(Luận văn) ảnh hưởng của biến động giá dầu lên các quyết định đầu tư chiến lược công ty , luận văn thạc sĩ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH ********* t to ng hi ep w n lo LÊ THỊ MINH HƯƠNG ad ju y th yi pl ua al n ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG GIÁ DẦU LÊN CÁC QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CHIẾN LƯỢC CÔNG TY n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu n va y te re TP.Hồ Chí Minh – Năm 2013 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH t to ng ********* hi ep LÊ THỊ MINH HƯƠNG w n lo ad ju y th ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG GIÁ DẦU LÊN CÁC QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CHIẾN LƯỢC CÔNG TY yi pl n ua al n va ll fu m oi Chuyên Ngành : Tài – Ngân hàng at : 63040201 nh Mã số z z vb ht LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ k jm om n a Lu PGS TS NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG l.c gm Người Hướng Dẫn Khoa Học: n va y te re TP.Hồ Chí Minh – Năm 2013 LỜI CAM ĐOAN t to ng hi Luận văn “ Ảnh hưởng biến động giá dầu lên định đầu tư chiến lược công ep ty” thực từ tháng 5/2013 đến tháng 9/2013 w Tôi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu riêng tơi Số liệu kết nghiên cứu n lo luận văn hoàn toàn trung thực, chưa sử dụng cho mục đích khác ad ju y th Nguồn liệu thơ trích dẫn nguồn rỏ ràng bài, cịn kết tính tốn tác giả thực yi pl al n ua TP.Hồ Chính Minh, Ngày tháng năm 2013 n va fu Tác giả ll oi m at nh Lê Thị Minh Hương z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC t to ng hi Trang phụ bìa ep Lời cam đoan w n MỤC LỤC lo ad Danh mục bảng biểu đồ thị sử dụng luận văn y th ju TÓM TẮT 1.1 Giới thiệu tổng quát yi CHƯƠNG GIỚI THIỆU pl ua al n 1.2 Mối liên hệ biến động giá dầu giới với biến động va n giá xăng Việt Nam m ll fu CHƯƠNG TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY oi 2.1 Cơ sở lý thuyết nh 15 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 18 2.2 Tổng quan kết nghiên cứu at z z om l.c 22 23 a Lu 27 n 3.2.3 Kiểm định tính hiệu lực cho mơ hình GMM 22 3.2.2.2 Phương pháp System GMM gm 3.2.2.1 Phương pháp Arellano Bond (1991) 19 k 3.2.2 Phương pháp GMM liệu bảng động 19 jm 3.2.1 Phương pháp GMM ht 3.2 Phương pháp ước lượng 18 vb 3.1 Mơ hình thực nghiệm va 28 3.3.1 Chọn mẫu nghiên cứu 28 3.3.2 Định nghĩa biến 29 3.3.3 Kiểm định nghiệm đơn vị 31 n 3.3 Dữ liệu y te re t to ng hi ep 35 4.1 Thống kê mô tả biến 35 4.2 Kết thực nghiệm 36 4.3 Kết kiểm định tính phù hợp cho mơ hình GMM 41 CHƯƠNG KẾT LUẬN 45 CHƯƠNG KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM w n 45 lo 5.1 Kết luận ad 5.2 Hạn chế đề tài y th 46 ju TÀI LIỆU THAM KHẢO yi pl PHỤ LỤC n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC BẢNG BIỂU SỬ DỤNG TRONG LUẬN VĂN t to ng Bảng 1.1 Thống kê mơ tả hi ep Bảng 3.1 Tóm tắt biến nghiên cứu mơ hình Bảng 3.2 Hệ số nghiệm đơn vị w n Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến lo ad Bảng 4.2 Hệ số tương quan ju y th Bảng 4.3 Tổng hợp kết ước lượng yi pl n ua al n va ll fu DANH MỤC ĐỒ THỊ SỬ DỤNG TRONG LUẬN VĂN oi m nh at Biểu đồ 1.1 Biến động giá dầu giới giá xăng Việt Nam theo quý z Biểu đồ 1.2 Diễn biến giá dầu thô giới giá xăng A92 Việt Nam z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re TÓM TẮT t to ng hi ep Luận văn nghiên cứu biến động giá dầu ảnh hưởng đến định đầu tư chiến lược công ty Việt Nam, giai đoạn nghiên cứu từ năm w n 2006 đến 2012 Dùng lý thuyết quyền chọn thực để xây dựng mơ hình đầu tư chiến lo ad lược công ty thấy thay đổi biến động giá dầu có tác động đến y th định đầu tư chiến lược công ty Mô hình ước lượng dùng kỷ thuật ước lượng ju GMM cho liệu bảng động Kết thực nghiệm cho thấy có mối liên hệ chữ yi pl U ngược biến động giá dầu đầu tư chiến lược công ty Điều ngược với ua al dự đốn từ lý thuyết quyền chọn thực Ngồi yếu tố biến động giá dầu, mơ n hình cịn đưa thêm biến dòng tiền Topin’s Q vào nghiên cứu nhằm có nhìn va n tổng qt cho mơ hình đầu tư chiến lược cơng ty Kết hữu ích cho fu ll người định, nhà đầu tư, quản lý, người làm sách m oi người cần định đầu tư chiến lược giới bất định at nh z Từ khóa: Giá dầu, quyền chọn thực, đầu tư chiến lược, biến động z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re CHƯƠNG GIỚI THIỆU t to ng hi 1.1 Giới thiệu tổng quát ep Đầu tư chiến lược định nghĩa đầu tư cung cấp lợi ích cho tồn w tổ chức phận định đầu tư (Milgrom and Rob- n lo erts, 1992,p.454) Đầu tư chiến lược định quan trọng ad y th mà doanh nghiệp định nhiều khoảng đầu tư tạo lợi cạnh tranh ju nhờ việc cắt giảm chi phí tạo khác biệt sản phẩm (Porter, 1980, 1998; yi Makadok,2003) pl ua al Trong hoàn cảnh lý tưởng thơng tin hồn hảo khơng có bất ổn, n cơng ty tối đa hóa lợi nhuận từ việc xác định đầu tư tối ưu Tuy nhiên va n thực tế thường khó để công ty xác định khoảng đầu tư tối ưu mà ll fu thường “đầu tư mức” “đầu tư vượt mức” Điều đặc biệt oi m trường hợp định đầu tư thực từ thông tin hồn nh hảo Các cơng ty ln đối mặt với bất ổn từ nhiều nguồn khác rủi at ro giá đầu ra, rủi ro giá yếu tố đầu vào, rủi ro tỷ giá hối đoái chí z z rủi ro từ sách nhà nước (Pindyck, 1991; Dixit and Pindyck, 1994) vb jm ht Rủi ro hay bất ổn tình ta khơng biết chắn chuyện xảy k khả xảy biến cố Tuy nhiên tác động để l.c gm thay đổi xác suất xuất kết biến cố om Rủi ro ảnh hưởng không lên giá trị định đầu tư mà tác an Lu động lên giá trị doanh nghiệp (Miller, 1998) Nguồn rủi ro giá dầu chứng minh khứ nguồn quan trọng ảnh hưởng đến việc định tương lai gia tăng Bernanke (1983) xây dựng mơ hình tiêu biểu cho công ty ey tư mà khơng thể thay đổi (irreversible) nhìn thấy rủi ro giá dầu t re Bernanke (1983) cho để tối ưu, cơng ty nên hỗn lại chi phí đầu n va đầu tư mối quan tâm lớn tương lai phải đấu tranh để lựa chọn định đầu tư vốn cho tiết kiệm lượng t to (energy-efficient capital) hay tăng vốn cho không hiệu lượng (energy- ng inefficient capital) Tăng rủi ro giá dầu làm tăng giá trị quyền chọn chờ đợi đầu hi ep tư Khi doanh nghiệp đợi thông tin liên quan đến rủi ro giá dầu, họ từ bỏ lợi nhuận từ việc định sớm Tuy nhiên, đợi thêm thông tin hạn chế w định sửa chữa Khi mức rủi ro giá dầu mà gia tăng, làm tăng n lo giá trị quyền chọn chờ đợi đầu tư giảm khuyến khích đầu tư ad ju y th Biến động giá dầu tác động đến định đầu tư biến động giá yi dầu cao rủi ro lượng đầu vào lớn mà điều ảnh hưởng đến pl suất cận biên vốn (Pindyck, 1991) Phù hợp với lý thuyết quyền chọn al ua thực, đối mặt với gia tăng rủi ro, công ty thường hoãn định đầu n tư có giá trị quyền chọn việc chờ đợi để giải bất ổn (Pindyck,1991; n va ll fu Dixit and Pindyck, 1994) oi m Các tài liệu gần quyền chọn chiến lược tăng trưởng quyền chọn nh kết hợp nhấn mạnh cơng ty khơng có kiểm sốt độc quyền từ hội at đầu tư thị trường cạnh tranh khơng hồn hảo, có hai ảnh hưởng giá trị z z quyền chọn quyền chọn chờ đợi để giải bất ổn quyền chọn tăng vb ht trưởng công ty (Kulatilaka and Perotti, 1998) Khi đối mặt với rủi ro, công ty k jm thường hoãn đầu tư bất ổn giải Tuy nhiên không đầu tư gm làm chậm trễ khả chiếm lĩnh thị phần hay tăng trưởng công ty, điều om mối quan hệ chử U đầu tư rủi ro l.c cho phép đối thủ cạnh tranh chiếm lấy hội Hai ảnh hưởng dẫn đến phát sinh an Lu Biến động giá dầu chủ đề quan trọng cần quan tâm dầu yếu tố đầu vào biến động với giá dầu giới, xem thực nghiệm phần ey phản lực, mà tất sản phẩm làm từ dầu thô Tuy nhiên giá sản phẩm t re hết công ty không tiêu thụ dầu thô, họ tiêu thụ xăng, dầu đốt nóng nhiên liệu n va cần thiết cho hầu hết sản phẩm dịch vụ (như ngành vận tải) Trong hầu 1.2 Mối liên hệ biến động giá dầu giới với biến động giá xăng Việt Nam t to Vì nghiên cứu sử dụng liệu biến động giá dầu thô giới làm ng biến nghiên cứu mô hình đầu tư cơng ty Việt Nam, nên phần nghiên cứu hi ep phụ nhằm mục đích cho thấy gắn kết biến động giá dầu thô giới giá xăng Việt Nam w n lo Dữ liệu : + Giá xăng A92 Việt Nam → Nguồn : xangdau.net ad y th + Giá dầu thô giới → Nguồn: EIA – Cơ quan Thông tin Năng ju lượng Mỹ yi pl + Thời gian: Năm 2005 đến năm 2012, năm al n ua + Lấy giá đóng cửa hàng ngày tính biến động giá dầu (%) theo n va q, cơng thức tính biến động dựa theo công thức Sadorsky (2008) sau: fu N ll �(rt0 − E(rt0 ))2 √N ot = � N−1 oi m z Trong : at nh t=1 z jm ht giá dầu đóng cửa hàng ngày vb • rt0 tỷ suất sinh lợi giá dầu hàng ngày, rt = 100 ln(pt/pt-1), với pt k • E(rt0) giá trị trung bình tỷ suất sinh lợi hàng quý l.c gm • N số ngày giao dịch quý (N ≈ 63) om Kết thực nghiệm : Min Max 8.01 12.09 52.84 Oiltg 32 17.81 8.14 10.69 47.51 ey 32 t re Oilvn n Std Dev va Bảng 1.1 Thống kê mô tả Variable Obs Mean an Lu  Thống kê mô tả: t to Tobin, J., 1969 A general equilibrium approach to monetary theory Journal of Money, Credit, and Banking 1, 15–29 ng Uri, N.D., 1980 Energy as a determinant of investment behavior Energy Economics 2, 179–183 hi ep Whited, T.M., 2006 External finance constraints and the intertemporal pattern of intermittent investment Journal of Financial Economics 81, 467–502 w n Yoon, K.H., Ratti, R.A., in press Energy price uncertainty, energy intensity and firm investment, Energy Economics, doi:10.1016/j.eneco.2010.04.011 lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re PHỤ LỤC KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM t to ng hi ep Kết chạy GMM kiểm định Hansen : w  Kết chạy GMM : n lo GMM estimation ad Number of parameters = 10 Number of moments = 39 Initial weight matrix: XT D GMM weight matrix: HAC Bartlett 397 = 342 ju y th Number of obs yi HAC Std Err pl Coef al n va 0010216 0035859 0059648 0007007 0002315 0011389 0014683 0000124 0000168 0512408 n ll fu P>|z| 936.38 -63.84 50.77 12.60 -64.80 14.44 22.55 -12.62 -23.23 -19.46 [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 9546436 -.235948 2911684 0074546 -.0154571 0142183 0302302 -.0001809 -.0004221 -1.097427 9586483 -.2218915 3145501 0102012 -.0145494 0186827 0359857 -.0001323 -.0003564 -.8965669 oi m 956646 -.2289197 3028592 0088279 -.0150033 0164505 0331079 -.0001566 -.0003892 -.9969971 ua /b1 /b2 /b3 /b4 /b5 /b6 /b7 /b8 /b9 /b10 z z ht vb k jm Hansen's J chi2(29) = 10.0462 (p = 0.9996) z Test of overidentifying restriction: at nh  Kiểm định Hansen: om l.c gm n a Lu n va y te re Kết chạy GMM-DIF1 , GMM-DIF2 kiểm định Sargan t to kiểm định Arellano-Bond ng hi ep 2.1 GMM-DIF1: Number of obs Number of groups w Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: firm Time variable: year = = 285 57 = avg = max = 5 Wald chi2(9) Prob > chi2 = = 435.42 0.0000 n Obs per group: lo ad 45 y th Number of instruments = ju Two-step results Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 36109 0456944 7.90 0.000 2715306 4506494 -.1951039 -.0184765 0278848 0394225 -7.00 -0.47 0.000 0.639 -.2497571 -.0957432 -.1404506 0587902 0019208 0014886 6.23 2.24 0.000 0.025 0081952 0004189 0157246 0062542 4.32 5.06 0.000 0.000 0187815 030789 0500266 0697678 -4.15 -5.08 -4.13 0.000 0.000 0.000 -.0005346 -.0007981 -2.189503 -.0001919 -.0003535 -.7794778 pl n ua al n ll fu 0119599 0033366 va -.0003632 -.0005758 -1.48449 0000874 0001134 3597069 oi at 0079708 0099437 nh 0344041 0502784 m ik L1 cfk L1 q L1 oilvol L1 oilvolsq L1 _cons yi ik z ht vb k jm Sargan test of overidentifying restrictions H0: overidentifying restrictions are valid z  Kiểm định Sargan : Prob > z y H0: no autocorrelation te re -3.1214 0.0018 -.47345 0.6359 n z va Order n Arellano-Bond test for zero autocorrelation in first-differenced errors a Lu  Kiểm định Arellano-Bond: om l.c gm chi2(35) = 39.40815 Prob > chi2 = 0.2792 2.2 GMM-DIF2: t to ng Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: firm Time variable: year Number of obs Number of groups hi Obs per group: ep Number of instruments = 25 = = 285 57 = avg = max = 5 = = 91.24 0.0000 w Wald chi2(9) Prob > chi2 n Two-step results lo ad Coef ik L1 .3158554 1111024 cfk L1 -.2401355 -.1956959 ju y th ik yi 0185999 0041499 P>|z| [95% Conf Interval] 2.84 0.004 0980988 533612 0509778 0834242 -4.71 -2.35 0.000 0.019 -.3400502 -.3592043 -.1402207 -.0321874 4.83 1.26 0.000 0.207 0110578 -.0022975 0261421 0105973 3.41 3.86 0.001 0.000 0178556 0291774 066106 0893821 -3.31 -3.87 0.001 0.000 -.000712 -.0010197 -.0001821 -.0003339 -3.22 0.001 -2.845327 -.6926561 0038481 0032896 oilvol L1 .0419808 0592797 012309 0153586 oilvolsq L1 -.000447 -.0006768 0001352 0001749 _cons -1.768992 5491608 n ua al pl q L1 Std Err z n va ll fu oi m at nh ht vb k jm Prob > z y te re H0: no autocorrelation n -3.355 0.0008 -.95392 0.3401 va z n Order a Lu Arellano-Bond test for zero autocorrelation in first-differenced errors om  Kiểm định Arellano-Bond: l.c gm chi2(15) = 15.75073 Prob > chi2 = 0.3988 z Sargan test of overidentifying restrictions H0: overidentifying restrictions are valid z  Kiểm định Sargan: Kết chạy GMM-SYS1 , GMM-SYS2 kiểm định Sargan t to kiểm định Arellano-Bond ng hi ep 3.1 GMM-SYS1: Number of obs Number of groups w System dynamic panel-data estimation Group variable: firm Time variable: year n lo Obs per group: ad y th Number of instruments = 46 = = 342 57 = avg = max = 6 = = 4474.06 0.0000 Wald chi2(9) Prob > chi2 ju Two-step results yi ik Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] pl 6720144 ua al ik L1 Coef .029292 22.94 0.000 6146032 7294255 067384 1265882 -5.53 0.91 0.000 0.362 -.5046251 -.1327254 -.2404847 3634913 2.16 -3.25 0.031 0.001 0020047 -.0138441 0409762 -.0034302 2.74 3.06 0.006 0.002 0132031 0252574 0793574 1151415 0.008 0.002 -.0008492 -.001319 -.0001298 -.0002916 -3.721513 -.6785007 -.3725549 115383 q L1 .0214904 -.0086371 0099419 0026567 oilvol L1 .0462802 0701995 0168764 02293 oilvolsq L1 -.0004895 -.0008053 0001835 0002621 -2.67 -3.07 _cons -2.200007 776293 -2.83 n cfk L1 n va ll fu oi m at nh z z 0.005 om l.c 42.54466 0.2100 gm = = k chi2(36) Prob > chi2 jm Sargan test of overidentifying restrictions H0: overidentifying restrictions are valid ht vb  Kiểm định Sargan: n a Lu  Kiểm định Arellano-Bond: 0.0011 0.5257 H0: no autocorrelation y -3.2544 63463 Prob > z te re z n Order va Arellano-Bond test for zero autocorrelation in first-differenced errors 3.2 GMM-SYS2: t to ng System dynamic panel-data estimation Group variable: firm Time variable: year Number of obs Number of groups hi Obs per group: ep Number of instruments = 29 = = 342 57 = avg = max = 6 = = 480.79 0.0000 Wald chi2(9) Prob > chi2 w Two-step results n lo ad Coef ik L1 .5765734 0406071 -.2778056 -.1711525 y th ik ju cfk L1 Std Err P>|z| [95% Conf Interval] 14.20 0.000 4969849 6561619 0540544 0819817 -5.14 -2.09 0.000 0.037 -.3837504 -.3318337 -.1718608 -.0104713 0039335 002794 4.54 2.13 0.000 0.033 0101415 0004763 0255607 0114286 0122284 0151325 3.28 3.64 0.001 0.000 0161513 0253601 0640856 0846785 0001341 0001721 -3.19 -3.64 0.001 0.000 -.0006901 -.0009647 -.0001643 -.00029 5449806 -3.19 0.001 -2.804535 -.6682501 yi 0178511 0059524 pl al q L1 z -1.736393 n ll _cons fu -.0004272 -.0006274 n oilvolsq L1 va 0401184 0550193 ua oilvol L1 oi m at nh z  Kiểm định Sargan: z ht k jm chi2(19) = 21.07281 Prob > chi2 = 0.3328 vb Sargan test of overidentifying restrictions H0: overidentifying restrictions are valid y te re H0: no autocorrelation n 0.0022 0.8158 va -3.0582 -.23293 Prob > z n z a Lu Order om Arellano-Bond test for zero autocorrelation in first-differenced errors l.c gm  Kiểm định Arellano-Bond: t to PHỤ LỤC KẾT QUẢ CHẠY OLS VÀ CÁC KIỂM ĐỊNH GIẢ THIẾT OLS ng hi ep 1) Kết OLS: w SS n Source df MS lo 10.525378 2.62310769 332 1.16948644 007900927 Total 13.1484857 341 038558609 ad Model Residual ju y th Coef ik t = = = = = = 342 148.02 0.0000 0.8005 0.7951 08889 P>|t| [95% Conf Interval] yi pl ik L1 Std Err Number of obs F( 9, 332) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 8726285 35.16 0.000 8238061 921451 0874467 0902655 -1.03 -0.03 0.305 0.973 -.2618338 -.1806577 0822052 1744713 2.19 0.25 0.029 0.806 001415 -.008628 0261651 0110911 2.64 3.32 0.009 0.001 0118242 0284485 0813708 1111054 -.0898143 -.0030932 q L1 .0137901 0012316 oilvol L1 .0465975 0697769 0176771 0210095 oilvolsq L1 -.0004935 -.0008027 0001941 0002395 -2.54 -3.35 0.011 0.001 -.0008754 -.0012739 -.0001115 -.0003316 _cons -2.277288 76045 -2.99 0.003 -3.773196 -.7813801 n ua cfk L1 nh al 0248191 va n 0062909 0050121 ll fu oi m at z z vb ht 2) Kết kiểm định : 0.434536 0.450064 1351.80 y te re 0.505889 0.955279 n 1.98 1.05 va 2.30 2.22 n 0.000284 0.000386 0.000412 0.423436 a Lu 3519.25 2593.16 2428.75 2.36 om 0.000277 l.c 3615.09 Mean VIF 1/VIF gm oilvolsq L1 oilvol L1 oilvolsq q cfk L1 q L1 ik L1 VIF k Variable jm  Kiểm định đa cộng tuyến: Kết luận : Có đa cộng tuyến mạnh mối quan hệ xác định biến động giá dầu biến động giá dầu bình phương  Kiểm định phương sai thay đổi: t to ng White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity hi chi2(45) Prob > chi2 ep = = 87.64 0.0001 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test chi2 df p Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 87.64 10.41 1.78 45 0.0001 0.3183 0.1820 Total 99.84 55 0.0002 w Source n lo ad ju y th yi pl Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ik al 62.40 0.0000 n = = ua chi2(1) Prob > chi2 va n Kết luận : Có phương sai thay đổi hai phương pháp White test BreuschPagan test ll fu oi m at nh  Kiểm định tự tương quan: z z ht vb Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 56) = 31.712 Prob > F = 0.0000 jm k Kết luận : Có tự tương quan bậc gm om l.c  Kiểm định nội sinh : 13.1882 4.3991 (p = 0.0042) (p = 0.0048) n va = = n Durbin (score) chi2(3) Wu-Hausman F(3,272) a Lu Tests of endogeneity Ho: variables are exogenous y te re Kết luận : Mô hình thực nghiệm bị nội sinh PHỤ LỤC DỮ LIỆU t to ng hi Kết chạy Thống kê mô tả Hệ số tương quan: ep sum ik cfk q oilvol oilvolsq w n Obs Mean ik cfk q oilvol oilvolsq 399 399 399 399 399 3127388 1298253 0585449 37.67484 1600.218 oilvol oilvolsq lo Variable ad y th cfk ju q 1975735 0817186 1.300569 13.46396 1180.971 Min Max 0149 -.1024 -1.4181 25.9416 672.9667 9382 5437 12.3401 62.0844 3854.473 yi corr ik (obs=399) Std Dev cfk q 1.0000 0.4827 -0.0230 -0.0272 1.0000 -0.1649 -0.1674 pl ik al 1.0000 -0.0203 0.0773 0.0464 0.0488 n ua 1.0000 0.9969 1.0000 n va ik cfk q oilvol oilvolsq oilvol oilvolsq ll fu m oi Kết kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test): nh at  Phương pháp dùng thống kê t hay F (Bond et al, 2003): hồi quy biến theo giá trị trễ kỳ để ước lượng hệ số α z z vb ht  Tiếp theo kiểm định Wald jm ik gm reg k  Biến đầu tư : l.ik SS df MS 340 10.274883 008451772 Total 13.1484857 341 038558609 ik L1 .8747828 0250891 _cons 04034 0092739 Std Err [95% Conf Interval] 34.87 0.000 8254333 9241323 4.35 0.000 0220985 0585815 n te re y 1, 340) = Prob > F = va L.ik = F( P>|t| n test l.ik=1 ( 1) t a Lu Coef om 10.274883 2.87360261 = 342 = 1215.71 = 0.0000 = 0.7814 = 0.7808 = 09193 l.c Model Residual ik Number of obs F( 1, 340) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE Source 24.91 0.0000  Biến dòng tiền: t to reg cfk l.cfk ng Source SS df MS hi ep 1.00541808 1.2902916 340 1.00541808 003794975 Total 2.29570968 341 006732286 Model Residual Number of obs F( 1, 340) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 342 264.93 0.0000 0.4380 0.4363 0616 w n lo Coef cfk L1 .6712264 0412382 03672 0063948 ad cfk y th _cons Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 16.28 0.000 5901121 7523406 5.74 0.000 0241416 0492984 ju L.cfk = al 1, 340) = Prob > F = 63.56 0.0000 n ua F( pl ( 1) yi test l.cfk=1 n va ll fu m l.q SS df MS z Source at q nh reg oi  Biến Topin’s Q: Total 471.481459 341 1.38264358 Std Err _cons -.1843155 0550201 -3.35 0.001 -.2925382 5248642 -.0760928 n 186.89 0.0000 va 1, 340) = Prob > F = 3651605 n L.q = F( 0.000 a Lu test l.q=1 ( 1) 10.96 om 0405965 [95% Conf Interval] l.c 4450123 P>|t| q L1 t 342 120.16 0.0000 0.2611 0.2590 1.0122 gm Coef = = = = = = k q jm 123.117914 1.02459866 ht 340 vb 123.117914 348.363546 z Model Residual Number of obs F( 1, 340) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE y te re  Biến biến động giá dầu: t to reg oilvol l.oilvol ng Source SS df MS hi ep 1740.68025 63826.091 340 1740.68025 187.723797 Total 65566.7713 341 192.277922 Model Residual Number of obs F( 1, 340) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 342 9.27 0.0025 0.0265 0.0237 13.701 w n lo Coef oilvol L1 ad oilvol y th _cons Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 1662305 0545897 3.05 0.003 0588544 2736066 32.74519 2.286755 14.32 0.000 28.24722 37.24316 ju yi test l.oilvol = pl ( 1) L.oilvol = al 1, 340) = Prob > F = 233.28 0.0000 n ua F( n va fu ll  Biến biến động giá dầu bình phương: oi m oilvolsq l.oilvolsq SS df MS at Source nh reg Total 509111773 341 1492996.4 Std Err t P>|t| 1783306 0539797 3.30 0.001 gm 0721544 2845068 1425.871 114.9534 12.40 0.000 1199.761 1651.98 om test l.oilvolsq = L.oilvolsq = 1, 340) = Prob > F = 231.70 0.0000 n va F( n a Lu ( 1) l.c _cons [95% Conf Interval] oilvolsq L1 342 10.91 0.0011 0.0311 0.0283 1204.5 k Coef = = = = = = jm oilvolsq ht 15834469.4 1450815.6 vb 340 z 15834469.4 493277304 z Model Residual Number of obs F( 1, 340) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE y te re PHỤ LỤC KẾT QUẢ HỒI QUY CỦA MỤC 1.2 t to ng hi  Kết chạy hồi quy biến động giá xăng Việt Nam theo biến động giá dầu giới, liệu chuỗi thời gian có 32 quan sát biến (từ quý năm 2005 đến quý năm 2012) ep w n lo year time variable: delta: ad tsset y th oilvn oiltg ju reg year, to 32 unit yi Source SS df MS 1228.86573 3303.88794 30 1228.86573 110.129598 Total 4532.75368 ua 31 146.21786 n al pl Model Residual 2313773 4.518629 P>|t| 3.34 -1.27 ll 7728959 -5.748408 t fu oiltg _cons Std Err n Coef va oilvn Number of obs F( 1, 30) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 0.002 0.213 = = = = = = 32 11.16 0.0022 0.2711 0.2468 10.494 [95% Conf Interval] 3003603 -14.97668 1.245431 3.479863 oi m oilvn oiltg oilvn oiltg 32 32 8.014928 17.80749 Std Dev Min Max 12.09206 8.146112 10.6969 52.8419 47.5134 ht vb Mean z Obs z Variable at nh sum k jm gm  Các kiểm định liên quan : om l.c • Kiểm định tự tương quan bậc : estat dwatson 2, 32) = a Lu Durbin-Watson d-statistic( 2.10196 n va estat durbinalt n Durbin's alternative test for autocorrelation df Prob > chi2 0.114 0.7352 H0: no serial correlation y chi2 te re lags(p) • Kiểm định phương sai thay đổi : t to ng imtest, white hi White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity ep chi2(2) Prob > chi2 = = 13.55 0.0011 w n Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test lo ad chi2 df Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 13.55 0.77 2.15 1 0.0011 0.3797 0.1424 Total 16.47 0.0025 ju y th Source p yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re PHỤ LỤC DANH SÁCH CÔNG TY TRONG MẪU t to ng hi ep STT w n lo ad ju y th Tên công ty CTCP Xuất nhập Thủy sản Bến Tre CTCP Xuất nhập Thủy sản An Giang Công ty Cổ phần Bibica CTCP Đường Biên Hịa Cơng ty Cổ phần Khống sản Bình Định Cơng ty Cổ phần Nhựa Bình Minh Cơng ty Cổ phần Beton CTCP Đầu tư Hạ tầng Kỹ thuật TP.HCM Công ty Cổ phần Cát Lợi Công ty Cổ phần Vật tư - Xăng Dầu CTCP Hóa An CTCP Dược Hậu Giang CTCP Xuất nhập y tế DOMESCO Công ty Cổ phần Cao su Đà Nẵng Công ty Cổ phần Thực phẩm Sao Ta Công ty Cổ phần FPT CTCP Sản xuất Kinh doanh Xuất nhập Bình Thạnh CTCP Sản xuất Thương mại May Sài Gòn CTCP Đại lý Liên hiệp Vận chuyển Công ty Cổ phần Tập đoàn Hapaco CTCP Xây dựng Kinh doanh Địa ốc Hịa Bình Cơng ty Cổ phần Kim khí Thành phố Hồ Chí Minh Cơng ty Cổ phần Cao su Hịa Bình CTCP Vận tải Hà Tiên CTCP Dược phẩm Imexpharm CTCP Đầu tư Công nghiệp Tân Tạo CTCP Kinh Đơ CTCP Xuất Nhập Khẩu Khánh Hội CTCP Khống sản Vật liệu Xây dựng Lâm Đồng Công ty Cổ phần Cơ khí - Điện Lữ Gia CTCP In Bao bì Mỹ Châu Cơng ty Cổ phần Giống trồng Trung Ương yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 CK ABT AGF BBC BHS BMC BMP BT6 CII CLC COM DHA DHG DMC DRC FMC FPT GIL GMC GMD HAP HBC HMC HRC HTV IMP ITA KDC KHA LBM LGC MCP NSC t to ng hi ep w n lo ad ju y th Tên công ty CTCP Pin Ắc quy Miền Nam Tổng Công ty Gas Petrolimex - CTCP Tổng CTCP Khoan Dịch vụ Khoan Dầu khí Cơng ty Cổ phần Bóng đèn Phích nước Rạng Đơng Cơng ty Cổ phần Cơ điện lạnh Công ty Cổ phần Đầu tư Phát triển Sacom Công ty Cổ phần Nước giải khát Chương Dương CTCP Nhiên liệu Sài Gịn Cơng ty Cổ phần Đại lý Vận tải Safi Công ty Cổ phần Thủy điện Cần Đơn CTCP Đầu tư Phát triển Đô thị Khu công nghiệp Sông Đà CTCP Đầu tư Thương mại SMC Công ty Cổ phần Giống Cây trồng Miền Nam Công ty Cổ phần Dầu thực vật Tường An CTCP Phát triển Nhà Thủ Đức CTCP Transimex-Saigon CTCP Thương mại Xuất nhập Thiên Nam CTCP Bao bì Nhựa Tân Tiến CTCP Vận tải Xăng dầu Vipco Công ty Cổ phần Thép Việt Ý Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam Cơng ty Cổ phần Bao Bì Dầu Thực vật CTCP Thủy Điện Vĩnh Sơn Sông Hinh CTCP Viettronics Tân Bình Cơng ty Cổ phần Điện lực Khánh Hòa yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 CK PAC PGC PVD RAL REE SAM SCD SFC SFI SJD SJS SMC SSC TAC TDH TMS TNA TTP VIP VIS VNM VPK VSH VTB KHP n a Lu n va y te re