(Luận văn) ảnh hưởng của độ bất ổn trong các yếu tố vĩ mô của nền kinh tế đến quyết định đầu tư của các doanh nghiệp sản xuất tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi ep w n lo ad ju y th NGUYỄN THỊ YẾN NHUNG yi pl n ua al n va ll fu ẢNH HƯỞNG CỦA ĐỘ BẤT ỔN TRONG CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ m oi CỦA NỀN KINH TẾ ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CỦA CÁC nh at DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT TẠI VIỆT NAM z z k jm ht vb om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ an Lu n va ey t re TP Hồ Chí Minh – Năm 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi ep w n lo ad NGUYỄN THỊ YẾN NHUNG ju y th yi pl al n ua ẢNH HƯỞNG CỦA ĐỘ BẤT ỔN TRONG CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ n va CỦA NỀN KINH TẾ ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CỦA CÁC ll fu DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT TẠI VIỆT NAM oi m at nh Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng z Hướng đào tạo: Hướng ứng dụng z k jm ht vb Mã số: 8340201 om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n va PGS.TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA an Lu NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: ey t re TP Hồ Chí Minh – Năm 2019 LỜI CAM ĐOAN t to Tôi xin cam đoan luận văn Thạc sĩ kinh tế “Ảnh hưởng độ bất ổn ng hi yếu tố vĩ mô kinh tế đến định đầu tư doanh nghiệp sản ep xuất Việt Nam” nghiên cứu cá nhân hướng dẫn w PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa Nguồn liệu sử dụng để phân tích cá nhân n lo tự thu thập báo cáo tài công ty thông qua trang Vietstock.vn ad liệu kinh tế vĩ mô (CPI, IPI) trang web Tổng Cục thống kê Tôi y th cam đoan nội dung luận văn cá nhân không chép từ ju yi công trình nghiên cứu khác pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re MỤC LỤC t to TRANG PHỤ BÌA ng hi LỜI CAM ĐOAN ep MỤC LỤC w n DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT lo ad DANH MỤC BẢNG ju yi pl ABSTRACT y th TÓM TẮT n ua al CHƯƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI n va 1.1 Lý chọn đề tài ll fu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu oi m 1.3 Phương pháp nghiên cứu nh 1.4 Kết cấu nghiên cứu at z 1.5 Đóng góp đề tài z vb ht CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU k jm TRƯỚC ĐÂY l.c gm 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.2 Các nghiên cứu trước om CHƯƠNG DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 10 ey t re 3.4 Phương pháp nghiên cứu 15 n 3.3 Mơ hình nghiên cứu – Mơ tả biến 11 va 3.2 Khung phân tích 10 an Lu 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 10 3.5 Các bước nghiên cứu 15 t to 3.5.1 Đo lường không chắn (Bước 1) 17 ng 3.5.1.1 Sự không chắn đặc thù doanh nghiệp 17 hi ep 3.5.1.2 Sự không chắn kinh tế vĩ mô 18 3.5.2 Chạy mơ hình hồi quy (Bước 3, 4, 5) .19 w 3.5.2.1 Ước lượng mơ hình hồi quy .19 n lo ad 3.5.2.2 Các kiểm định mơ hình hồi quy .19 ju y th 3.5.2.3 Chạy hồi quy mơ hình GMM 20 yi CHƯƠNG KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM .21 pl al 4.1 Đo lường yếu tố không chắn đặc thù doanh nghiệp kinh n ua tế vĩ mô 21 n va 4.2 Thống kê mô tả biến kiểm tra tương quan 21 ll fu 4.3 Mơ hình hồi quy với biến đặc thù doanh nghiệp 25 oi m 4.3.1 Ước lượng mơ hình hồi quy với biến đặc thù doanh nghiệp 25 at nh 4.3.2 Các kiểm định mơ hình hồi quy với biến đặc thù doanh nghiệp 25 z 4.3.3 Hồi quy GMM 26 z ht vb 4.4 Mơ hình hồi quy với biến đặc thù doanh nghiệp biến không jm chắn 28 k 4.4.1 Ước lượng mơ hình hồi quy với biến đặc thù doanh nghiệp gm biến không chắn 28 l.c 4.4.2 Các kiểm định mơ hình hồi quy với biến đặc thù doanh nghiệp om biến không chắn 30 an Lu 4.4.3 Hồi quy GMM 30 4.5.2 Các kiểm định mơ hình hồi quy kết hợp thêm biến tốc độ tăng trưởng doanh thu 34 ey thu 32 t re 4.5.1 Ước lượng mơ hình hồi quy kết hợp thêm biến tốc độ tăng trưởng doanh n va 4.5 Mô hình hồi quy kết hợp thêm biến tốc độ tăng trưởng doanh thu 32 4.5.1 Hồi quy GMM 34 t to 4.6 Thảo luận kết nghiên cứu 36 ng hi CHƯƠNG KẾT LUẬN 40 ep 5.1 Kết luận kiến nghị 40 w n 5.2 Hạn chế nghiên cứu 41 lo ad TÀI LIỆU THAM KHẢO y th ju PHỤ LỤC KẾT QUẢ CHẠY STATA yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT t to Chỉ số giá tiêu dùng FEM Mơ hình tác động cố định ng CPI hi ep Mơ hình hồi quy moment tổng quát w GMM n lo Sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM ad HOSE y th yi pl IPI Sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội ju HNX Chỉ số sản xuất công nghiệp ua al Tổ chức hợp tác phát triển kinh tế n OEDC va Phương pháp bình phương tối thiểu dạng gộp REM Mơ hình tác động ngẫu nhiên n Pooled OSL ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC BẢNG t to Bảng 3.1: Tên biến dấu kỳ vọng 13 ng Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến 21 hi ep Bảng 4.2: Thống kê mô tả biến không chắn 22 Bảng 4.3: Tương quan biến không chắn 23 w n Bảng 4.4: Tương quan biến độc lập biến giải thích 24 lo ad Bảng 4.5: Tổng hợp kết hồi quy dựa mơ hình Pooled OLS, FEM, REM y th 25 ju yi Bảng 4.6: Kết mơ hình hồi quy GMM 26 pl Bảng 4.7: Bảng danh sách biến độc lập mơ hình 28 al n ua Bảng 4.8: Tổng hợp kết hồi quy dựa mơ hình Pooled OLS, FEM, REM va 29 n Bảng 4.9: Kết mơ hình hồi quy GMM 30 fu ll Bảng 4.10: Tổng hợp kết hồi quy dựa mơ hình Pooled OLS, FEM, m oi REM 33 nh Bảng 4.11: Kết mơ hình hồi quy GMM 34 at z Bảng 4.12: Tóm tắt kết nghiên cứu 36 z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re TÓM TẮT t to Lý chọn lựa đề tài: Doanh nghiệp tồn phát triển mơi trường ng kinh tế; đó, tác giả muốn xem xét tác động độ bất ổn yếu tố vĩ mô hi ep kinh tế có ảnh hưởng đến việc định đầu tư doanh nghiệp Việt Nam w n lo Mục tiêu nghiên cứu: Tìm mối liên hệ định đầu tư độ bất ổn ad yếu tố vĩ mô kinh tế (bên cạnh yêu tố đặc thù doanh nghiệp y th nhiều nhà nghiên cứu trước đây) nhằm giúp nhà kinh tế, nhà quản lý đưa ju yi định đắn thời kỳ kinh tế pl ua al Phương pháp nghiên cứu: Tác giả sử dụng liệu bảng doanh nghiệp n Việt Nam giai đoạn từ 2009-2018 Yếu tố kinh tế vĩ mô tính tốn n va phương sai điều kiện thu cách ước tính mơ hình ARCH cho số giá ll fu tiêu dùng (CPI) số sản xuất công nghiệp (IPI) Yếu tố không chắn (rủi oi m ro) đặc thù doanh nghiệp tính dựa phần dư doanh thu doanh nh nghiệp tính tốn từ mơ hình AR(1) Tác giả thay yếu tố để xem xét at tác động lẫn Sau đó, tác giả dùng mơ hình GMM hai bước để ước tính mơ z z hình thực nghiệm nhằm giảm thiểu vấn đề nội sinh vb jm ht Kết nghiên cứu: Tác giả nhận thấy doanh nghiệp giảm chi tiêu cho đầu k tư yếu tố kinh tế vĩ mô hay yếu tố không chắn (rủi ro) đặc thù doanh l.c gm nghiệp tăng lên Trong đó, yếu tố kinh tế vĩ mơ có tác động mạnh yếu tố không chắn (rủi ro) đặc thù doanh nghiệp tác động đến định đầu tư, nghĩa om định đầu tư có độ nhạy cảm yếu tố kinh tế vĩ mơ an Lu Kết luận hàm ý: Khi có bất ổn kinh tế vĩ mô, công ty không lường ey chắn, rủi ro t re TỪ KHĨA: kinh tế vĩ mơ, đặc thù doanh nghiệp, định đầu tư, không n vấn đề kinh tế ảnh hưởng đến doanh nghiệp va trước tình hình rủi ro cho tương lai, có xu hướng thu hẹp đầu tư, lo sợ ABSTRACT t to The reason to choose a topic: Firms alway exist and develop in an economic ng environment; Therefore, the author wants to consider how macroeconomic factors hi ep influences firms’ investment decision in Viet Nam w Objectives: Finding relationship between investment decisions and macroeconomic n lo factors (in addition to the Firm-specific factors that have been studied in many ad previous researches) to help economists and managers make the right decisions in y th ju each period of the economy yi pl Methods: The author uses panel data of Firms’ financial statements in Viet Nam in al ua the period of 2009 to 2018 Macroeconomic factors are calculated by the n conditional variances obtained by estimating the ARCH model for the consumer va n price index (CPI) and industrial production index (IPI) The Firm-specifics fu ll uncertainty factors (risk) are calculated based on the residual of the net revenue m oi from the model of AR (1) The author replaces the elements one by one to consider nh impact on each other's Then, the author uses Generalized Method of Moments at z (GMM) to estimate the empirical model and minimize endogenous problems z vb Results: The author realizes that Firm can reduce spending on investments when ht k jm macroeconomic factors or Firm-specifics uncertainty factors (risk) increase In gm particular, macroeconomic factors have stronger impact than the Firm-specifics om decisions are more sensitive than macroeconomic factors l.c uncertainty factors (risk) on investment decisions; it means that investment future, so the Firm will have tendency to narrow investments due to they think that n ey t re KEYS: macroeconomics, Firm-specifics, investment decisions, uncertainty, risks va economic issues affect their business an Lu Conclusion: On macroeconomic instability, the Firm not predict risks in the * Chọn FEM hay REM: hausman FEM REM Coefficients (b) (B) FEM REM (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E - Kiểm định chọn lựa Pooled OLS REM: xttest0 t to ng hi ep IK L1 .1028574 4273506 -.3244932 Breusch and IK2Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LD .1864603 -.1960708 3825311 IK[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] BK L1 -.1099923 -.0138217 -.0961706 Estimated results: RBK Var sd = sqrt(Var) LD -.3084207 -.7190257 410605 SK IK 0036549 0604558 L1 .0080383 0108662 -.0028279 e 0025658 0506533 GS u 0 L1 -.0058935 0040909 -.0099844 cv_cpi Test: Var(u) = L1 31.08154 chibar2(01) 19.18257 = 11.89897 0.00 usale Prob > chibar2 = 1.0000 L1 -.0029331 -.0124164 0094833 0307259 0268433 0225063 0090203 w n 0030769 lo ad y th 0265895 = consistent under - Kiểm định chọn lựa giữab FEM REM: ju Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic pl Ho: yi Test: n ua al chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 146.37 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) n va ll fu 1.41 0.711285 1.41 0.711460 1.29 0.775253 1.28 0.782922 1.20 0.833284 1.16 0.865020 1.07 0.931418 1.06 0.941036 z k jm om l.c gm an Lu n va ey t re - Kiểm tra tượng tự tương quan: ht 1.23 vb Mean VIF 1/VIF z IK2 LD IK L1 SK L1 usale L1 RBK LD cv_cpi L1 GS L1 BK L1 VIF at Variable nh - Kiểm vif tra tượng đa cộng tuyến: oi m * Kiểm tra tượng đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai thay đổi: xtserial IK IK1 IK21 BK1 RBK1 SK1 GS1 cv_cpi1 usale1 t to Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 76) = 58.111 Prob > F = 0.0000 ng hi -.Kiểm tra tượng phương sai thay đổi: xttest3 ep Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model w n lo H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i ad 19393.11 0.0000 ju y th chi2 (77) = Prob>chi2 = yi pl n ua al * Ước lượng GMM: n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation t to Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM ng hi ep Group variable: firm Time variable : year Number of instruments = 59 Wald chi2(8) = 2290.48 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max w n lo Coef IK L1 .2127297 0173603 IK2 LD .2291135 ad IK z 616 77 8.00 P>|z| [95% Conf Interval] 12.25 0.000 1787042 2467552 0217469 10.54 0.000 1864905 2717366 006251 -4.63 0.000 -.0411837 -.0166804 1108364 -3.48 0.001 -.6029166 -.1684459 7.67 0.000 0130232 0219577 4.46 0.000 0101845 026157 0.028 -32.63473 -1.854536 -.0333243 -.005185 0199787 0355469 ju y th yi BK L1 Std Err = = = = = -.0289321 pl -.3856812 SK L1 .0174905 GS L1 .0181707 0040747 cv_cpi L1 -17.24463 7.852235 -2.20 usale L1 -.0192547 0071785 -2.68 _cons 0277628 0039715 6.99 n ua al RBK LD n va 0022792 ll fu oi m nh 0.007 at z 0.000 z vb Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable k jm ht Instruments for first differences equation Standard D.(L2.GS L.SK L.BK L2.cv_cpi L.usale) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) Instruments for levels equation Standard L2.GS L.SK L.BK L2.cv_cpi L.usale _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) Prob > chi2 = 0.144 Prob > chi2 = 0.191 ey * Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM, REM: t re Mơ hình kết hợp biến khơng chắn µcpi biến φresid^2: n 0.001 0.377 va overid restrictions: chi2(50) = 60.65 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(50) = 58.54 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = an Lu Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -3.44 -0.88 om l.c gm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = * Hồi quy OLS, FEM, REM: * Phương pháp Pool OLS: reg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_cpi l.uresid2 Source SS Model Residual df MS 482608755 1.76515521 607 060326094 002907999 - Mơ hình OLS: TotalPooled 2.24776396 615 003654901 t to hi ep Coef IK L1 .4249478 0389338 IK2 LD -.183557 BK L1 -.0145724 w n [95% Conf Interval] 10.91 0.000 3484866 5014091 0998722 -1.84 0.067 -.3796939 01258 0107461 -1.36 0.176 -.0356764 0065316 -.7023663 2102635 -3.34 0.001 -1.115299 -.2894341 0034579 3.20 0.001 0042778 0178594 lo ad SK L1 t 616 20.74 0.0000 0.2147 0.2044 05393 P>|t| RBK LD Std Err = = = = = = y th ng IK Number of obs F(8, 607) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 0110686 ju yi GS L1 .0072388 0080396 0.90 0.368 -.00855 * Phương pháp FEM: xtreg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_cpi l.uresid2, fe cv_cpi L1 (within) 19.41878 22.28599 0.87 0.384 Fixed-effects regression Number of-24.34823 obs = Group variable: firm Number of groups = uresid2 L1 -.020856 0134197 -1.55 0.121 -.0472106 R-sq: Obs per group: 0230277 pl al n ua 63.18578 616 77 va 0063783 2.27 n 0.024 0054986 = 0019474 avg = max = 0269999 8.0 = 6.77 0.0000 ll fu within = 0.0926 _cons = 0.0063 0144737 between overall = 0.0332 F(8,531) oi m -corr(u_i, Mô hìnhXb)FEM, kiểm định chọn lựa Pooled OLS FEM: = -0.3758 Prob > F = Std Err t P>|t| IK L1 [95% Conf Interval] 1027681 0495778 2.07 0.039 0053753 IK2 LD .1871203 1031423 1.81 0.070 -.0154968 BK L1 -.1099627 0250242 -4.39 0.000 -.1591213 -.0608042 RBK LD -.3071309 2067824 -1.49 0.138 -.7133429 0990811 SK L1 .0080513 00984 0.82 0.414 -.0112789 0273814 GS L1 -.0057837 008567 -0.68 0.500 -.0226131 0110456 cv_cpi L1 30.95771 21.60792 1.43 0.153 -11.48979 73.40521 uresid2 L1 -.0011694 0140497 -0.08 0.934 -.0287691 0264304 _cons 0604871 0151714 3.99 0.000 0306838 0902905 sigma_u sigma_e rho 03940271 05065341 37698997 at Coef nh IK z 2001608 z vb 3897373 k jm ht om l.c gm an Lu n va ey t re (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(76, 531) = 2.07 Prob > F = 0.0000 xtreg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_cpi l.uresid2, re Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 616 77 R-sq: within = 0.0349 between = 0.8397 overall = 0.2147 Obs per group: = avg = max = 8.0 -corr(u_i, Mơ hìnhX)REM: = Wald chi2(8) Prob > chi2 (assumed) t to ng hi ep w n lo Coef IK L1 .4249478 0389338 IK2 LD -.183557 BK L1 RBK LD ad IK z 165.96 0.0000 P>|z| [95% Conf Interval] 10.91 0.000 3486391 5012566 0998722 -1.84 0.066 -.3793028 0121889 -.0145724 0107461 -1.36 0.175 -.0356343 0064896 -.7023663 2102635 -3.34 0.001 -1.114475 -.2902575 0110686 0034579 3.20 0.001 0042913 0178459 0080396 0.90 0.368 -.0085185 0229962 0.87 0.384 -24.26096 63.09851 -1.55 0.120 -.0471581 0054461 2.27 0.023 0019724 026975 ju y th SK L1 Std Err = = yi GS L1 pl 0072388 al 19.41878 uresid2 L1 -.020856 0134197 _cons * Chọn FEM hay.0144737 REM: hausman FEM REM 0063783 ua cv_cpi L1 22.28599 n n va ll fu sigma_u sigma_e rho (B) REM (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E at nh (b) FEM oi m 05065341 0Coefficients (fraction of variance due to u_i) z - Kiểm định chọn lựa Pooled OLS REM: xttest0 IK 030694 z vb 025766 ht k jm 0225994 gm l.c 0029593 om 00416 Ha; obtained from xtreg Ho; obtained from xtreg n va b = consistent under Ho and - Kiểm định Bchọn lựa FEM REM: = inconsistent under Ha, efficient under 0092124 an Lu L1 .1027681 4249478 -.3221798 IK2 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LD .1871203 -.183557 3706772 BK IK[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] L1 -.1099627 -.0145724 -.0953903 RBK Estimated results: LD -.3071309 -.7023663 3952354 Var sd = sqrt(Var) SK L1 .0080513 0110686 -.0030173 IK 0036549 0604558 GS e 0025658 0506534 u 0 L1 -.0057837 0072388 -.0130226 cv_cpi Test: Var(u) = L1 30.95771 19.41878 11.53893 chibar2(01) = 0.00 uresid2 chibar2 = 1.0000 L1 -.0011694Prob >-.020856 0196866 Ho: difference in coefficients not systematic ey chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 142.10 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) t re Test: * Kiểm tra tượng đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai thay đổi: t to -.Kiểm vif tra tượng đa cộng tuyến: ng hi Variable ep IK2 LD IK L1 RBK LD uresid2 L1 cv_cpi L1 GS L1 SK L1 BK L1 w n 1/VIF 1.42 0.705204 1.41 0.710330 1.20 0.830505 1.19 0.843023 1.16 0.864987 lo VIF ad ju y th yi pl ll fu 1.21 0.960208 n Mean VIF va 1.04 0.894857 n 1.12 0.872227 ua al 1.15 m oi -.Kiểm tra hiệnIK tượng tươngBK1 quan: xtserial IK1tựIK21 RBK1 SK1 GS1 cv_cpi1 uresid21 at nh z Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 76) = 57.492 Prob > F = 0.0000 z om an Lu 19479.72 0.0000 l.c chi2 (77) = Prob>chi2 = gm H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i k Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model jm ht vb -.Kiểm tra tượng phương sai thay đổi: xttest3 n va ey t re * Ước lượng GMM: Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation t to Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM ng hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Group variable: firm Time variable : year Number of instruments = 72 Wald chi2(8) = 16739.42 Prob > chi2 = 0.000 n lo IK L1 .2272015 0083579 2178238 ad Coef y th w IK IK2 LD z 616 77 8.00 P>|z| [95% Conf Interval] 27.18 0.000 2108203 2435827 0119107 18.29 0.000 1944792 2411684 0037067 -7.47 0.000 -.0349569 -.020427 0491856 -3.95 0.000 -.2905076 -.0977037 0.000 0148175 0193075 0.011 0010884 0082386 0.001 -14.08312 -3.653513 0.000 -.0271328 -.017081 0.000 0207922 0298767 ju yi BK L1 Std Err = = = = = -.0276919 SK L1 .0170625 0011454 14.90 GS L1 .0046635 0018241 2.56 cv_cpi L1 -8.868315 2.660662 m uresid2 L1 -.0221069 0025643 -8.62 _cons 0253344 0023175 10.93 n ua al -.1941057 va pl RBK LD n ll fu oi -3.33 at nh z z vb Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable k jm ht Instruments for first differences equation Standard D.(L.GS L.SK L.BK L2.cv_cpi L.uresid2) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/3).(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) Instruments for levels equation Standard L.GS L.SK L.BK L2.cv_cpi L.uresid2 _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) 0.162 Prob > chi2 = 0.368 * Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM, REM: ey Mơ hình kết hợp biến khơng chắn µipi biến φsales: t re Prob > chi2 = n 0.001 0.374 va overid restrictions: chi2(63) = 74.01 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(63) = 66.18 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = an Lu Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -3.35 -0.89 om l.c gm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = * Hồi quy OLS, FEM, REM: * Phương pháp Pool OLS: reg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_ipi l.usale Source SS Model Residual df MS 480242726 1.76752124 607 060030341 002911897 Mơ hình Pooled OLS: Total 2.24776396 615 003654901 t to ng hi ep Coef IK L1 .4272299 0389216 IK2 LD -.1983828 BK L1 -.0142429 IK w n ad -.7218484 y th SK L1 t = = = = = = 616 20.62 0.0000 0.2137 0.2033 05396 P>|t| [95% Conf Interval] 10.98 0.000 3507926 5036671 0995123 -1.99 0.047 -.3938129 -.0029527 0108584 -1.31 0.190 -.0355674 0070816 2047613 -3.53 0.000 -1.123975 -.3197219 0037176 2.88 0.004 0034056 0180073 lo RBK LD Std Err Number of obs F(8, 607) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 0107064 ju yi GS L1 .0036875 007777 0.47 0.636 -.0115855 * Phương pháp FEM: xtreg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_ipi l.usale, fe cv_ipi L1 -.0566031 0426726 -1.33 0.185 -.1404069 Fixed-effects (within) regression Number of obs = Group variable: firm Number of groups = usale L1 -.0115171 0163179 -0.71 0.481 -.0435635 R-sq: Obs per group: within = 0.0977 = _cons 0269555 0082602 3.26 0.001 0107334 between = 0.0029 avg = overall = 0.0303 max = 0189606 pl n ua al 0272007 616 77 0205293 n va ll fu 0431776 8.0 oi m F(8,531) = 7.19 -corr(u_i, Mơ hìnhXb)FEM, kiểm định chọn lựa Pooled OLS FEM: = -0.4000 Prob > F = 0.0000 Std Err t P>|t| nh 0994185 0494383 2.01 0.045 0022999 IK2 LD .1860769 1027487 1.81 0.071 -.0157669 vb BK L1 -.1147651 0250393 -4.58 0.000 -.1639534 -.0655769 RBK LD -.3073156 1997119 -1.54 0.124 -.699638 0850068 SK L1 .006318 0097162 0.65 0.516 -.0127688 0254048 GS L1 -.0063741 0083568 -0.76 0.446 -.0227906 0100423 cv_ipi L1 -.0925408 041047 -2.25 0.025 -.1731752 -.0119063 usale L1 .0025252 0311446 0.08 0.935 -.0586566 0637069 _cons 080442 0176932 4.55 0.000 0456848 1151993 sigma_u sigma_e rho 04019243 05051075 38769425 Coef IK L1 [95% Conf Interval] at IK z 1965371 z 3879207 k jm ht om l.c gm an Lu n va ey t re (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(76, 531) = 2.13 Prob > F = 0.0000 xtreg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_ipi l.usale, re Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 616 77 R-sq: within = 0.0368 between = 0.8338 overall = 0.2137 Obs per group: = avg = max = 8.0 -corr(u_i, Mơ hìnhX)REM: = Wald chi2(8) Prob > chi2 (assumed) = = 164.92 0.0000 t to ng hi ep w n lo Coef IK L1 .4272299 0389216 10.98 0.000 350945 5035147 IK2 LD -.1983828 0995123 -1.99 0.046 -.3934232 -.0033423 BK L1 -.0142429 0108584 -1.31 0.190 -.0355249 0070391 RBK LD -.7218484 2047613 -3.53 0.000 -1.123173 -.3205237 0107064 0037176 2.88 0.004 0034201 0179927 007777 0.47 0.635 -.0115551 0189301 0426726 -1.33 0.185 -.1402398 0270336 0.480 -.0434996 0204654 0.001 0107657 0431453 ad IK ju y th SK L1 yi 0036875 pl GS L1 Std Err z -.0566031 usale L1 -.0115171 0163179 va -0.71 _cons 0269555 0082602 3.26 n ll fu * Chọn FEM hay REM: hausman FEM REM sigma_u 05051075 (fraction of variance due to u_i) Coefficients (B) REM (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E nh (b) FEM oi m sigma_e rho [95% Conf Interval] n ua al cv_ipi L1 P>|z| at - Kiểm định chọn lựa Pooled OLS REM: xttest0 IK z z 0304837 0225624 k jm ht vb 0255852 0030586 0265276 an Lu Ha; obtained from xtreg Ho; obtained from xtreg ey t re chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 154.22 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) n difference in coefficients not systematic va Ho: l.c Test: gm b = consistent under Ho and - Kiểm định Bchọn lựa FEM REM: = inconsistent under Ha, efficient under 0089768 om L1 .0994185 4272299 -.3278114 Breusch and IK2Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LD .1860769 -.1983828 3844597 IK[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] BK L1 -.1147651 -.0142429 -.1005222 Estimated results: RBK Var sd = sqrt(Var) LD -.3073156 -.7218484 4145328 SK IK 0036549 0604558 L1 .006318 0107064 -.0043885 e 0025513 0505107 GS u 0 L1 -.0063741 0036875 -.0100617 cv_ipi Test: Var(u) = L1 -.0925408 -.0566031 -.0359377 chibar2(01) = 0.00 usale > chibar2 = 1.0000 L1 .0025252Prob -.0115171 0140423 * Kiểm tra tượng đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai thay đổi: t to -.Kiểm vif tra tượng đa cộng tuyến: ng hi Variable ep w n lo ad 1.41 0.711266 1.41 0.711729 1.29 0.775239 1.28 0.781526 ju y th 1/VIF 1.14 yi 0.876912 pl 1.09 n ll fu 1.22 0.941713 va Mean VIF n 1.06 0.933383 ua 1.07 0.919677 al IK2 LD IK L1 SK L1 usale L1 RBK LD cv_ipi L1 GS L1 BK L1 VIF oi m xtserial IK1tựIK21 RBK1 SK1 GS1 cv_ipi1 usale1 -.Kiểm tra hiệnIK tượng tươngBK1 quan: at nh Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 76) = 59.091 Prob > F = 0.0000 z z k jm ht vb -.Kiểm tra tượng phương sai thay đổi: xttest3 an Lu 26187.69 0.0000 om chi2 (77) = Prob>chi2 = l.c H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i gm Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model n va ey t re * Ước lượng GMM: Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation t to Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM ng hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Group variable: firm Time variable : year Number of instruments = 59 Wald chi2(8) = 2003.67 Prob > chi2 = 0.000 w n lo Coef IK L1 .1933175 0127416 IK2 LD .2311364 ad IK z 616 77 8.00 P>|z| [95% Conf Interval] 15.17 0.000 1683444 2182906 0185492 12.46 0.000 1947806 2674922 0056628 -4.26 0.000 -.0352076 -.0130099 0995401 -5.22 0.000 -.714277 -.3240869 5.88 0.000 009965 0199408 1.47 0.142 -.0011825 0082148 0.000 -.1000367 -.061444 -.0373717 -.0056661 0292892 0475996 ju y th yi BK L1 Std Err = = = = = -.0241088 pl -.519182 SK L1 .0149529 GS L1 .0035161 0023973 cv_ipi L1 -.0807403 0098453 -8.20 usale L1 -.0215189 0080883 -2.66 _cons 0384444 0046711 8.23 n ua al RBK LD n va 0025449 ll fu oi m nh 0.008 at z 0.000 z Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable vb k jm ht Instruments for first differences equation Standard D.(L.GS L.SK L.BK L2.cv_ipi L.usale) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) Instruments for levels equation Standard L.GS L.SK L.BK L2.cv_ipi L.usale _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) Prob > chi2 = 0.175 Prob > chi2 = 0.426 ey * Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM, REM: t re Mơ hình kết hợp biến khơng chắn µipi biến φresid^2: n 0.001 0.379 va overid restrictions: chi2(50) = 59.21 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(50) = 51.22 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = an Lu Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -3.38 -0.88 om l.c gm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = * Hồi quy OLS, FEM, REM: * Phương pháp Pool OLS: reg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_ipi l.uresid2 Source SS Model Residual df MS 485138645 1.76262532 607 060642331 002903831 Mơ hình Pooled OLS: Total 2.24776396 615 003654901 t to hi ep Coef IK L1 .4249617 038897 IK2 LD -.186334 BK L1 -.0149293 w n [95% Conf Interval] 10.93 0.000 3485727 5013507 0998057 -1.87 0.062 -.3823404 0096724 0107339 -1.39 0.165 -.0360094 0061508 -.7030044 2049746 -3.43 0.001 -1.10555 -.3004589 0034544 3.17 0.002 0041628 0177309 lo ad SK L1 t 616 20.88 0.0000 0.2158 0.2055 05389 P>|t| RBK LD Std Err = = = = = = y th ng IK Number of obs F(8, 607) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 0109469 ju yi GS L1 .0067439 0080418 0.84 0.402 -.0090493 * Phương pháp FEM: xtreg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_ipi l.uresid2, fe cv_ipi 0225372 pl al -1.28 0134295 -1.48 va 0082104 3.03 0.202 -.1381982 Number of obs = Number of groups = 0292733 616 77 0.140 -.0462275 Obs per group: = 0.003 008753 avg = max = 0065203 0410014 8.0 n ll fu L1 -.0198536 R-sq: within _cons = 0.0977 0248772 between = 0.0027 overall = 0.0299 n ua L1 -.0544624 0426379 Fixed-effects (within) regression Groupuresid2 variable: firm oi m F(8,531) = 7.19 -corr(u_i, Mơ hìnhXb)FEM, kiểm định chọn lựa Pooled OLS FEM: = -0.4016 Prob > F = 0.0000 Std Err t P>|t| nh 0994193 0493807 2.01 0.045 0024139 IK2 LD .1854022 1027222 1.80 0.072 -.0163896 BK L1 -.1148409 0250774 -4.58 0.000 -.1641041 -.0655778 RBK LD -.3086099 2003472 -1.54 0.124 -.7021802 0849605 SK L1 .0062551 0097935 0.64 0.523 -.0129837 0254938 GS L1 -.0065136 0085523 -0.76 0.447 -.0233141 0102868 cv_ipi L1 -.0927461 0411872 -2.25 0.025 -.173656 -.0118362 uresid2 L1 .0013493 0140735 0.10 0.924 -.0262973 028996 _cons 0810806 0176645 4.59 0.000 0463797 1157814 sigma_u sigma_e rho 0402401 05051062 3882583 Coef IK L1 [95% Conf Interval] at IK z 1964248 z vb 387194 k jm ht om l.c gm an Lu n va ey t re (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(76, 531) = 2.10 Prob > F = 0.0000 xtreg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_ipi l.uresid2, re Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 616 77 R-sq: within = 0.0366 between = 0.8397 overall = 0.2158 Obs per group: = avg = max = 8.0 -corr(u_i, Mơ hìnhX)REM: = Wald chi2(8) Prob > chi2 (assumed) = = 167.07 0.0000 t to ng hi ep w n lo Coef IK L1 .4249617 038897 10.93 0.000 348725 5011984 IK2 LD -.186334 0998057 -1.87 0.062 -.3819495 0092815 BK L1 -.0149293 0107339 -1.39 0.164 -.0359674 0061088 -.7030044 2049746 -3.43 0.001 -1.104747 -.3012616 0034544 3.17 0.002 0041764 0177173 0080418 0.84 0.402 -.0090178 0225057 -1.28 0.201 -.1380313 0291064 -1.48 0.139 -.0461749 0064677 3.03 0.002 0087851 0409692 ad IK SK L1 .0109469 z P>|z| [95% Conf Interval] yi pl GS L1 ju y th RBK LD Std Err .0067439 al ua cv_ipi L1 .0082104 ll fu 0248772 0134295 n _cons va uresid2 -.0198536 * ChọnL1 FEM hay REM: hausman FEM REM 0426379 n -.0544624 m 0Coefficients (b) (B) (b-B) 05051062 (fraction REM of variance due to u_i) FEM Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E oi sigma_u sigma_e rho at nh 0304217 z IK L1 .0994193 - Kiểm định chọn lựa Pooled 4249617 OLS REM: -.3255424 xttest0 IK2 LD .1854022 -.186334 3717362 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects BK L1 -.1148409 -.0999117 IK[firm,t] = Xb + u[firm] -.0149293 + e[firm,t] RBK LD -.3086099 -.7030044 3943945 Estimated results: Var sd = sqrt(Var) SK L1 .0062551 0109469 -.0046918 IK 0036549 0604558 GS e 0025513 L1 -.0065136 0067439 0505106-.0132576 u 0 cv_ipi L1 Var(u) -.0927461 -.0544624 -.0382837 Test: = uresid2 chibar2(01) = 0.00 L1 .0013493 -.0198536 Prob > chibar2 = 1.0000 0212029 z ht vb 024304 0029104 om an Lu 0042088 Ha; obtained from xtreg Ho; obtained from xtreg ey t re chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 153.39 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) n difference in coefficients not systematic va Ho: 009164 l.c Test: gm b = consistent under Ho and - Kiểm định chọn lựa FEM REM: B = inconsistent under Ha, efficient under k jm 0226641 * Kiểm tra tượng đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai thay đổi: t to -.Kiểm vif tra tượng đa cộng tuyến: ng hi Variable ep w n lo ad 1.42 0.705131 1.41 0.710654 1.19 0.840585 1.15 0.870495 ju y th 1/VIF 1.15 yi 0.872664 pl 1.12 0.895374 al 1.09 ua 0.918620 n 1.04 ll fu 1.19 n Mean VIF 0.961007 va IK2 LD IK L1 uresid2 L1 GS L1 RBK LD SK L1 cv_ipi L1 BK L1 VIF oi m -.Kiểm tra hiệnIK tượng tươngBK1 quan:RBK1 SK1 GS1 cv_ipi1 uresid21 xtserial IK1tựIK21 nh at Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 76) = 58.537 Prob > F = 0.0000 z z om an Lu 26187.99 0.0000 l.c chi2 (77) = Prob>chi2 = gm H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i k Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model jm ht vb -.Kiểm tra tượng phương sai thay đổi: xttest3 n va ey t re * Ước lượng GMM: Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation t to Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM ng hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Group variable: firm Time variable : year Number of instruments = 59 Wald chi2(8) = 2057.19 Prob > chi2 = 0.000 n lo 1981129 0137895 14.37 0.000 171086 2251398 2342972 019429 12.06 0.000 1962171 2723773 0049057 -5.47 0.000 -.0364729 -.017243 1009167 -5.53 0.000 -.7563326 -.3607465 6.47 0.000 0110641 0206763 2.29 0.022 0008977 0115406 0.000 -.103033 -.0651419 0.000 -.0303327 -.017469 0.000 0259915 04407 ad IK L1 y th w Coef ju yi -.0268579 pl BK L1 z -.5585396 SK L1 .0158702 0024521 GS L1 .0062192 0027151 cv_ipi L1 -.0840874 0096663 uresid2 L1 -.0239008 0032816 -7.28 _cons 0350308 0046119 7.60 [95% Conf Interval] n ua al RBK LD P>|z| 616 77 8.00 IK IK2 LD Std Err = = = = = n va ll fu m oi -8.70 at nh z z ht vb Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable k jm Instruments for first differences equation Standard D.(L.GS L.SK L.BK L2.cv_ipi L.uresid2) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) Instruments for levels equation Standard L.GS L.SK L.BK L2.cv_ipi L.uresid2 _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) om l.c gm Prob > chi2 = 0.154 Prob > chi2 = 0.415 ey t re 0.001 0.409 n overid restrictions: chi2(50) = 60.15 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(50) = 51.49 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = va Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -3.41 -0.83 an Lu Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z =