Obs Mean Median Std. Dev. Min Max
∆CashHoldings 1600 0.005 0.001 0.0901 -0.595 0.919 CashHolding 1600 0.107 0.000 0.114 0.000 0.944 CashFlow 1600 0.100 0.078 0.108 -0.193 0.731 Neg 1600 0.074 0 0.262 0.000 1.000 Q 1600 0.921 0.880 0.232 0.590 1.415 Size 1600 26.857 26.828 1.357 23.179 31.471 Expenditure 1600 0.064 0.0359 0.071 0.001 0.258 Acquisition 1600 0.092 0.000 0.289 0.000 1.000 ∆NCWC 1600 -0.015 -0.005 0.360 -6.611 6.353 Shortdebt 1600 0.408 0.397 0.248 0.000 0.454 (Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm Stata 12.0)
Bảng 4.1 trình bày kết quả thống kê mô tả các biến độc lập và phụ thuộc trong phương trình 1 với các giá trị: trung bình, trung vị, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất.
• Thay đổi trong tiền mặt được nắm giữ (∆CashHoldings)
Đồ thị 4.1. Tần suất thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ
Nguồn. Tác giả tổng hợp từ phần mềm Stata
Thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ của các công ty trong 7 năm từ 2008 đến 2014 có sự khác biệt lớn với giá trị nhỏ nhất là -0.595 và giá trị lớn nhất là 0.919 nhưng giá trị trung bình và trung vị của biến thay đổi trong lượng tiền mặt được nắm giữ khá gần nhau lần lượt là 0.005 và 0.001, số liệu này khá tương đồng với số liệu của Bao và cộng sự (2012) với giá trị trung bình và trung vị là 0.005 và 0.002. Kết quả trên cho thấy chỉ có một sự thay đổi nhẹ trong lượng tiền mặt được nắm giữ cho toàn mẫu nghiên cứu.
• Lượng tiền mặt được nắm giữ (CashHolding)
Trung bình lượng tiền mặt được nắm giữ chiếm 10,7% trên tổng tài sản của công ty. Điều này có nghĩa rằng cứ trong 1 đồng tài sản của cơng ty thì có 0.107 đồng tiền mặt. Trong khi đó, với kết quả của Bao và cộng sự (2012) khi nghiên cứu ở các cơng ty phi tài chính Mỹ thì trung bình lượng tiền mặt được nắm giữ chiếm 12,2% trên tổng tài sản của cơng ty.
0 2 4 6 8 D e n s it y -.5 0 .5 1 DeltaCashHoldings
• Dòng tiền (CashFlow)
Đồ thị 4.2. Tần suất dòng tiền
Nguồn. Tác giả tổng hợp từ phần mềm Stata
Giá trị trung bình của dịng tiền trong mẫu nghiên cứu là 0.100 so với giá trị trung vị là 0.078 cho thấy dịng tiền bị lệch phải nhưng khơng đáng kể. Trong mẫu nghiên cứu chỉ có 119/1600 quan sát (tỷ lệ 7,44%) có dịng tiền âm chứng tỏ khơng có nhiều cơng ty phi tài chính trong mẫu nghiên cứu rơi vào tình trạng thiếu hụt tiền mặt trong giai đoạn nghiên cứu trên.
0 2 4 6 8 D e n s it y -1 -.5 0 .5 1 CashFlow
• Cơ hội đầu tư (Tobin’s Q)
Đồ thị 4.3. Tần suất Tobin’s Q
Nguồn. Tác giả tổng hợp từ phần mềm Stata
Đối với biến thể hiện các cơ hội đầu tư tương tai, Tobin’s Q có giá trị tối đa khá cao 1.415 và giá trị tối thiểu là 0.590, giá trị trung bình 0.921 và trung vị 0.880 khá thấp so với mẫu nghiên cứu của Bao và cộng sự (2012), Riddick và Whited (2009). Điều này có thể cho thấy tác động từ hiệu quả thị trường và cơ hội đầu tư tương lai trong mẫu nghiên cứu nói riêng và Việt Nam nói chung vẫn cịn thấp so với các nước phát triển trên thế giới như Mỹ và Châu Âu. Thêm một lý do khác là thị trường chứng khoán trong giai đoạn nghiên cứu tại Việt Nam đang trên đà phục hồi hậu khủng hoảng nên Tobin’s Q khơng cịn cao so với trước khủng hoảng và cơ hội đầu tư chưa thực sự rõ ràng.
• Các biến kiểm soát khác
Các biến kiểm soát khác bao gồm chi tiêu vốn, hoạt động mua lại, thay đổi vốn luân chuyển ròng phi tiền mặt và nợ ngắn hạn đầu kỳ. Tỷ lệ chi tiêu vốn trên tổng tài sản trung bình của các cơng ty tại Việt Nam là 0.064 thấp hơn nếu so với các công ty tại
0 .2 .4 .6 .8 1 D e n s it y 0 5 10 15 20 Q
Mỹ với mức 0.071. Có khá nhiều các quan sát trong năm không thực hiện chi tiêu vốn cho công ty của mình với giá trị trung bình chi tiêu vốn chiếm 6,4%. Trong giai đoạn nghiên cứu, các công ty Việt Nam khá hạn chế các hoạt động mua lại cổ phần với giá trị trung bình của biến giả mua lại là khá thấp 0.092 so với mẫu của Bao và cộng sự (2012) đạt 0.282 do thị trường Việt Nam chưa thực sự sôi nổi trong giai đoạn này. Ngoài ra, tỷ lệ thay đổi vốn luân chuyển rịng phi tiền mặt của các cơng ty là khơng cao với giá trị trung bình và trung vị lần lượt là -0.015 và -0.005, điều đó thể hiện các công ty Việt Nam ít thay đổi nguồn vốn luân chuyển trong các kế hoạch tài chính ngắn hạn của mình nhằm duy trì sự ổn định kinh doanh. Khác biệt lớn nhất khi so sánh với nghiên cứu của Bao và cộng sự (2012), đó là tỷ lệ nợ ngắn hạn đầu kỳ trên tổng tài sản trung bình của các cơng ty tại Việt Nam là khá cao 0.408 trong khi các công ty tại Mỹ chỉ có 0.054. Sự khác biệt này có thể là do thị trường chứng khoán Việt Nam còn chưa phát triển nên việc huy động các nguồn vốn dài hạn từ thị trường chứng khoán đối với các cơng ty cịn nhiều hạn chế.
4.2. Phân tích sự tương quan giữa các biến trong mơ hình
Bảng 4.2 thể hiện ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mơ hình. Mối tương quan giữa 2 biến CashFlow (dòng tiền) và ∆CashHoldings (thay đổi lượng tiền mặt nắm giữ) mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này có nghĩa là công ty sẽ gia tăng lượng tiền mặt nắm giữ khi có dịng tiền tăng và ngược lại. Các biến kiểm soát tác động đến biến ∆CashHoldings là chỉ số Tobin’Q (cơ hội đầu tư), Expenditure (chi tiêu vốn) và ∆NCWC (thay đổi vốn luân chuyển ròng phi tiền mặt).
Hệ số tương quan giữa biến chỉ số Tobin’Q và ∆CashHoldings mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê 1% cho thấy khi cơng ty có nhiều các cơ hội đầu tư trong tương lai thì cơng ty sẽ gia tăng lượng tiền mặt được nắm giữ. Ngược lại, dấu của hệ số tương quan giữa biến Expenditure và ∆NCWC đối với biến ∆CashHoldings lần lượt là -0.117 và -0.185 có ý nghĩa thống kê 1% thể hiện rằng khi cơng ty có mức chi tiêu vốn cao hoặc có sự gia tăng trong vốn luân chuyển rịng phi tiền mặt thì cơng ty sẽ giảm lượng tiền mặt được nắm giữ và ngược lại. Mối tương quan giữa biến
∆CashHoldings với các biến còn lại như biến Size (quy mô công ty), Acquisition (hoạt động mua lại cổ phần) và ShortDebt (nợ ngắn hạn đầu kỳ) là ngược chiều nhưng lại khơng có mức ý nghĩa thống kê.
Trong khi nhiều hệ số tương quan giữa các biến giải thích là khá nhỏ, thế nhưng hệ số tương quan giữa biến CashFlow và chỉ số Tobin’Q lại khá cao 0.236 và có mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này chứng tỏ sai số đo lường do Tobin’s Q gây ra có thể gây ra ước lượng chệch cho biến CashFlow trong hồi quy OLS như theo Erickson và Whited (2000), Riddick và Whited (2009). Biến Q là biến không chỉ thể hiện các cơ hội đầu tư tương lai theo Bao và cộng sự (2012) mà còn là hiệu quả hoạt động về mặt thị trường như trong rất nhiều nghiên cứu trước đó. Chính vì thế Q có tác động tới tất cả các biến trong mơ hình trừ biến ∆NCWC. Biến CashFlow và Expenditure có tương quan dương và có ý nghĩa thống kê 5%, cho thấy các cơng ty có dịng tiền càng cao thì các khả năng đầu tư vào các dự án mới nhiều hơn và ngược lại. Ngoài ra biến CashFlow cịn có tương quan âm ở mức ý nghĩa thống kê 1% với biến ShortDebt cho thấy rằng dịng tiền cơng ty sẽ giảm nếu nợ ngắn hạn đầu kỳ tăng và ngược lại.
Một biến có tương quan mạnh với các biến khác đó là biến Expenditure khi tác động tới hầu hết các biến khác trừ biến Acquisition chứng tỏ chi tiêu vốn dù chỉ là biến kiểm sốt nhưng có thể là một yếu tố quan trọng và khó có thể khơng nhắc tới liên quan đến khía cạnh tài chính của cơng ty đặc biệt là về dòng tiền.