BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH PHẠM MINH HIỀN MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ VĨ MÔ VÀ TỶ SUẤT SINH LỢI THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN BẰNG CHỨNG TỪ CÁC THỊ TRƯỜNG MỚI NỔI VÀ TIỀN MỚI NỔI Chuyên ngành: Tài Chính – Ngân Hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học: TS TRẦN THỊ HẢI LÝ TP Hồ Chí Minh - Năm 2013 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan luận văn “Mối quan hệ nhân tố kinh tế vĩ mô tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán chứng từ thị trường tiền nổi” cơng trình nghiên cứu tác giả, nội dung đúc kết từ trình học tập kết nghiên cứu thực tiễn thời gian qua, số liệu sử dụng trung thực có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng Tác giả luận văn Phạm Minh Hiền LỜI CẢM ƠN Tôi chân thành cảm ơn Ban Giám Hiệu Khoa Đào tạo Sau Đại học Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh tạo điều kiện thuận lợi cho học tập nghiên cứu suốt thời gian qua Tôi chân thành cảm ơn Thầy Cô Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh nhiệt tình giảng dạy cho tơi suốt q trình tham gia học tập Trường Tôi chân thành cảm ơn Cô - TS Trần Thị Hải Lý tận tình bảo, góp ý động viên tơi suốt q trình thực luận văn Tơi chân thành cảm ơn gia đình, bạn bè, đồng nghiệp ln bên cạnh động viên, khuyến khích tạo điều kiện thuận lợi để tơi hồn thành luận văn Xin trân trọng cảm ơn! Tác giả luận văn Phạm Minh Hiền MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU DANH MỤC SƠ ĐỒ VÀ PHỤ LỤC TÓM LƯỢC 1 GIỚI THIỆU U 1.1 Lý chọn đề tài: 1.2 Mục tiêu nghiên cứu: 1.3 Câu hỏi nghiên cứu: 1.4 Bố cục luận văn: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ CÁC BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM .4 2.1 Khung lý thuyết mối quan hệ nhân tố kinh tế vĩ mô thị trường chứng khoán: 2.1.1 Hoạt động kinh tế thực: 2.1.2 Lạm phát: 2.1.3 Lãi suất: 2.1.4 Cung tiền: 2.1.5 Tỷ giá hối đoái: 2.2 Bằng chứng mối quan hệ nhân tố kinh tế vĩ mô tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 14 U 3.1 Mô tả biến: 14 3.2 Mẫu nghiên cứu: 17 3.3 3.3.1 Mơ hình gộp Pooled 22 3.3.2 Mơ hình ảnh hưởng cố định (Fixed effect model –FEM): 22 3.3.3 Mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random effect model –REM) 23 3.3.4 Kiểm tra phương sai thay đổi, tự tương quan cho sai số 24 3.3.5 Khắc phục phương sai thay đổi tự tương quan: 25 3.4 Giả thiết nghiên cứu: 25 3.5 Phương pháp nghiên cứu: 26 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 27 U 4.1 Thống kê mô tả biến: 27 4.2 Kiểm định nghiệm đơn vị 29 4.3 Phân tích mối tương quan biến: 30 4.4 Kết hồi quy lựa chọn mơ hình: 33 4.4.1 Kết hồi quy: 33 4.4.2 Lựa chọn mơ hình: 36 4.5 Kiểm tra phương sai thay đổi tự tương quan: 38 4.5.1 Phương sai thay đổi: 38 4.5.2 Tự tương quan: 38 4.6 Mơ hình nghiên cứu: 21 Khắc phục khiếm khuyết mơ hình 40 KẾT LUẬN, HÀM Ý VÀ HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI 46 5.1 Kết luận: 46 5.2 Hàm ý đề tài: 46 5.3 Hạn chế đề tài: 47 TÀI LIỆU THAM KHẢO 48 DANH MỤC CÁC KÝ TỰ VÀ CÁC CHỮ VIẾT TẮT EM: thị trường chứng khoán FM: thị trường chứng khốn tiền REM: Random Effect Model - Mơ hình tác động ngẫu nhiên FEM: Fixed Effect Model - Mơ hình tác động cố định OLS: Ordinary least square – Mơ hình hồi quy bình phương bé GLS: generalized least square – Mơ hình bình phương bé tổng thể sử dụng khắc phục khiếm khuyết OLS TTCK: thị trường chứng khoán MSCI: Morgan Stanley Capital International nhà cung cấp hàng đầu số đầu tư, dịch vụ phân tích rủi ro danh mục đầu tư, hiệu suất đầu tư, công cụ quản trị NHNN: ngân hàng nhà nước DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Tóm tắt chứng mối quan hệ nhân tố vĩ mô tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán 12 Bảng 3.1 Mô tả biến 14 Bảng 3.2 Danh sách thị trường mẫu nghiên cứu- Danh sách thị trường nổi, tiền theo MSCI 19 Bảng 3.3: Thống kê liệu thu thập cho nghiên cứu 20 Bảng 3.4 Kỳ vọng mối tương quan nhân tố vĩ mô tỷ suất thị trường chứng khoán 25 Bảng 4.1 Thống kê mô tả cho nhóm thị trường 27 Bảng 4.2 Kết kiểm định nghiệm đơn vị độ trễ 30 Bảng 4.3 Ma trận tương quan biến 31 Bảng 4.4 Kết chạy hồi quy từ phần mềm STATA 11 34 Bảng 4.5 Kết tổng hợp so sánh mơ hình 37 Bảng 4.6 Kết kiểm định phương sai thay đổi từ phần mềm STATA 11 .38 Bảng 4.7 Kết kiểm tra tự tương quan từ phần mềm STATA 11 39 Bảng 4.8 Kết khiếm khuyết phương pháp khắc phục 40 Bảng 4.9 Kết hồi quy khắc phục khiếm khuyết mơ hình 41 DANH MỤC SƠ ĐỒ VÀ PHỤ LỤC Hình 4.1 Biểu đồ tỷ suất sinh lợi trung bình tháng lgR_mean theo nhóm EM, FM 29 Phụ lục Kết chạy hồi quy dạng Pooled từ phần mềm STATA 11 52 Phụ lục Kết chạy hồi quy dạng FEM từ phần mềm STATA 11 53 Phụ lục 3: Kết chạy hồi quy dạng REM từ phần mềm STATA 11 .54 Phụ lục 4: Kết chạy hồi quy khắc phục khiếm khuyết phương sai thay đổi tự tương quan 56 TÓM LƯỢC Mục tiêu nghiên cứu xem xét mối quan hệ nhân tố kinh tế vĩ mô tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán thị trường tiền Với mẫu liệu hàng tháng từ tháng 08 năm 2007 đến tháng 12 năm 2012 21 thị trường tiền Bằng mơ hình hồi quy liệu bảng Pooled, Random Effect Model, Fixed Effect Model, Tác giả phát có tương đồng mối quan hệ tỷ suất sinh lợi nhân tố vĩ mô lạm phát, lãi suất, tỷ giá hối đoái, cung tiền thị trường chứng khoán tiền Từ khóa: thị trường chứng khốn, nhân tố vĩ mơ, thị trường nổi, tiền GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài: Ngày đa dạng hóa danh mục đầu tư quốc tế nhu cầu tất yếu nhà đầu tư thới giới nhằm hạn chế rủi ro gia tăng hiệu đầu tư Do dịng vốn đầu tư khơng tập trung thị trường phát triển mà phân bổ sang nhiều thị trường khác nhau, đặc biệt thị trường nổi, tiền nơi đánh giá phần quan trọng thị trường tài tồn cầu, với đặc trưng tỷ suất sinh lợi cao chứa đựng nhiều rủi ro Trong thị trường tiền thị trường chứng khoán (TTCK) giai đoạn sơ khai, chứa đựng loạt rủi ro thách thức trị, kinh tế khơng ổn định, thị trường vốn đa dạng, hạn chế khoản, hệ thống ngân hàng phát triển, hấp dẫn nhà đầu tư với tiềm phát triển dài hạn (như Brazil, India, Pakistant, ) Việc hiểu nhân tố kinh tế vĩ mô tác động đến nhóm thị trường có ý nghĩa lớn cho vấn đề phân bổ tài sản nhà đầu tư quốc tế Do nghiên cứu, tác giả tìm hiểu mối quan hệ nhân tố kinh tế vĩ mô tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán thị trường nổi, tiền mơ hình liệu bảng 1.2 Mục tiêu nghiên cứu: Nghiên cứu mối quan hệ nhân tố kinh tế vĩ mô tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán khu vực thị trường tiền giới (MSCI Emerging market –EM MSCI Frontier market –FM) 1.3 Câu hỏi nghiên cứu: Bài viết nghiên cứu mối quan hệ nhân tố kinh tế vĩ mơ tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khốn khu vực thị trường nổi, tiền giới (MSCI Emerging market –EM MSCI Frontier market –FM) cách trả lời câu hỏi sau: với tỷ lệ chiết khấu yêu cầu, có tương quan âm với tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Đồng thời kết nghiên cứu phù hợp với chứng thực nghiệm từ nghiên cứu Asprem (1989), Serkan Yilmaz Kandir (2008), Ahmet Büyükşalvarcı (2010), Aisyah Abdul Rahman et al (2009), Mahmudul Alam and Gazi Salah Uddin (2009), Sulaiman D Mohammad et al (2009), Kuwornu and Nantwi (2011), Aurangzeb (2012) Cung tiền (M2) có mối tương quan chiều với tỷ suất sinh lợi thị trường tiền nổi, 21 thị trường tiền mức ý nghĩa 5% Đối với thị trường EM, dấu hệ số hồi quy dương khơng có ý nghĩa mặt thống kê Kết nghiên cứu phù hợp với lập luận Homa Jaffee (1971) cho cung tiền thực tăng dẫn đến làm giảm lãi suất thực mối quan hệ cung tiền tỷ suất sinh lợi chiều, lãi suất thực giảm tỷ suất sinh lợi tăng Và phù hợp với chứng từ nghiên cứu Asprem (1989), Ahmet Büyükşalvarcı (2010), Seyed Mehdi Hosseini et al (2011), Yu Hsing et al (2012) Biến động tỷ giá hối đối có tương quan âm với tỷ suất sinh lợi mức ý nghĩa 1% thị trường - EM, thị trường tiền – FM 21 thị trường tiền – ALL Theo lập luận Pan et al (2007) đồng nội tệ giá (tỷ giá hối đối tăng) giá hàng nhập trở nên đắt hơn, nghĩa chi phí đầu vào cơng ty nhập tăng làm giảm dòng tiền vào chúng, ngược lại đồng nội tệ tăng giá (tỷ giá hối đối giảm) nhà nhập có lợi thế, chi phí đầu vào giảm thu nhập tăng Ngồi ra, theo Ye Bai and Christopher J Green (2011) lo ngại giảm giá đồng tiền (tỷ giá hối đoái tăng) làm cho nhà đầu tư nước rút khỏi thị trường, áp lực bán chứng khốn để rút vốn làm thị trường chứng khoán quốc gia sụt giảm nghĩa tỷ giá hối đoái tăng làm giá chứng khoán giảm Kết nghiên cứu hàm ý thị trường nổi, tiền có mức độ nhập cao, thị trường chứng khoán thị trường chịu ảnh hưởng dòng vốn đầu tư quốc tế Kết phù hợp với chứng từ nghiên cứu Asprem (1989), Ahmet Büyükşalvarcı (2010), Aisyah Abdul Rahman et al (2009), Hussain Ali Bekhet & Mohamed Ibrahim Mugableh (2012), Sulaiman D Mohammad et al (2009), Kuwornu and Nantwi (2011), Nopphon Tangjitprom (2012) Như kết nghiên cứu cho thấy có số nhân tố vĩ mô ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi thị trường tiền Ở nhóm thị trường tác giả tìm nhân tố vĩ mô tác động lên tỷ suất sinh lợi lạm phát, lãi suất tỷ giá hối đối, lạm phát tăng 1% làm số TTCK tăng 1.06%; lãi suất tăng 1% làm số TTCK giảm 0.083% tỷ giá hối đoái tăng 1% làm số TTCK giảm 0.897%; mối quan hệ số sản xuất công nghiệp, cung tiền tỷ suất sinh lợi thị trường khơng có ý nghĩa mặt thống kê Ở nhóm thị trường tiền nổi, tác giả tìm nhân tố lãi suất, cung tiền tỷ giá hối đoái tác động lên tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khốn có ý nghĩa mặt thống kê Trong lãi suất tăng 1% làm số TTCK giảm 0.281%; cung tiền tăng 1% làm số TTCK tăng 0.708%; tỷ giá hối đoái tăng 1% làm số TTCK giảm 0.731%; mối quan hệ số sản xuất công nghiệp, lạm phát tỷ suất sinh lợi thị trường tiền khơng có ý nghĩa mặt thống kê Đặc biệt nhóm tổng hợp 21 thị trường tiền (ALL) biến vĩ mơ tỷ giá hối đối, lãi suất, cung tiền lạm phát có tác động lên tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Mơ hình giải thích 22.4% biến động số TTCK Trong số giá tiêu dùng thay đổi 1% làm số TTCK tăng 1.08%; tỷ giá hối đoái tăng 1% làm số TTCK giảm 0.864%; cung tiền tăng 1% làm số TTCK tăng 0.32% lãi suất trái phiếu phủ tăng 1% làm số TTCK giảm 0.149% Như thị trường tiền nổi, cổ phiếu sử dụng cơng cụ phịng ngừa lạm phát tốt tỷ suất sinh lợi cổ phiếu bù đắp nhiều gia tăng lạm phát Đồng thời sách tiền tệ thị trường có vai trò quan trọng biến động số thị trường chứng khốn Chính sách tiền tệ nới lỏng (tăng cung tiền, giảm lãi suất) dẫn đến gia tăng giá chứng khốn, ngược lại sách tiền tệ thắt chặt dẫn đến giảm giá chứng khốn Hơn có lẽ thị trường nổi, tiền giai đoạn phát triển, nên mức độ nhập cao, đồng thời chịu ảnh hưởng dòng vốn đầu tư quốc tế nên tỷ giá hối đối có mối tương quan ngược chiều chặc với tỷ suất sinh lợi TTCK KẾT LUẬN, HÀM Ý VÀ HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI 5.1 Kết luận: Có nhiều nghiên cứu tìm thấy mối liên hệ nhân tố kinh tế vĩ mơ tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khốn quốc gia, nhóm quốc gia Đồng thời đó, thị trường chứng khốn tiền (thị trường giai đoạn sơ khai) nhắc đến nhiều lựa chọn đầu tư hấp dẫn cho nhà đầu tư quốc tế, nhiên thơng tin nghiên cứu có phần hạn chế Bài nghiên cứu sử dụng liệu bảng để xem xét liệu có tồn ảnh hưởng nhân tố vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi thị trường nổi, tiền Tác giả sử dụng nhân tố số sản xuất công nghiệp (đại diện cho hoạt động kinh tế thực), số giá tiêu dùng (đại diện cho lạm phát), lãi suất trái phiếu phủ 10 năm, cung tiền M2 (đại diện cho cung tiền) tỷ giá hối đoái tìm thấy chứng cho thấy tồn ảnh hưởng nhân tố vĩ mô thị trường nổi, tiền tổng hợp 21 thị trường + tiền khẳng định, thị trường tiền phần thị trường Trong kiểm định tồn mẫu ngoại trừ số sản xuất cơng nghiệp khơng có tác động lên tỷ suất sinh lợi, biến lại số giá tiêu dùng, cung tiền có tác động tích cực lên tỷ suất sinh lợi lãi suất, tỷ giá hối đối có tác động tiêu cực lên tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Cụ thể số giá tiêu dùng tăng 1% làm số TTCK tăng 1.08%; tỷ giá hối đoái tăng 1% làm số TTCK giảm 0.864%; cung tiền tăng 1% làm số TTCK tăng 0.32% lãi suất trái phiếu phủ tăng 1% làm số TTCK giảm 0.149% 5.2 Hàm ý đề tài: Bài nghiên cứu tìm thấy ảnh hưởng nhân tố vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi thị trường nổi, tiền toàn mẫu gồm thị trường tiền Bài nghiên cứu cho thấy sách tiền tệ (cung tiền, lãi suất) có vai trị quan trọng biến động số thị trường chứng khoán tiền Chính sách tiền tệ nới lỏng tác động làm tăng giá chứng khoán ngược lại Bài nghiên cứu tìm thấy chứng cho thấy khả thị trường nổi, tiền có mức độ nhập cao (giả định TTCK phản ánh đầy đủ hoạt động kinh tế); thị trường chứng khoán thị trường chịu ảnh hưởng dòng vốn đầu tư quốc tế Đồng thời đó, nghiên cứu tìm thấy chứng cho thấy thị trường tiền dạng thị trường chứa đựng nhiều rủi ro 5.3 Hạn chế đề tài: Do số liệu thu thập hạn chế, liệu nghiên cứu toàn liệu tác giả thu thập được, nên mẫu nghiên cứu chưa đầy đủ theo yêu cầu đặt Dựa kết kiểm định hồi quy, tác giả sử dụng phương pháp điều chỉnh độ lệch chuẩn robust, cluster OLS, điều chỉnh tự tương quan liệu bảng GLS để đảm bảo kết nghiên cứu vững hiệu Tuy nhiên với đặc điểm liệu thị trường chứng khốn thường có tương quan chuỗi, nghiên cứu sử dụng GMM liệu bảng TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt Nguyễn Trọng Hoài cộng sự, 2009 Dự báo phân tích liệu kinh tế tài Hà Nội: Nhà xuất Thống Kê Tiếng Anh: Ahmet Büyükşalvarcı, 2010 The Effects of Macroeconomics Variables on Stock Returns: Evidence from Turkey European Journal of Social Sciences, Volume 14, Number 3, 404-416 Aisyah Abdul Rahman et al., 2009 Macroeconomic determinants of Malaysian stock market African Journal of Business ManagEMent, Vol.3 (3), 095-106 Asprem, 1989 Stock prices, asset portfolios and macroeconomic variables in ten european coutries Journal of Banking and Finance, 13(4-5), 589-612 Aurangzeb, 2012 Factors Affecting Performance of Stock Market: Evidence from South Asian Countries International Journal of Academic Research in Business and Social Sciences, Vol (9), 1-15 Chen, Roll and Ross, 1986 Economic forces and the stock market Journal of Business, 59(3): 83-403 Fama (1981) Stock returns, real activity, inflation and money American Economic Review, 71: 545-564 Fama, 1990 Stock Returns, Expected Returns, and Real Activity Journal of Finance, 45(4), 1089-1108 Fisher, I., 1930 The theory of interest New York: Macmillan Homa Jaffee, 1971 The Supply of Money and Common Stock Prices The Journal of Finance, 26(5): 1045-1066 10 Hussain Ali Bekhet & Mohamed Ibrahim Mugableh, 2012 Investigating Equilibrium Relationship between Macroeconomic Variables and Malaysian Stock Market Index through Bounds Tests Approach International Journal of Economics and Finance, Vol (10), 69-81 11 Kuwornu and Nantwi, 2011 Macroeconomic Variables and Stock Market Returns: Full Information Maximum Likelihood Estimation Research Journal of Finance and Accounting Vol (4), 49-63 12 Kvint, V.L, 1999 The global emerging market in transition: Articles, forecasts, and studies New York: Fordham University Press 13 Mahmudul Alam and Gazi Salah Uddin, 2009 Relationship between Interest Rate and Stock Price: Empirical Evidence from Developed and Developing Countries International Journal of Business and Management, Vol (4), 43-51 14 Mohamed Khaled Al-Jafari et al., 2011 Investigating the Relationship between Stock Market Returns and acroeconomic Variables Evidence from Developed and EMerging Markets International Research Journal of Finance and Economics, 79: 6-30 15 MSCI, 2012 MSCI Global Investable Market Indices Methodology Morgan Stanley Capital International 16 Muhammed Monjurul Quadir, 2012 The Effect of Macroeconomic Variables On Stock Returns on Dhaka Stock Exchange International Journal of Economics and Financial, Vol (4), 480-487 nd 17 Myers, R H, 1990 Classical and modern regression with applications (2 ed.) Boston: PWS-Kent 18 Nopphon Tangjitprom, 2012 Macroeconomic Factors of EMerging Stock Market: The Evidence from Thailand International Journal of Financial Research, Vol (2) , 105-114 19 Pan et al., 2007 Dynamic linkages between Exchange Rates and Stock Prices: Evidence from East Asian Markets Int Rev Econ Finance, 16:503520 20 Princeton university Getting Started in Data Analysis The Online Training Section at DSS Available at: [Accessed at 30 June 2013] 21 Rice university Chapter 15 Panel Data Models Available at: [Accessed at 30 June 2013] 22 SerkanYilmaz Kandir, 2008 Macroeconomic Variables, Firm Characteristics and Stock Returns: Evidence from Turkey International Research Journal of Finance and Economics, 16: 35-51 23 Seyed Mehdi Hosseini et al., 2011 The Role of Macroeconomic Variables on Stock Market Index in China and India International Journal of Economics and Finance Vol (6), 233-243 24 Singh et al., 2011 Macroeconomic factors and stock returns: Evidence from Taiwan Journal of Economics and International Finance, Vol 2(4), pp.217227 25 Sulaiman D Mohammad et al., 2009 Impact of Macroeconomics Variables on Stock Prices: Emperical Evidance in Case of KSE (Karachi Stock Exchange) European Journal of Scientific Research, Vol.38 (1), 96-103 26 The Economist, 2010 The emerging emerging markets The economist Available at 27 White, 1980 A Heteroskedasticity - Consistent Covariance Matrix Estimator and a Direct Test for Heteroskedasticity Econometrica, 1980, vol (4), 817838 28 Ye Bai and Christopher J Green, 2011 Determinants of cross-sectional stock return variations in Emerging markets Empirical economics : a journal of the Institute for Advanced Studies, Vienna, Austria - Berlin : Springer, Vol 41 (1), 81-102 29 Yu Hsing et al., 2012 Macroeconomic Determinants of the Stock Market Index for a Major Latin American Country and Policy Implications Business and Economic Research, Vol.2 (1), 1-10 Phụ lục Kết chạy hồi quy dạng Pooled từ phần mềm STATA 11 EM reg lgr lgipi lgcpi lgbond lgm2 lger if thitruong==1 Source | SS df MS -+ -Model | 254967733 050993547 Residual | 596161476 840 000709716 -+ -Total | 851129209 845 001007254 Number of obs F( 5, 840) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 846 71.85 0.0000 0.2996 0.2954 02664 -lgr | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lgipi | -.0213419 0299789 -0.71 0.477 -.0801842 0375003 lgcpi | 1.060428 3257465 3.26 0.001 421055 1.6998 lgbond | -.083091 0321138 -2.59 0.010 -.1461236 -.0200583 lgm2 | 2238679 1227866 1.82 0.069 -.0171367 4648725 lger | -.8969873 0524027 -17.12 0.000 -.999843 -.7941317 _cons | -.0012344 0011608 -1.06 0.288 -.0035128 0010439 FM reg lgr lgipi lgcpi lgbond lgm2 lger if thitruong==2 Source | SS df MS -+ -Model | 091155729 018231146 Residual | 549173013 381 001441399 -+ -Total | 640328742 386 001658883 Number of obs F( 5, 381) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 387 12.65 0.0000 0.1424 0.1311 03797 -lgr | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lgipi | -.0291056 0528676 -0.55 0.582 -.1330544 0748431 lgcpi | 8193514 6823049 1.20 0.231 -.5222032 2.160906 lgbond | -.3293388 0742378 -4.44 0.000 -.4753058 -.1833717 lgm2 | 7902386 3286621 2.40 0.017 1440199 1.436457 lger | -.8159347 1442738 -5.66 0.000 -1.099607 -.5322621 _cons | -.0060479 0027182 -2.22 0.027 -.0113924 -.0007033 ALL reg lgr lgipi lgcpi lgbond lgm2 lger Source | SS df MS -+ -Model | 330543751 06610875 Residual | 1.16273876 1227 000947627 -+ -Total | 1.49328251 1232 00121208 Number of obs F( 5, 1227) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 1233 69.76 0.0000 0.2214 0.2182 03078 -lgr | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lgipi | -.02335 0269078 -0.87 0.386 -.0761404 0294404 lgcpi | 1.080449 3091263 3.50 0.000 4739746 1.686924 lgbond | -.1495342 0313167 -4.77 0.000 -.2109743 -.0880941 lgm2 | 3264287 124811 2.62 0.009 0815621 5712954 lger | -.8642111 0534361 -16.17 0.000 -.9690474 -.7593748 _cons | -.0025943 001141 -2.27 0.023 -.0048329 -.0003558 Phụ lục Kết chạy hồi quy dạng FEM từ phần mềm STATA 11 EM xtreg lgr lgipi lgcpi lgbond lgm2 lger if thitruong==1, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: quocgia R-sq: within between overall corr(u_i, Xb) = 0.3011 = 0.0998 = 0.2995 = -0.0016 Number of obs Number of groups = = 846 14 Obs per group: avg max F(5,827) Prob > F = = = = = 35 60.4 64 71.25 0.0000 -lgr | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lgipi | -.0225545 030102 -0.75 0.454 -.0816398 0365308 lgcpi | 1.114679 3406019 3.27 0.001 446133 1.783225 lgbond | -.0831534 0323279 -2.57 0.010 -.1466079 -.0196989 lgm2 | 2144832 125366 1.71 0.087 -.0315898 4605561 lger | -.895992 0526638 -17.01 0.000 -.9993624 -.7926216 _cons | -.0012839 0011854 -1.08 0.279 -.0036107 001043 -+ -sigma_u | 00269715 sigma_e | 02672347 rho | 01008373 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(13, 827) = 0.60 Prob > F = 0.8559 FM Fixed-effects (within) regression Group variable: quocgia R-sq: within between overall = 0.1357 = 0.5501 = 0.1381 corr(u_i, Xb) = 0.0505 Number of obs Number of groups = = 387 Obs per group: avg max F(5,375) Prob > F = = = = = 32 55.3 64 11.77 0.0000 -lgR | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lgCPI | 208951 7597824 0.28 0.783 -1.285017 1.702919 lgER | -.8161889 1434916 -5.69 0.000 -1.098338 -.53404 lgM2 | 474235 3471209 1.37 0.173 -.2083124 1.156782 lgbond | -.3335475 0737133 -4.52 0.000 -.4784906 -.1886044 lgIPI | -.0374097 0524962 -0.71 0.477 -.1406335 0658142 _cons | -.003394 0029212 -1.16 0.246 -.009138 00235 -+ -sigma_u | 0084017 sigma_e | 03764484 rho | 04744741 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(6, 375) = 2.09 Prob > F = 0.0539 ALL xtreg lgr lgipi lgcpi lgbond lgm2 lger,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: quocgia R-sq: within between overall = 0.2213 = 0.3784 = 0.2210 corr(u_i, Xb) = 0.0275 Number of obs Number of groups = = 1233 21 Obs per group: avg max F(5,1207) Prob > F = = = = = 32 58.7 64 68.61 0.0000 -lgr | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lgipi | -.0266529 0268516 -0.99 0.321 -.0793338 026028 lgcpi | 9566968 3294511 2.90 0.004 3103364 1.603057 lgbond | -.1480199 0313107 -4.73 0.000 -.2094494 -.0865904 lgm2 | 2542161 1279978 1.99 0.047 0030932 5053389 lger | -.8618759 0533705 -16.15 0.000 -.9665852 -.7571665 _cons | -.0020797 0011759 -1.77 0.077 -.0043868 0002274 -+ -sigma_u | 00506905 sigma_e | 03068874 rho | 02655853 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(20, 1207) = 1.38 Prob > F = 0.1221 Phụ lục 3: Kết chạy hồi quy dạng REM từ phần mềm STATA 11 EM xtreg lgr lgipi lgcpi lgbond lgm2 lger if thitruong==1, re Random-effects GLS regression Group variable: quocgia Number of obs Number of groups = = 846 14 R-sq: Obs per group: = avg = max = 35 60.4 64 within = 0.3011 between = 0.1066 overall = 0.2996 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(5) Prob > chi2 = = 359.25 0.0000 -lgr | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lgipi | -.0213419 0299789 -0.71 0.477 -.0800994 0374156 lgcpi | 1.060428 3257465 3.26 0.001 4219762 1.698879 lgbond | -.083091 0321138 -2.59 0.010 -.1460328 -.0201492 lgm2 | 2238679 1227866 1.82 0.068 -.0167894 4645252 lger | -.8969873 0524027 -17.12 0.000 -.9996948 -.7942799 _cons | -.0012344 0011608 -1.06 0.288 -.0035095 0010407 -+ -sigma_u | sigma_e | 02672347 rho | (fraction of variance due to u_i) FM xtreg lgr lgipi lgcpi lgbond lgm2 lger if thitruong==2, re Random-effects GLS regression Group variable: quocgia R-sq: within between overall = 0.1325 = 0.6726 = 0.1424 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Number of obs Number of groups = = 387 Obs per group: avg max Wald chi2(5) Prob > chi2 = = = = = 32 55.3 64 63.24 0.0000 -lgr | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lgipi | -.0291056 0528676 -0.55 0.582 -.1327242 0745129 lgcpi | 8193514 6823049 1.20 0.230 -.5179416 2.156645 lgbond | -.3293388 0742378 -4.44 0.000 -.4748421 -.1838354 lgm2 | 7902386 3286621 2.40 0.016 1460727 1.434405 lger | -.8159347 1442738 -5.66 0.000 -1.098706 -.5331633 _cons | -.0060479 0027182 -2.22 0.026 -.0113754 -.0007203 -+ -sigma_u | sigma_e | 03764484 rho | (fraction of variance due to u_i) ALL xtreg lgr lgipi lgcpi lgbond lgm2 lger, re Random-effects GLS regression Group variable: quocgia Number of obs Number of groups = = 1233 21 R-sq: Obs per group: = avg = max = 32 58.7 64 within = 0.2210 between = 0.3948 overall = 0.2214 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(5) Prob > chi2 = = 348.81 0.0000 -lgr | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lgipi | -.02335 0269078 -0.87 0.386 -.0760883 0293883 lgcpi | 1.080449 3091263 3.50 0.000 4745728 1.686326 lgbond | -.1495342 0313167 -4.77 0.000 -.2109137 -.0881547 lgm2 | 3264287 124811 2.62 0.009 0818036 5710538 lger | -.8642111 0534361 -16.17 0.000 -.968944 -.7594783 _cons | -.0025943 001141 -2.27 0.023 -.0048306 -.000358 -+ -sigma_u | sigma_e | 03068874 rho | (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 4: Kết chạy hồi quy khắc phục khiếm khuyết phương sai thay đổi tự tương quan EM – Hồi quy Pooled OLS robust khắc phục phương sai thay đổi reg lgr lgipi lgcpi lgbond lgm2 lger if thitruong==1, vce(robust) Linear regression Number of obs F( 5, 840) Prob > F R-squared Root MSE = = = = = 846 40.82 0.0000 0.2996 02664 -| Robust lgr | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lgipi | -.0213419 0288084 -0.74 0.459 -.0778868 035203 lgcpi | 1.060428 4151224 2.55 0.011 2456287 1.875227 lgbond | -.083091 0482876 -1.72 0.086 -.1778695 0116875 lgm2 | 2238679 173944 1.29 0.198 -.117548 5652838 lger | -.8969873 0667659 -13.43 0.000 -1.028035 -.7659398 _cons | -.0012344 0013557 -0.91 0.363 -.0038954 0014265 FM – Hồi quy GLS liệu bảng khắc phục tự tương quan xtgls lgr lgipi lgcpi lgbond lgm2 lger if thitruong==2, corr(1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares homoskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 1 (0.1941) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(5) Prob > chi2 = = = = = = = 387 32 55.28571 64 55.37 0.0000 -lgr | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lgipi | -.0341941 048287 -0.71 0.479 -.128835 0604467 lgcpi | 8004087 7474267 1.07 0.284 -.6645207 2.265338 lgbond | -.2814123 0707506 -3.98 0.000 -.4200809 -.1427437 lgm2 | 7080765 3185311 2.22 0.026 083767 1.332386 lger | -.7313866 1362902 -5.37 0.000 -.9985105 -.4642627 _cons | -.005657 003068 -1.84 0.065 -.0116703 0003563 ALL- Hồi quy Pooled OLS robust-cluster khắc phương phương sai thay đổi tự tương quan reg lgr lgipi lgcpi Linear regression lgbond lgm2 lger, cluster(quocgia) Number of obs = F( 5, 20) = Prob > F = R-squared = Root MSE = 1233 31.04 0.0000 0.2214 03078 (Std Err adjusted for 21 clusters in quocgia) -| Robust lgr | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lgipi | -.02335 0196212 -1.19 0.248 -.0642792 0175792 lgcpi | 1.080449 2895973 3.73 0.001 4763599 1.684539 lgbond | -.1495342 0602138 -2.48 0.022 -.2751379 -.0239305 lgm2 | 3264287 1271673 2.57 0.018 0611624 591695 lger | -.8642111 0964564 -8.96 0.000 -1.065416 -.6630067 _cons | -.0025943 0013771 -1.88 0.074 -.0054668 0002782