Luận án tiến sĩ nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cô phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ QUỐC DÂN NGUYỄN THỊ THU TRANG NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN TÍNH THANH KHOẢN CỦA CỔ PHIẾU NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ NGÀNH TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG HÀ NỘI - 2022 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ QUỐC DÂN NGUYỄN THỊ THU TRANG NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN TÍNH THANH KHOẢN CỦA CỔ PHIẾU NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM Chun ngành: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG Mã số: 9340201 LUẬN ÁN TIẾN SĨ Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS LƯU THỊ HƯƠNG TS ĐOÀN PHƯƠNG THẢO HÀ NỘI - 20212 MỞ ĐẦU Tính cấp thiết đề tài nghiên cứu Thị trường chứng khoán kênh dẫn vốn trung dài hạn quan trọng kinh tế Chức tập trung, tích tụ phân phối vốn có hiệu TTCK đảm bảo ổn định phát triển hệ thống tài Vì vậy, thị trường hiệu mục tiêu hướng đến kinh tế Thị trường hiệu xét ba khía cạnh hoạt động hiệu quả, thơng tin hiệu phân phối hiệu Nghiên cứu Harris (2003) khẳng định, khoản chức quan trọng thị trường hiệu Thanh khoản thể thơng qua thời gian giao dịch chứng khốn ngắn, chi phí giao dịch thấp, khả phục hồi giá với cú sốc thị trường Nghiên cứu Demsetz (1968) cho chi phí giao dịch phát sinh thơng thường gồm khoản chi phí hữu chi phí tham gia thị trường, phí giao dịch trả cho cơng ty chứng khốn, thuế thu nhập… Khi chứng khoán khoản, NĐT phải trả thêm chi phí tác động giá chênh lệch giá hỏi mua - giá chào bán Các khoản chi phí gọi chung chi phí khoản Do đó, với NĐT, khoản giúp gia tăng linh hoạt an toàn vốn, khoản cao chi phí giao dịch thấp hoạt động giao dịch hiệu TTCK Việt Nam thức hoạt động 20 năm Mặc dù, thị trường có tăng trưởng tốt chưa phát triển theo kỳ vọng Cụ thể, số lượng công ty niêm yết tăng hàng năm quy mô niêm yết không tăng tương xứng Chất lượng công ty niêm yết kém, nhiều mã cổ phiếu giao dịch nhiều ngày liên tiếp, TKCCP cịn thấp so với nhiều nước khu vực Theo ba tổ chức lớn xếp hạng thị trường bao gồm MSCI, FTSE Russell S&P Dow Jones, TTCK Việt Nam xếp vào nhóm Frontier Market - thị trường cận biên (thị trường sơ khai) có “qui mơ khoản thấp với khả chuyển nhượng chứng khoán cần cải thiện” Trong bối cảnh TTCK Việt Nam xem xét nâng hạng từ thị trường cận biên lên thị trường nổi, nâng cao TKCCP yêu cầu thiết yếu Song, nghiên cứu khoản cổ phiếu TTCK Việt Nam số bất cập (i) vấn đề hiểu khoản cổ phiếu gì? TKCCP xác định theo góc độ nào? (ii) muốn định vị TKCCP TTCK Việt Nam cao hay thấp cần xác định thước đo phù hợp phù hợp với khái niệm TKCCP (iii) mục tiêu tăng TKCCP cần xác định TKCCP phụ thuộc vào nhân tố nào? Mặc dù, nghiên cứu TKCCP thực nhiều quốc gia phần lớn quốc gia có kinh tế phát triển Tuy nhiên, quốc gia có kinh tế phát triển Việt Nam đặc điểm thể chế, hệ thống quản lý, môi trường thông tin, cấu trúc sở hữu hay chất lượng CPNY… có khác biệt Chính vậy, tác động nhân tố tới TKCCP niêm yết TTCK Việt Nam thay đổi Bởi vậy, TTCK Việt Nam cần nghiên cứu chuyên sâu, toàn diện TKCCP tác động nhân tố tới TKCCP niêm yết Từ đó, khuyến nghị đề xuất thực để hạn chế tác động tiêu cực nhân tố tới TKCCP, góp phần nâng cao TKCCP niêm yết TTCK Việt Nam Xuất phát từ tầm quan trọng nhu cầu cấp thiết trên, tác giả lựa chọn đề tài “Nhân tố tác động đến tính khoản cổ phiếu niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam” làm đề tài nghiên cứu cho Luận án tiến sỹ kinh tế Mục tiêu nhiệm vụ nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu đề xuất khuyến nghị nhằm nâng cao khoản cổ phiếu thị trường chứng khoán Việt Nam Trên sở đó, nhiệm vụ nghiên cứu xác định cụ thể sau: Thứ nhất, hệ thống hóa sở lý luận khoản cổ phiếu để đưa khái niệm TKCCP dựa khía cạnh khác khoản Từ cách hiểu TKCCP, tổng quan nghiên cứu trước thước đo TKCCP để xác định thước đo TKCCP phù hợp định vị nhân tố tác động tới khoản cổ phiếu niêm yết TTCK Thứ hai, phân tích thực trạng TKCCP phân tích, kiểm định tác động nhân tố tới TKCCP niêm yết TTCK Việt Nam Phân tích nguyên nhân dẫn đến hạn chế TKCCP niêm yết TTCK Việt Nam Thứ ba, tác giả đề xuất khuyến nghị chủ thể thị trường để nâng cao khoản cổ phiếu niêm yết TTCK Việt Nam Câu hỏi nghiên cứu Dựa sở phân tích nghiên cứu nước, quốc tế để đạt mục tiêu nghiên cứu, câu hỏi nghiên cứu cần giải đáp bao gồm:  Nội hàm khoản cổ phiếu gì? TKCCP hiểu theo khía cạnh nào? TKCCP đo lường nào?  Thanh khoản cổ phiếu chịu tác động nhân tố nào?  Thực trạng khoản cổ phiếu niêm yết mức độ tác động nhân tố đến khoản cổ phiếu niêm yết TTCK Việt Nam nào? Nhân tố tác động thuận chiều nhân tố tác động ngược chiều tới khoản cổ phiếu niêm yết thị trường Việt Nam?  Khuyến nghị cần đề xuất với chủ thể thị trường để nâng cao khoản cổ phiếu niêm yết TTCK Việt Nam? Đối tượng phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: Thanh khoản cổ phiếu niêm yết Phạm vi nghiên cứu: Phạm vi nghiên cứu không gian: khoản cổ phiếu niêm yết TTCK Việt Nam Phạm vi thời gian nghiên cứu: khoản cổ phiếu niêm yết TTCK Việt Nam năm 2011 đến năm 2019 Khung nghiên cứu Để hoàn thành mục tiêu nghiên cứu, tác giả xây dựng khung nghiên cứu luận án sau: Sơ đồ Khung nghiên cứu luận án Nguồn: Tác giả xây dựng Các lý thuyết trụ cột Các lý thuyết trụ cột liên quan đến nghiên cứu khoản cổ phiếu nhân tố tác động tới khoản cổ phiếu sử dụng luận án gồm: 6.1 Lý thuyết thị trường hiệu Lý thuyết thị trường hiệu (Efficient Market Hypothesis - EMH): Theo Fama (1970) xét phương diện hiệu mặt thơng tin tùy thuộc vào mức độ phản ánh thơng tin tới giá chứng khốn, thị trường hiệu đưa mức độ giả thuyết khác nhau: giả thuyết thị trường hiệu dạng yếu, giả thuyết thị trường hiệu trung bình giả thuyết thị trường hiệu dạng mạnh Khi thị trường hiệu giá cổ phiếu phản ánh giá trị nội kỳ vọng giá tăng hay giảm từ nguyên nhân thông tin bất ngờ, xuất thị trường Do thông tin xuất cách ngẫu nhiên khơng thể dự đốn trước nên giá thay đổi cách ngẫu nhiên Cổ phiếu giao dịch ngang giá, người bán khơng thổi phồng giá người mua khơng có hội ép giá Những người tham gia thị trường tin tưởng thị trường đối xử công với tất nhóm NĐT Tại thị trường hiệu vốn chuyển tới nơi sử dụng hiệu chi phí cho việc chuyển vốn nhỏ Tức là, thị trường đạt hiệu quả, TKCCP đạt mức tốt Cổ phiếu dễ dàng mua bán với khối lượng lớn chi phí giao dịch thấp đồng thời thị giá phản ánh giá trị nội nên trước cú sốc thị trường giá cổ phiếu nhanh phục hồi giá trị nội ban đầu 6.2 Lý thuyết thông tin bất cân xứng Lý thuyết thông tin bất cân xứng phát triển từ năm 1970 áp dụng vào lĩnh vực tài từ năm 1980 Lý thuyết thông tin bất cân xứng Akerlof (1970) đưa với nghiên cứu tính thị trường mua bán xe ô tô cũ Thông tin không cân xứng xuất giao dịch thị trường bên có đầy đủ thơng tin cịn bên thiếu thông tin cần thiết để làm sở định, dẫn đến tượng cố tình che đậy thơng tin bên có lợi so với bên cịn lại ngun nhân để “lựa chọn đối nghịch” xuất Sự “lựa chọn bất lợi” cản trở giao dịch mà hai bên có lợi Lý thuyết “thị trường trái chanh” giải thích nguyên nhân làm giảm TKCCP thông qua chế sau: Thứ nhất, hoạt động giao dịch thị trường sơi động chi phí để thực giao dịch cổ phiếu tăng lên như: thời gian để xử lý lệnh, chi phí nắm giữ cổ phiếu điều khiến cho TKCCP giảm Thứ hai, thông tin bất cân xứng khiến gia tăng rủi ro giao dịch cổ phiếu, NĐT thiếu thông tin cổ phiếu niêm yết họ có xu hướng đặt giá mua thấp giá bán cao nhằm giảm xác suất thua thiệt Ngược lại, NĐT có lợi thơng tin định giá cổ phiếu xác nên giao dịch họ không tuân theo qui luật cung cầu thị trường khiến cho thị trường cạnh tranh khơng hồn hảo làm giảm TKCCP 6.3 Lý thuyết đại diện Theo lý thuyết đại diện, Jensen Meckling (1976) cho “sao nhãng” “lãng phí” ln tồn dù hay nhiều tách biệt quyền quản lý quyền sở hữu cơng ty Do đó, khơng thể mong đợi nhà quản lý kiểm soát tiền cách cẩn thận chủ sở hữu kiểm sốt tiền Mục tiêu nhà quản lý giữ lại lợi nhuận nhiều để tái đầu tư, mở rộng hoạt động kinh doanh, qui mô doanh nghiệp gia tăng vị kèm với khoản lợi ích nhà quản lý lớn Nhưng mục tiêu nhà quản lý trái ngược với mong muốn nhận cổ tức tiền NĐT Thêm vào đó, Rozeff (1982) cho việc chi trả cổ tức biện pháp mang tính thiết thực để giảm chi phí đại diện Chi trả cổ tức làm giảm dịng tiền tự doanh nghiệp đơi buộc nhà quản lý phải sử dụng nguồn vốn từ bên ngồi thay nguồn nội Hoạt động làm tăng thêm thành phần giám sát hoạt động quản trị nhà quản lý, hoạt động quản trị minh bạch môi trường thông tin cơng ty cải thiện tốt Do đó, thấy sách chi trả cổ tức DNNY tác động đến TKCCP Nghiên cứu Myers Majluf (1984) bất cân xứng thông tin nhà quản lý nhà đầu tư bên chiến lược kinh doanh, rủi ro cơng ty tương lai Nhà quản lý có nhiều thơng tin NĐT nên NĐT bên ngồi quan tâm tới hoạt động giao dịch cổ phiếu người nội 6.4 Lý thuyết tín hiệu Nghiên cứu Spence (1973) tập trung vào thị trường lao động thực phân tích trạng thái cân phần tín hiệu thị trường (mức lương chi phí phát tín hiệu) Spence (1973) cho khó định nghĩa tường minh toàn diện khái niệm “phát tín hiệu” cách xây dựng mơ hình cấu trúc thị trường lao động để định nghĩa “phát tín hiệu” giải thích việc sử dụng tín hiệu Chi phí phát tín hiệu đóng vai trị quan trọng tình thể độ tin cậy tín hiệu phát Mơ hình tín hiệu Spence coi tảng sử dụng rộng rãi để kiểm tra vấn đề kinh tế, tài khác nhau, đặc biệt sử dụng để lý giải việc công bố CSCT DNNY tác động hoạt động giao dịch giá cổ phiếu TKCCP Nghiên cứu Ross (1977) cho lý thuyết tín hiệu CSCT có mối liên hệ với Đồng quan điểm nghiên cứu Bhattacharya (1979), Miller Rock (1985) cho thông báo việc chi trả cổ tức xem tín hiệu cho thấy cơng ty sở hữu nhiều dự án triển vọng tương lai Nhà quản trị sử dụng sách cổ tức phương tiện để truyền tải thông tin khơng sẵn có đến NĐT bên ngồi Bởi chi trả cổ tức tiền hay phát hành cổ phiếu thưởng tín hiệu tốn cơng ty tốt có đủ khả thực Do đó, sách cổ tức tác động đến TKCCP cách giảm khoảng cách thông tin nhà quản trị NĐT bên 6.5 Lý thuyết tài hành vi Ngồi lý thuyết chuẩn tắc, tác động nhân tố tới TKCCP giải thích qua lý thuyết tài hành vi Lý thuyết tài hành vi kết hợp tâm lý học vào tài phát triển muộn so với lý thuyết tài chuẩn Do ảnh hưởng tâm lý NĐT trước thông tin thị trường dẫn tới biến động TTCK minh chứng nhiều nghiên cứu, đặc biệt với sách tiếng “Irrational Exuberance” Robert Shiller phát hành năm 2000 dự báo xác sụp đổ TTCK toàn cầu Một số tượng giải thích yếu tố tâm lý hành vi hoạt động giao dịch cổ phiếu có xu hướng tăng mạnh thị trường tăng giá ảm đạm thị trường giảm giá Bởi, NĐT có khuynh hướng nhạy cảm với việc giảm giá tăng giá cổ phiếu có xu hướng giữ cổ phiếu thua lỗ dài hạn thay thực hóa khoản lỗ Tài hành vi giải thích tượng liên quan đến yếu tố niềm tin NĐT dẫn tới thay đổi việc định không tuân theo nguyên tắc ban đầu Tâm lý “đám đông” xuất TTCK NĐT nhỏ “mơ phỏng” lại hành động NĐT nước ngồi, NĐT tổ chức NĐT cho có lợi thông tin DNNY Nhà đầu tư cho việc định nhóm NĐT có xác suất thu lợi nhuận cao họ có lợi vốn, kinh nghiệm đội ngũ phân tích thơng tin NĐT nhỏ thay đổi quan điểm cá nhân đổ xô vào đầu tư bán tháo cổ phiếu theo định hướng cổ đông lớn Vì vậy, cấu trúc sở hữu DNNY có tác động mạnh tới hoạt động giao dịch khoản cổ phiếu Mơ hình nghiên cứu phương pháp nghiên cứu Hướng tới mục tiêu nghiên cứu luận án tăng khoản cổ phiếu thơng qua phân tích tác động nhân tố tới TKCCP, tác giả thực đo lường TKCCP, xác định nhân tố phân tích, kiểm chứng tác động nhân tố tới TKCCP Mơ hình nghiên cứu xây dựng sau: Hiệu hoạt động DNNY Qui mô doanh nghiệp Qui định hoạt động giao dịch CBTT Cấu trúc sở hữu Chính sách cổ tức Thanh khoản cổ phiếu Chu kỳ kinh tế Sơ đồ Mơ hình nghiên cứu Nguồn: Tác giả xây dựng Các phương pháp nghiên cứu khoa học sử dụng luận án bao gồm: - Phương pháp phân tích định tính: Để xây dựng mơ hình nghiên cứu, tác giả thực phương pháp tổng hợp phân tích thơng tin từ nghiên cứu trước khoản cổ phiếu nhân tố tác động tới TKCCP thực nước quốc tế Kết phân tích đánh giá kết luận từ nghiên cứu trước hỗ trợ tác giả xác định khoảng trống nghiên cứu TKCCP TTCK Việt Nam hình thành khung nghiên cứu lý thuyết tác động nhân tố tới TKCCP Tác giả sử dụng kết hợp phương pháp so sánh, phân tích, thống kê mơ tả để đánh giá thực trạng TKCCP thực trạng nhân tố tác động tới TKCCP niêm yết TTCK Việt Nam giai đoạn từ 2011-2019 Các nhân tố tác động xác định nội dung phân tích định tính gồm: yếu tố thuộc doanh nghiệp cấu trúc sở hữu (theo cách tiếp cận mức độ tập trung sở hữu hình thức tổ chức, đặc điểm xuất xứ); sách cổ tức, hiệu hoạt động kinh doanh, qui mơ; yếu tố ngồi doanh nhiệp qui định hoạt động giao dịch CPNY công bố thông tin, chu kỳ tăng trưởng kinh tế Phân tích thực trạng hỗ trợ để xây dựng mơ hình nghiên cứu thực nghiệm sở để đưa khuyến nghị nhằm nâng cao TKCCP niêm yết TTCK Việt Nam - Phương pháp phân tích định lượng: Tác giả đồng thời sử dụng mơ hình kinh tế lượng để xem xét tính phù hợp mơ hình nghiên cứu kiểm chứng giả thuyết nghiên cứu Nghiên cứu thực với toàn DNNY SGDCK Hà Nội SGDCK TP Hồ Chí Minh giai đoạn từ 2014-2019 Do hạn chế việc thu thập liệu biến “tỷ lệ cổ phiếu tự chuyển nhượng” nên mơ hình nghiên cứu thực giai đoạn từ 2014-2019 Các nhân tố tác động xác định mơ hình nghiên cứu định lượng gồm: tỷ lệ cổ phiếu tự chuyển nhượng, tỷ lệ sở hữu Nhà nước, tỷ lệ trả cổ tức, hình thức trả cổ tức, tăng trưởng bền vững DNNY, qui mô DNNY, tăng trưởng GDP lãi suất Tác giả sử dụng phần mềm thống kê Stata15 để hỗ trợ thực phương pháp ước lượng Các bước thực phương pháp định lượng mô tả chi tiết nội dung sau Các đóng góp luận án Luận án có đóng góp thực tiễn lý thuyết Kết nghiên cứu luận án bổ sung tác động nhân tố tới TKCCP niêm yết TTCK với đặc điểm thị trường hạng cận biên quốc gia phát triển Đóng góp lý thuyết: Dựa sở tổng hợp nghiên cứu trước, luận án chứng minh thước đo ILLIQ Amihud (2002) LM Liu (2006) phù hợp để đo lường khoản phiếu niêm yết TTCK Việt Nam Với khái niệm khoản cổ phiếu hiểu khả thực giao dịch liên tục thời gian ngắn với số lượng lớn cổ phiếu chi phí khoản thấp đồng thời khả phục hồi giá nhanh sau cú sốc thị trường Bởi thị trường chứng khoán Việt Nam chưa hiệu quả, doanh nghiệp niêm yết xuất mâu thuẫn thông tin cổ đơng nội cổ đơng bên ngồi giải thích cho tượng cấu trúc sở hữu phân tán giúp tăng khoản cổ phiếu Tuy nhiên, nhân tố tỷ lệ sở hữu cổ đông Nhà nước có tác động phi tuyến tính tới khoản cổ phiếu vấn đề giải thích dựa lý thuyết tài hành vi Đóng góp thực tiễn: Nghiên cứu lựa chọn thước đo khoản cổ phiếu gồm thước đo ILLIQ Amihud (2002) LM12 Liu (2006) để ứng dụng đo lường TKCCP niêm yết TTCK Việt Nam Nghiên cứu làm rõ tác động nhân tố tới TKCCP niêm yết, xác định chế tác động nhân tố Các kết kiểm chứng sau: 183 Fisher-type unit-root test for Risk Based on augmented Dickey-Fuller tests Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary Number of panels = Avg number of periods = AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: Asymptotics: T -> Infinity Panel-specific Included Not included Not included Inverse chi-squared(1356) Inverse normal Inverse logit t(3374) Modified inv chi-squared P Z L* Pm 678 5.83 ADF regressions: lags Statistic p-value 3694.6771 -18.5029 -27.8531 44.9082 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels Fisher-type unit-root test for SR Based on augmented Dickey-Fuller tests Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary Number of panels = Avg number of periods = AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: Asymptotics: T -> Infinity Panel-specific Included Not included Not included Inverse chi-squared(1356) Inverse normal Inverse logit t(3374) Modified inv chi-squared P Z L* Pm 678 5.83 ADF regressions: lags Statistic p-value 2629.6505 -21.6360 -23.0217 24.4571 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels Fisher-type unit-root test for ILLIQ Based on augmented Dickey-Fuller tests Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary Number of panels = Avg number of periods = AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: Asymptotics: T -> Infinity Panel-specific Included Not included Not included Inverse chi-squared(1356) Inverse normal Inverse logit t(3359) Modified inv chi-squared P Z L* Pm ADF regressions: lags Statistic p-value 3359.5797 -9.0853 -20.0516 38.4735 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels 678 5.83 184 Fisher-type unit-root test for LM12 Based on augmented Dickey-Fuller tests Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary Number of panels = Avg number of periods = AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: Asymptotics: T -> Infinity Panel-specific Included Not included Not included Inverse chi-squared(1354) Inverse normal Inverse logit t(3319) Modified inv chi-squared P Z L* Pm ADF regressions: lags Statistic p-value 3551.3661 -9.9328 -22.4074 42.2258 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels Kiểm định lựa chọn phương pháp ước lượng Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ILLIQ chi2(1) Prob > chi2 = = 44.01 0.0000 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of LM12 chi2(1) Prob > chi2 = = 775.23 0.0000 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ILLIQ[MCT,t] = Xb + u[MCT] + e[MCT,t] Estimated results: Var ILLIQ e u Test: sd = sqrt(Var) 11.17137 9965541 5755179 3.34236 9982756 7586289 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 1195.97 0.0000 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LM12[MCT,t] = Xb + u[MCT] + e[MCT,t] Estimated results: Var LM12 e u Test: sd = sqrt(Var) 36.90356 12.56068 1.689307 6.07483 3.544104 1.299733 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 97.74 0.0000 678 5.83 185 Kiểm định Hausman ILLIQ Coefficients (b) (B) FE RE FreeFloat State Pcs TYPE VSGR Size LnKLGD RATE GDP Risk SR (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.305856 3225965 -.9364938 -.3726164 4132013 -1.18511 0667604 -.0906049 2486162 0567137 1028446 1312761 -.204158 0399402 1145283 -.6166677 -.7401627 -.7316247 26.584 35.16469 64.9011 -.7443141 -.1854926 1678641 2117491 -.8060923 -.4858657 -.7634801 28.04689 29.554 66.29407 -.911902 -.0186653 -.1279239 -.0972208 1894247 -.254297 0318553 -1.462889 5.610688 -1.392977 1675879 0263128 0258197 0267844 0592336 0345353 0111645 1.361199 1.6 8975799 0425386 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(13) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 89.94 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Kiểm định Hausman LM12 Coefficients (b) (B) FE RE FreeFloat State Pcs TYPE VSGR Size LnKLGD RATE GDP Risk SR (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .4220762 -.2816066 7335827 -.8600593 4312225 5285105 1.282135 -.7128291 2050722 2801379 4543007 6473038 -.116078 3161347 450912 1.564758 -.3889255 -1.022576 -26.90213 -133.0993 51.9173 -2.851489 -.3701347 2821655 2830778 1.537565 -.2117035 -1.426764 -84.5433 -193.2497 69.86196 -4.105063 2540568 0339692 1678342 0271931 -.177222 4041876 57.64117 60.15036 -17.94465 1.253574 1487015 1373923 1457183 3043893 1402665 0494113 7.181545 8.460689 4.668824 2725221 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(13) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 86.29 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) 186 Kiểm định đa cộng tuyến Variable VIF 1/VIF GDP RATE Size LnKLGD SR FreeFloat Risk Pcs State VSGR 5.25 5.04 2.30 2.17 1.44 1.32 1.23 1.22 1.22 1.10 0.190566 0.198250 0.434538 0.460255 0.695704 0.757250 0.810649 0.817118 0.821940 0.910226 Mean VIF 2.23 Hệ số VIF sau loại biến GDP Variable VIF 1/VIF Size LnKLGD FreeFloat Risk Pcs State VSGR SR RATE 2.29 2.17 1.32 1.23 1.22 1.20 1.09 1.08 1.05 0.436733 0.460532 0.757619 0.814723 0.817519 0.830704 0.914353 0.928560 0.952745 Mean VIF 1.41 187 Kiểm định tự tương quan ILLIQ Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 671) = 65.560 Prob > F = 0.0000 LM12 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 670) = 99.543 Prob > F = 0.0000 Kiểm định phương sai sai số thay đổi ILLIQ Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (676) = Prob>chi2 = 3.0e+05 0.0000 LM12 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (675) = Prob>chi2 = 2.2e+06 0.0000 188 Kết kiểm định mơ hình sau khắc phục phương sai không đồng với phương pháp FGLS sai số chuẩn vững cho biến phụ thuộc ILLIQ FGLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 676 13 Std Err Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(12) Prob > chi2 z P>|z| = = 3,862 676 = = = = = 5.713018 48518.53 0.0000 ILLIQ Coef [95% Conf Interval] FreeFloat State Pcs -.1761028 2780143 -2.682732 0651542 0577087 1251439 -2.70 4.82 -21.44 0.007 0.000 0.000 -.3038027 1649073 -2.92801 -.0484028 3911212 -2.437455 TYPE KH KO TM -.1499061 4669767 4656505 0702227 0579328 0612538 -2.13 8.06 7.60 0.033 0.000 0.000 -.2875401 3534304 3455953 -.0122721 5805229 5857056 VSGR size LnKLGD RATE Risk SR _cons -1.509277 -.2327736 -.8760416 10.82147 69.29304 -1.453919 6.038824 1067997 0116269 007783 4.071565 1.433481 2161769 3276778 -14.13 -20.02 -112.56 2.66 48.34 -6.73 18.43 0.000 0.000 0.000 0.008 0.000 0.000 0.000 -1.7186 -.2555619 -.891296 2.84135 66.48347 -1.877618 5.396587 -1.299953 -.2099853 -.8607871 18.80159 72.10261 -1.03022 6.681061 Sai số chuẩn vững Fixed-effects (within) regression Group variable: MCT Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.5411 between = 0.9106 overall = 0.8525 corr(u_i, Xb) = = 3,862 676 = avg = max = 5.7 = = 111.75 0.0000 F(12,675) Prob > F = 0.0280 (Std Err adjusted for 676 clusters in MCT) Robust Std Err ILLIQ Coef t P>|t| [95% Conf Interval] FreeFloat State Pcs -.2681394 3939544 -1.58905 1411452 1807519 2592527 -1.90 2.18 -6.13 0.058 0.030 0.000 -.5452759 0390509 -2.098089 0089971 7488579 -1.080011 TYPE KH KO TM -.2231687 2691636 3093153 0955838 090209 0943438 -2.33 2.98 3.28 0.020 0.003 0.001 -.410846 0920397 1240726 -.0354914 4462875 4945579 VSGR size LnKLGD RATE Risk SR _cons -.9809227 -.3753317 -.7973166 -.9164651 68.98475 -1.296813 7.621156 1929855 0736349 0403364 5.528004 3.641777 2400364 1.225611 -5.08 -5.10 -19.77 -0.17 18.94 -5.40 6.22 0.000 0.000 0.000 0.868 0.000 0.000 0.000 -1.359847 -.5199128 -.8765166 -11.77062 61.83417 -1.768121 5.214687 -.6019987 -.2307506 -.7181166 9.937685 76.13532 -.8255055 10.02763 sigma_u sigma_e rho 91489744 99827556 45650155 (fraction of variance due to u_i) 189 Kết kiểm định mơ hình sau khắc phục phương sai khơng đồng với phương pháp FGLS sai số chuẩn vững cho biến phụ thuộc LM12 FGLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 675 13 Std Err Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(12) Prob > chi2 z P>|z| = = 3,867 675 = = = = = 5.728889 15552.96 0.0000 LM12 Coef [95% Conf Interval] FreeFloat State Pcs -.9509185 555532 -.548436 1465459 1306254 3070055 -6.49 4.25 -1.79 0.000 0.000 0.074 -1.238143 2995109 -1.150156 -.6636939 8115531 0532838 TYPE KH KO TM -.0273054 4672182 4120609 1808488 1491957 1543212 -0.15 3.13 2.67 0.880 0.002 0.008 -.3817626 1748 1095969 3271518 7596365 7145248 VSGR size LnKLGD RATE Risk SR _cons -.0112841 -.426423 -1.233048 59.1296 51.04191 -2.145199 20.30068 2261357 0265349 0199231 9.51115 3.085199 538953 7501532 -0.05 -16.07 -61.89 6.22 16.54 -3.98 27.06 0.960 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 -.4545019 -.4784305 -1.272096 40.48809 44.99503 -3.201528 18.8304 4319338 -.3744155 -1.193999 77.77111 57.08879 -1.088871 21.77095 Sai số chuẩn vững Fixed-effects (within) regression Group variable: MCT Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.1364 between = 0.6576 overall = 0.4908 corr(u_i, Xb) = = 3,867 675 = avg = max = 5.7 = = 28.72 0.0000 F(12,674) Prob > F = -0.4307 (Std Err adjusted for 675 clusters in MCT) Robust Std Err LM12 Coef t P>|t| [95% Conf Interval] FreeFloat State Pcs 3270895 0296492 -.3627253 4337509 5026876 8405965 0.75 0.06 -0.43 0.451 0.953 0.666 -.5245759 -.9573729 -2.013228 1.178755 1.016671 1.287778 TYPE KH KO TM -.0973078 2588029 4498795 4010406 3533257 3513792 -0.24 0.73 1.28 0.808 0.464 0.201 -.884747 -.4349486 -.2400501 6901314 9525544 1.139809 VSGR size LnKLGD RATE Risk SR _cons 1.02592 -2.033738 -.9187104 60.19603 49.10434 -1.298942 36.22329 4684135 2641675 0654848 17.67605 9.240407 1.068146 4.026001 2.19 -7.70 -14.03 3.41 5.31 -1.22 9.00 0.029 0.000 0.000 0.001 0.000 0.224 0.000 1061947 -2.552429 -1.047289 25.48929 30.96089 -3.396235 28.31828 1.945645 -1.515048 -.7901316 94.90276 67.24778 7983519 44.1283 sigma_u sigma_e rho 3.2505771 3.5532219 45560611 (fraction of variance due to u_i) 190 Kết kiểm định mơ hình với biến phụ thuộc ILLIQ robust, cluster - ngành Fixed-effects (within) regression Group variable: MCT Number of obs Number of groups = = 3862 676 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.7 within = 0.5411 between = 0.9106 overall = 0.8525 corr(u_i, Xb) F(12,24) Prob > F = 0.0280 = = 269.67 0.0000 (Std Err adjusted for 25 clusters in NGANH) Robust Std Err ILLIQ Coef t P>|t| [95% Conf Interval] FreeFloat State Pcs -.2681394 3939544 -1.58905 1310277 2098723 3205855 -2.05 1.88 -4.96 0.052 0.073 0.000 -.5385673 -.0392007 -2.250706 0022886 8271095 -.9273942 TYPE KH KO TM -.2231687 2691636 3093153 1040781 1028369 0937591 -2.14 2.62 3.30 0.042 0.015 0.003 -.4379753 0569187 115806 -.008362 4814084 5028245 VSGR size LnKLGD RATE Risk SR _cons -.9809227 -.3753317 -.7973166 -.9164651 68.98475 -1.296813 7.621156 2019476 0653155 0524753 5.953526 3.117957 3713518 1.153936 -4.86 -5.75 -15.19 -0.15 22.12 -3.49 6.60 0.000 0.000 0.000 0.879 0.000 0.002 0.000 -1.397722 -.5101363 -.9056202 -13.20394 62.5496 -2.063246 5.23955 -.5641234 -.2405272 -.689013 11.37101 75.41989 -.5303809 10.00276 sigma_u sigma_e rho 91489744 99827556 45650155 (fraction of variance due to u_i) Kết kiểm định mơ hình với biến phụ thuộc LM12 robust, cluster - ngành Fixed-effects (within) regression Group variable: MCT Number of obs Number of groups = = 3859 675 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.7 within = 0.1375 between = 0.6574 overall = 0.4922 corr(u_i, Xb) F(12,24) Prob > F = -0.4486 = = 52.21 0.0000 (Std Err adjusted for 25 clusters in NGANH) Robust Std Err LM12 Coef t P>|t| [95% Conf Interval] FreeFloat State Pcs 3524386 0034769 0113707 5259737 7506391 1.109267 0.67 0.00 0.01 0.509 0.996 0.992 -.7331177 -1.545766 -2.278044 1.437995 1.55272 2.300785 TYPE KH KO TM -.0447274 2707024 5093567 4021024 4329009 4068075 -0.11 0.63 1.25 0.912 0.538 0.223 -.8746259 -.6227611 -.3302527 7851711 1.164166 1.348966 VSGR size LnKLGD RATE Risk SR _cons 1.91076 -2.08627 -.9269869 55.9658 48.3496 -1.27996 37.22647 801542 2071324 0921536 20.99963 12.0152 1.145831 3.70895 2.38 -10.07 -10.06 2.67 4.02 -1.12 10.04 0.025 0.000 0.000 0.014 0.000 0.275 0.000 2564584 -2.51377 -1.117183 12.6247 23.55145 -3.644839 29.57157 3.565061 -1.65877 -.7367913 99.3069 73.14775 1.084919 44.88137 sigma_u sigma_e rho 3.2848237 3.5441043 46208667 (fraction of variance due to u_i) 191 10 Kiểm định khác biệt hình thức trả cổ tức tác động tới TKCCP ILLIQ ( 1) ( 2) ( 3) TM = CP = KO = F( 3, 675) = Prob > F = 22.35 0.0000 LM12 ( 1) ( 2) ( 3) TM = CP = KO = chi2( 3) = Prob > chi2 = 211.32 0.0000 11 Kiểm định tác động phi tuyến Pcs – tỷ lệ chi trả cổ tức mệnh giá ILLIQ Fixed-effects (within) regression Group variable: MCT Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.3350 between = 0.7989 overall = 0.7218 corr(u_i, Xb) = = 3,862 676 = avg = max = 5.7 = = 99.13 0.0000 F(8,675) Prob > F = 0.4147 (Std Err adjusted for 676 clusters in MCT) Robust Std Err ILLIQ Coef t Pcs PCS2 FreeFloat State VSGR size LnKLGD beta _cons -3.270177 1.917236 -.6964272 -.2463634 -.9049969 -.9659725 -.7958029 -.8300882 7.096654 5976134 9710589 1736948 2069748 2515636 10101 0397934 0821155 1.386396 sigma_u sigma_e rho 1.5238525 1.2009783 61685261 (fraction of variance due to u_i) -5.47 1.97 -4.01 -1.19 -3.60 -9.56 -20.00 -10.11 5.12 P>|t| 0.000 0.049 0.000 0.234 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 [95% Conf Interval] -4.443582 0105766 -1.037474 -.6527552 -1.398938 -1.164304 -.8739366 -.9913207 4.374485 -2.096773 3.823895 -.3553801 1600284 -.4110556 -.7676409 -.7176691 -.6688558 9.818822 192 LM12 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = LM12 Coef FreeFloat State Pcs PCS2 VSGR size LnKLGD RATE Risk SR _cons -.8773457 5923219 -.6166716 -.1034406 2330343 -.4366408 -1.243339 59.4233 50.52088 -1.976797 20.89434 675 11 Std Err .1469995 1273553 5782306 1.149303 2666847 0266636 0196751 9.424193 3.052761 5402467 7142155 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(10) Prob > chi2 z -5.97 4.65 -1.07 -0.09 0.87 -16.38 -63.19 6.31 16.55 -3.66 29.25 P>|z| 0.000 0.000 0.286 0.928 0.382 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 = = 3,859 675 = = = = = 5.717037 14565.09 0.0000 [95% Conf Interval] -1.165459 3427101 -1.749983 -2.356033 -.2896581 -.4889005 -1.281901 40.95222 44.53758 -3.035661 19.4945 -.5892319 8419336 5166395 2.149152 7557266 -.3843811 -1.204776 77.89438 56.50418 -.917933 22.29417 193 12 Kiểm định mơ hình đơn ngưỡng cho biến Pcs với biến phụ thuộc ILLIQ Estimating the threshold parameters: 1st Boostrap for single threshold + + + + + + Done 50 100 150 200 250 300 Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 0.8703 0.8555 0.8827 Threshold effect test (bootstrap = 300): Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 Single 3747.1417 1.0676 14.19 0.0533 12.4647 15.5979 21.5468 Fixed-effects (within) regression Group variable: MCT Number of obs Number of groups = = 3516 586 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.3793 between = 0.7935 overall = 0.7268 corr(u_i, Xb) F(10,2920) Prob > F = 0.3657 Std Err t P>|t| = = 178.43 0.0000 ILLIQ Coef [95% Conf Interval] FreeFloat State VSGR LnKLGD size RATE Risk SR -.6325148 -.7213717 -.6247973 -.9868989 -1.094661 2.523136 -.4565466 -1.815027 1415128 1783187 1903432 0293269 0648683 6.375393 1441941 3010512 -4.47 -4.05 -3.28 -33.65 -16.88 0.40 -3.17 -6.03 0.000 0.000 0.001 0.000 0.000 0.692 0.002 0.000 -.9099897 -1.071015 -.9980177 -1.044402 -1.221853 -9.977586 -.739279 -2.405321 -.3550398 -.3717286 -.2515769 -.9293954 -.9674685 15.02386 -.1738142 -1.224733 _cat#c.Pcs -2.267709 4.413922 2729404 1.949232 -8.31 2.26 0.000 0.024 -2.802884 5919125 -1.732534 8.235931 _cons 8.717621 1.107474 7.87 0.000 6.546111 10.88913 sigma_u sigma_e rho 1.5306714 1.1328141 64611449 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(585, 2920) = 8.38 Prob > F = 0.0000 194 13 Kiểm định mơ hình hai ngưỡng cho biến Pcs với biến phụ thuộc ILLIQ Estimating the threshold parameters: 1st Boostrap for single threshold + + + + + + Boostrap for double threshold model: + + + + + + 2nd Done 50 100 150 200 250 300 50 100 150 200 250 300 Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 Th-21 Th-22 0.8671 0.8671 0.7841 0.8526 0.8310 0.7796 0.8827 0.8827 0.7909 Threshold effect test (bootstrap = 300 300): Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 Single Double 3746.5581 3739.9972 1.0674 1.0655 14.74 6.16 0.0733 0.5300 13.5999 14.5093 15.8427 18.2426 23.7515 25.2653 Fixed-effects (within) regression Group variable: MCT Number of obs Number of groups = = 3516 586 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.3805 between = 0.7972 overall = 0.7302 corr(u_i, Xb) F(11,2919) Prob > F = 0.3674 Std Err t P>|t| = = 162.97 0.0000 ILLIQ Coef [95% Conf Interval] FreeFloat State VSGR LnKLGD size RATE Risk SR -.6269454 -.7499318 -.6292217 -.9847636 -1.102972 1.993061 -.466514 -1.811089 1414233 1785733 190225 0293197 0649136 6.375005 1441446 3007964 -4.43 -4.20 -3.31 -33.59 -16.99 0.31 -3.24 -6.02 0.000 0.000 0.001 0.000 0.000 0.755 0.001 0.000 -.904245 -1.100074 -1.002211 -1.042253 -1.230253 -10.5069 -.7491494 -2.400883 -.3496458 -.3997894 -.2562328 -.9272742 -.9756906 14.49302 -.1838786 -1.221294 _cat#c.Pcs -2.348996 0893599 5.18241 2749841 1.077595 1.93185 -8.54 0.08 2.68 0.000 0.934 0.007 -2.888179 -2.023564 1.394482 -1.809814 2.202284 8.970338 _cons 8.86619 1.108438 8.00 0.000 6.69279 11.03959 sigma_u sigma_e rho 1.5180684 1.1319275 64268424 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(585, 2919) = 8.11 Prob > F = 0.0000 195 14 Kết kiểm định tác động phi tuyến sở hữu Nhà nước đến TKCCP ILLIQ Fixed-effects (within) regression Group variable: MCT Number of obs Number of groups R-sq: Obs per group: within = 0.3956 between = 0.8229 overall = 0.7533 corr(u_i, Xb) = = 3,862 676 = avg = max = 5.7 = = 173.10 0.0000 F(12,3174) Prob > F = 0.4153 ILLIQ Coef Std Err t P>|t| FreeFloat State State2 Pcs -.7152112 -1.37957 1.461757 -1.169707 1347221 5222627 8530648 303263 -5.31 -2.64 1.71 -3.86 0.000 0.008 0.087 0.000 -.9793625 -2.403577 -.2108574 -1.764318 -.4510599 -.3555638 3.134371 -.5750959 TYPE KH KO TM -.1804323 -.0248737 -.07113 1120728 0940128 100436 -1.61 -0.26 -0.71 0.108 0.791 0.479 -.4001747 -.2092058 -.2680561 0393101 1594583 1257961 VSGR Size LnKLGD RATE beta _cons -.564821 -1.005451 -.6924955 27.69059 -.8879764 18.58697 1846644 0480254 027826 6.23916 0689269 1.442843 -3.06 -20.94 -24.89 4.44 -12.88 12.88 0.002 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 -.9268946 -1.099615 -.7470543 15.4574 -1.023122 15.75797 -.2027473 -.9112873 -.6379367 39.92379 -.7528306 21.41597 sigma_u sigma_e rho 1.4285818 1.1457258 60856583 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(675, 3174) = 6.01 [95% Conf Interval] Prob > F = 0.0000 LM12 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = 675 13 Std Err Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(12) Prob > chi2 z P>|z| = = 3,859 675 = = = = = 5.717037 14849.77 0.0000 LM12 Coef [95% Conf Interval] FreeFloat State State2 Pcs -1.177798 -.482508 1.52299 4225092 150322 3912019 6044916 2995921 -7.84 -1.23 2.52 1.41 0.000 0.217 0.012 0.158 -1.472424 -1.24925 3382078 -.1646804 -.8831724 2842337 2.707771 1.009699 TYPE KH KO TM 0395072 2122154 0431223 1773937 1527293 1532464 0.22 1.39 0.28 0.824 0.165 0.778 -.3081782 -.0871286 -.257235 3871925 5115593 3434797 VSGR Size LnKLGD RATE beta _cons 9716444 -.5556265 -1.120389 96.52975 -1.38047 27.04736 2560899 0263015 0202516 9.198995 1005029 9627378 3.79 -21.13 -55.32 10.49 -13.74 28.09 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 4697175 -.6071764 -1.160081 78.50005 -1.577452 25.16043 1.473571 -.5040766 -1.080696 114.5595 -1.183488 28.93429 196 15 Kiểm định mơ hình đơn ngưỡng cho biến State (SHNN) đến ILLIQ Estimating the threshold parameters: 1st Boostrap for single threshold + + + + + + Done 50 100 150 200 250 300 Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 0.1172 0.1086 0.1182 Threshold effect test (bootstrap = 300): Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 Single 3195.3190 0.9103 18.12 0.0067 12.4859 14.7117 17.3733 Fixed-effects (within) regression Group variable: MCT Number of obs Number of groups = = 3516 586 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.4707 between = 0.8831 overall = 0.8205 corr(u_i, Xb) F(9,2921) Prob > F = -0.0099 Std Err t P>|t| = = 288.62 0.0000 ILLIQ Coef [95% Conf Interval] FreeFloat Pcs VSGR Size LnKLGD RATE beta -.620751 -1.230067 -.5557324 -.8738004 -.5738247 23.43216 -.9494014 1304679 258319 1784122 0448899 0190805 5.920509 0663996 -4.76 -4.76 -3.11 -19.47 -30.07 3.96 -14.30 0.000 0.000 0.002 0.000 0.000 0.000 0.000 -.8765693 -1.736573 -.9055587 -.9618195 -.6112373 11.82337 -1.079596 -.3649327 -.723561 -.205906 -.7857812 -.5364122 35.04096 -.8192067 _cat#c.State -.4961964 4756421 1677672 2721826 -2.96 1.75 0.003 0.081 -.8251503 -.0580472 -.1672425 1.009331 _cons 23.6156 1.305721 18.09 0.000 21.05537 26.17582 sigma_u sigma_e rho 1.0603911 1.0459028 50687824 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(585, 2921) = 5.07 Prob > F = 0.0000 197 16 Kết kiểm định mô hình hai ngưỡng biến sở hữu Nhà nước đến ILLIQ Estimating the threshold parameters: 1st Boostrap for single threshold + + + + + + Boostrap for double threshold model: + + + + + + 2nd Done 50 100 150 200 250 300 50 100 150 200 250 300 Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 Th-21 Th-22 0.1172 0.1172 0.0753 0.1086 0.1068 0.0747 0.1182 0.1182 0.0760 Threshold effect test (bootstrap = 300 300): Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 Single Double 3195.3190 3190.4297 0.9103 0.9090 18.12 5.38 0.0300 0.6833 13.5278 12.8906 16.4116 15.7972 21.0258 21.0711 Fixed-effects (within) regression Group variable: MCT Number of obs Number of groups = = 3516 586 R-sq: Obs per group: = avg = max = 6.0 within = 0.4715 between = 0.8834 overall = 0.8209 corr(u_i, Xb) F(10,2920) Prob > F = -0.0050 Std Err t P>|t| = = 260.52 0.0000 ILLIQ Coef [95% Conf Interval] FreeFloat Pcs VSGR Size LnKLGD RATE beta -.6086557 -1.185702 -.5162092 -.870363 -.5739863 23.72828 -.9548297 1305156 259016 1792823 0448927 0190693 5.918646 0664097 -4.66 -4.58 -2.88 -19.39 -30.10 4.01 -14.38 0.000 0.000 0.004 0.000 0.000 0.000 0.000 -.8645677 -1.693574 -.8677418 -.9583875 -.6113769 12.12314 -1.085044 -.3527437 -.6778293 -.1646765 -.7823385 -.5365956 35.33342 -.8246151 _cat#c.State -.3955294 -.8242331 360816 17429 2283847 2773839 -2.27 -3.61 1.30 0.023 0.000 0.193 -.7372731 -1.272044 -.1830719 -.0537857 -.3764218 9047038 _cons 23.49667 1.306156 17.99 0.000 20.93559 26.05775 sigma_u sigma_e rho 1.05896 1.0452813 5065003 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(585, 2920) = 5.07 Prob > F = 0.0000