN
+
β
EARN
+ε
(Mơ
hình
tạihơncác
cơng
ty
cổ
phần
khai
than
giai
0 (FE)
1 nghiệm
t-2
với tác độngt cố định
giảit-1
thích2tốt
mơ hình

hồi
quy2.2)
tác động
ngẫu
nhiênthác
(RE). Tuy
nhiên
khi
tương quan (Prob > F = 0,2759 > 0,05).
Tuy
nhiên,
CFO
β0 quy
+ β1FE
EARN
+ β2mơ
EARN
+ β3EARN
+ε (Mơtậthình
2.3) tuyến và tự tương quan
chạy
mơ
hình
nhận
thấy
hình
khơng
tồn
tại
khuyết

đa cộng
t =hồi
t-1
t-2
đoạn 2010 - 2018, bài t-3
viết
đã chỉ
ra dòng tiền từ hoạt
sử dụng
Stata 12 với bộ dữ liệu từ năm 2010 đến 2018 của các cơng ty cổ phần khai
mơ hình tồn tại phương sai sai số thay đổi. DoKhiđó,
tác phầnđộng
kinh
trong
q
cóđều
tácchodụng
báo>
thác than thuộc TKV, nhận
thấy cả
3 mơ doanh
hình của dạng
2, khi
chạykhứ
mơ hình
kết quảdự
P-value
giả sử dụng phương pháp hồi quy bình0,1.
phương
nhỏ

Điều đó có
nghĩa là với
độ tintiền
cậy 90%
khơng
cóđộng
cơ sở khẳng
định
lợi nhuận
sau thuế
có tác dụng
dòng
từ
hoạt
kinh
doanh
trong
tương
lai.
dự báo thể
dòng hiện
tiền thuần từ hoạt động kinh doanh trong tương lai. Bên cạnh đó khi sử dụng chỉ tiêu R2
nhất tổng qt để khắc phục. Kết quả được
Đồng
thời
bài
viết
cũng
chỉ
ra

với
bộ
số
liệu
giai
đoạn
nhận thấy tại các mơ hình sử dụng dòng tiền có khả năng dự báo dòng tiền tương lai tốt hơn so với việc
như Bảng 4.
sử dụng mơ hình lợi nhuận
để dự báo.
2010
- 2018 của các cơng ty này, chưa thể kết luận lợi
5. Kết luận
Kết quả mơ hình hồi quy GLS chỉ ra với độBàitin
cậy
sau pháp
thuếđịnh
cólượng
khả với
năng
dòng
hoạt
nghiên cứu sửnhuận
dụng phương
bộ sốdự
liệubáo
của các
Cơngtiền
ty cổ từ
phần

khai
than giai
Thơng qua việc nghiên cứu thực nghiệm tại các Cơng ty cổ phần khai
90%, dòng tiền thuần từ hoạt động kinh thác
doanh
vớiđoạn
độ 2010-2018.
động
kinh
doanh
trong
tương
lai
của
các
cơng
ty
này
thác than giai đoạn 2010-2018, bài nghiên cứu đã chỉ ra dòng tiền từ hoạt động kinh doanh trong q
trễ 2 năm có tác động dự báo dòng tiền tương
lai.
khứ có tác
dụng dự báo dòng
từ hoạt động kinh doanh trong tương lai. Đồng thời bài nghiên cứu
haytiền
khơng.
cũng chỉ ra với bộ số liệu giai đoạn 2010-2018 của các Cơng ty này, chưa thể kết luận lợi nhuận sau
CFOt = 228.506,1 - 0,2475* CFOt-2 thuế có khả năng dự báo dự báo dòng tiền từ hoạt động kinh doanh trong tương lai của các Cơng ty này
hay khơng.
Dạng 2: Sử dụng lợi nhuận q khứ

đểTài
dựliệubáo
tham khảo: Tài liệu tham khảo:
Bộkế
Tài
chính
Chuẩn
mựclưu
kếchuyển
tốn Việt
Nam
Bộ
Tài
chính
(2008), Chuẩn mực
tốn
Việt (2008),
Nam số 24
- Báo cáo
tiền tệ
. số 24 - Báo
dòng tiền thuần từ hoạt động kinh doanh trong tương
Đỗ Hồng Nhung (2014), Quản
trị dòng
tiềntiền
của tệ
các
cáo lưu
chuyển
. doanh nghiệp chế biến thực phẩm Việt Nam, Luận

lai:
án tiến sỹ, Đại học KTQD, HàĐỗ
Nội.Hồng Nhung (2014), Quản trị dòng tiền của các doanh
Nguyễn Minh Kiều (2009),
Tài chính
doanh
Nhà xuất
bảnNam,
ThốngLuận
Kê án tiến sỹ, Đại học
nghiệp
biếnnghiệp,
thực phẩm
Việt
2.1) Hữu Ánh (2013), Dự báo chế
CFOt = β0 + β1EARNt-1 + ε (Mơ hìnhNguyễn
tền từ hoạt động kinh doanh của các Cơng ty phi tài chính niêm
KTQD, dòng
Hà Nội.
yếtεtrên
thị trường
Việt Nam,
Tạp Kiều
chí Kinh
tế& Phát
Minh
(2009),
Tàitriển.
chính doanh nghiệp, Nhà xuất
CFOt = β0 + β1EARNt-1 + β2EARNt-2 +

(Mơ
hìnhchứng khốnNguyễn
Arnedo L., Lizarraga F., và Sánchez S. (2012), "The role of accounting accruals for the prediction of
bản
Thống
kê.
2.2)
future cash flows: evidence from Spain", SERIEs, 3(4), 499-520.
Nguyễn Hữu Ánh (2013), Dự báo dòng tiền từ hoạt động kinh
Lev B., Li S., và Sougiannis T.(2009), "The Usefulness of Accounting Estimates", 64.
doanh
của các
Cơng
ty phi
tài chính Properties
niêm yết trên
thị trường
chứng
+ β3K.S.,
EARN
CFOt = β0 + β1EARNt-1 + β2EARNt-2Lorek
Schaefer
T.F.,
và
Willinger
G.L.
(1993),
"Time-Series
and Predictive
Ability

of
t-3
khốn
Việt Nam,
Tạp68(1),
chí Kinh
tế& Phát triển.
Funds
Flow
Variables",
The
Accounting
Review,
151-163.
+ ε (Mơ hình 2.3)
Arnedo L., Lizarraga F., và Sánchez S. (2012), “The role of
accounting accruals for the prediction of future cash flows: evidence
Khi sử dụng phần Stata 12 với bộ dữ liệu từ năm
from Spain”, SERIEs, 3(4), 499-520.
2010 đến 2018 của các cơng ty cổ phần khai thác than
Lev B., Li S., và Sougiannis T.(2009), “The Usefulness of
Accounting Estimates”, 64.
thuộc TKV, nhận thấy cả 3 mơ hình của dạng 2, khi
Lorek K.S., Schaefer T.F., và Willinger G.L. (1993), “Time-Series
chạy mơ hình đều cho kết quả P-value > 0,1. Điều đó
Properties and Predictive Ability of Funds Flow Variables”, The
có nghĩa là với độ tin cậy 90% khơng có cơ sở khẳng
Accounting Review, 68(1), 151-163.
Lorek K.S. và Willinger G.L. (1996), “A Multivariate Timeđịnh lợi nhuận sau thuế có tác dụng dự báo dòng tiền
Series Prediction Model for Cash-Flow Data”, The Accounting

thuần từ hoạt động kinh doanh trong tương lai. Bên
Review, 71(1), 81-102.
International Accounting Standard, IAS 7 - Statement of
cạnh đó, khi sử dụng chỉ tiêu R2 nhận thấy tại các
cashflows.
mơ hình sử dụng dòng tiền có khả năng dự báo dòng
Khansalar E. (2012), “The Reliability of Accruals and the
Prediction of Future Cash Flow”, International Journal of Business
tiền tương lai tốt hơn so với việc sử dụng mơ hình lợi
and Management, 7(2), 45-57.
nhuận để dự báo.

42 Tạp chí nghiên cứu Tài chính kế toán