(Luận văn) nghiên cứu tác động của thu nhập, giá trị sổ sách và cổ tức cổ phiếu lên giá thị trường cổ phiếu – trường hợp 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 HỒNG PHONG yi pl n ua al n va ll fu oi m NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA THU NHẬP, GIÁ TRỊ SỔ at nh SÁCH VÀ CỔ TỨC CỔ PHIẾU LÊN GIÁ THỊ TRƯỜNG z CỔ PHIẾU – TRƯỜNG HỢP VIỆT NAM z k jm ht vb om l.c gm an Lu LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n va ey t re TP Hồ Chí Minh – 2018 t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH hi ep w n lo ad ju y th NGUYỄN HỒNG PHONG yi pl n ua al n va NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA THU NHẬP, GIÁ TRỊ SỔ ll fu SÁCH VÀ CỔ TỨC CỔ PHIẾU LÊN GIÁ THỊ TRƯỜNG oi m CỔ PHIẾU – TRƯỜNG HỢP VIỆT NAM at nh z z k jm ht Mã số: 8340201 vb Chuyên ngành: Tài - Ngân hàng om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ an Lu n va NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: ey t re PGS.TS NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO TP Hồ Chí Minh – 2018 LỜI CAM ĐOAN t to Tôi xin cam đoan luận văn thạc sĩ với chủ đề “Nghiên cứu tác động thu ng hi nhập, giá trị sổ sách cổ tức cổ phiếu lên giá thị trường cổ phiếu – Trường ep hợp Việt Nam” cơng trình nghiên cứu khoa học độc lập riêng theo hướng dẫn PGS.TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Các số liệu, kết nêu w n luận văn trung thực, có nguồn gốc rõ ràng chưa công bố bất lo ad kỳ cơng trình khác y th ju Tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm nội dung tính trung thực luận văn yi pl al năm 2018 tháng n ua TP Hồ Chí Minh, ngày n va ll fu oi m nh Nguyễn Hồng Phong at z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA t to LỜI CAM ĐOAN ng MỤC LỤC hi ep DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU w n TÓM TẮT lo CHƯƠNG GIỚI THIỆU ad Bối cảnh nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phương pháp tiếp cận ju y th 1.1 yi pl al n ua CHƯƠNG KHUNG LÝ THUYẾT .6 Cơ sở lý thuyết .6 2.2 Một số nghiên cứu trước n va 2.1 fu Một số nghiên cứu giới 2.2.2 Một số nghiên cứu Châu Á 13 2.2.3 Một số nghiên cứu Việt Nam 16 ll 2.2.1 oi m at nh z CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU 18 z Mơ hình nghiên cứu .18 3.2 Phương pháp ước lượng 22 jm ht vb 3.1 k CHƯƠNG KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM 24 Kết thống kê sơ 24 4.2 Mơ hình 25 4.3 Mơ hình 28 4.4 Mơ hình 31 4.5 Mơ hình 33 om l.c gm 4.1 an Lu n va CHƯƠNG KẾT LUẬN TỪ KẾT QUẢ THỰC NHIỆM .37 ey t re DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT t to ng hi ep (Earning - Dividend) Lợi nhuận giữ lại BV Book Value Giá trị sổ sách D Dividend Cổ tức EPS Earning per share Thu nhập cổ phiếu Firm Control Biến kiểm soát - Biến giả Fixed Effects Model Mơ hình FEM Generally Accepted Chuẩn ngun tắc kế tốn thơng thường áp Accounting Principles dụng Mỹ (E-D) FC w n FEM lo ad y th GAAP ju Hội đồng hợp tác vùng Vịnh Gulf cooperation council GLS Generalized least squares HNX Hanoi Stock Exchange HOSE Ho Chi Minh Stock Exchange yi GCC pl Mơ hình bình phương tối thiểu tổng quát al n ua Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội n va Chuẩn mực Báo cáo Tài Quốc tế oi m Reporting Standards ll International Financial fu IFRS Sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh nh MBA Market-based accounting R research MV Market Value Giá thị trường cổ phiếu OLS Ordinary least squares Phương pháp bình phương tối thiểu REM Random Effects Model Mơ hình REM at Nghiên cứu kế tốn dựa sở thị trường z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng Thống kê mô tả liệu 24 t to Bảng Ma trận tương quan Pearson giai đoạn 2008 - 2017 24 ng Bảng Ước theo phương pháp OLS mơ hình 25 hi ep Bảng Ước theo phương pháp FEM mơ hình 26 Bảng Ước theo phương pháp REM mơ hình .26 w n Bảng So sánh FEM REM mơ hình 27 lo ad Bảng Bảng hệ số OLS, FEM, REM mô hình .27 y th Bảng Ước theo phương pháp OLS mơ hình 28 ju Bảng Ước lượng theo FEM mơ hình 28 yi pl Bảng 10 Ước lượng theo REM mơ hình .29 al ua Bảng 11 So sánh FEM REM mơ hình 29 n Bảng 12 Bảng hệ số OLS, FEM, REM mơ hình 30 va n Bảng 13 Ước lượng theo OLS mơ hình 31 fu ll Bảng 14 Ước lượng theo FEM mơ hình .31 m oi Bảng 15 Ước lượng theo REM mơ hình .31 at nh Bảng 16 So sánh FEM REM mơ hình 32 z Bảng 17 Hệ số OLS, FEM, REM mơ hình 32 z vb Bảng 18 Ước lượng theo OLS mơ hình 33 jm ht Bảng 19 Ước lượng theo FEM mơ hình .33 k Bảng 20 Ước lượng theo REM mơ hình .34 gm Bảng 21 So sánh FEM REM mơ hình 34 l.c Bảng 22 Hệ số OLS, FEM, REM mơ hình 35 om an Lu n va ey t re TÓM TẮT Mục tiêu nghiên cứu kiểm định ảnh hưởng thông tin thu t to nhập cổ phiếu, giá trị sổ sách, cổ tức thời điểm khủng hoảng tài (2008- ng hi 2009) đến giá cổ phiếu với số liệu sử dụng nghiên cứu số liệu dạng bảng ep thu thập từ báo cáo tài kiểm tốn giá cổ phiếu 52 w công ty niêm yết Sở Giao dịch Chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) n Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX) giai đoạn 2008-2017 Áp dụng lo ad khung lý thuyết mơ hình Ohlson (1995), kết nghiên cứu cho thấy thu nhập y th cổ phiếu (EPS), giá trị sổ sách cổ phiếu (BV), cổ tức cổ phiếu (D), ju yi lợi nhuận giữ lại (E-D) có tương quan tích cực với giá cổ phiếu Ngồi ra, pl khơng thấy chứng thực nghiệm để kết luận tác động hai năm khủng hoảng al n ua tài 2008 2009 lên giá thị trường cổ phiếu va Từ khóa: Giá cổ phiếu, Thu nhập, Cổ tức, khủng hoảng tài chính, mơ hình Ohlson n ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re CHƯƠNG GIỚI THIỆU t to 1.1 Bối cảnh nghiên cứu ng Thị trường chứng khoán Việt Nam từ đời trải qua giai hi ep đoạn phát triển thăng trầm với biến động kinh tế nước lúc tăng, lúc giảm Song, thể đầy đủ chất thị trường, w n nơi mà chủ thể kinh doanh huy động vốn nhanh hiệu nhất, nhằm lo ad đáp ứng nhu cầu kinh doanh kịp thời, thông qua việc phát hành loại chứng ju y th khoán yi Các lý thuyết tài đại phát triển thập niên qua cho pl thông tin nói chung thơng tin tài chính, kế tốn cơng ty nói riêng có vai al ua trị định đến giá cổ phiếu công ty niêm yết Thực tế cho thấy tính n minh bạch độ tin cậy thơng tin tài ln xem nhân tố quan trọng va n để bảo vệ nhà đầu tư tính ổn định thị trường chứng khoán Khi fu ll tham gia vào thị trường chứng khoán, vấn đề quan trọng mong muốn nhà m oi đầu tư có thơng tin tài thị trường, thông tin hoạt động nh at công ty cách xác để đưa định đầu tư hiệu Trên z giới, sau kiện sụp đổ tập đoàn lượng Enron Công ty kiểm z ht vb toán Arthur Andersen vào đầu năm 2000 gây chấn động nước Mỹ, quan jm tâm nhà đầu tư đến thơng tin tài cơng ty niêm yết công k bố ngày tăng Cơ quan quản lý thị trường chứng khoán nước bổ sung gm thơng tin tài hoạt động kiểm toán om l.c quy định chặt chẽ việc quản lý công ty niêm yết công bố an Lu Báo cáo tài xem nguồn thơng tin quan trọng cho bên liên quan Nhà đầu tư thường sử dụng báo cáo tài để định giá cổ phiếu doanh thường đo lưởng theo biến giải thích mơ hình hồi quy ví dụ R2 Mơ hình ey thơng tin kế tốn để tóm tắt thơng tin ảnh hưởng tới giá trị vốn chủ sở hữu t re đánh giá mức độ ảnh hưởng thông tin kế toán lên giá cổ phiếu Khả n va nghiệp theo mơ hình định giá Mục đích chung mơ hình định giá để định giá cho thấy R2 cao khả thơng tin kế tốn giải thích biến động giá cổ phiếu cao t to ng Sự liên quan giá trị thơng tin kế tốn sử dụng mơ hình định giá chéo dựa vào hi thơng tin kế tốn trước nghiên cứu khác ep Nghiên cứu kế toán dựa sở thị trường (MBAR - Market-based accounting w research) thường chọn mơ hình theo giá mơ hình theo lợi nhuận để n lo nghiên cứu yếu tố tác động lên giá cổ phiếu Với mơ hình theo giá, giá cổ ad y th phiếu hồi quy theo biến thu nhập cổ phiếu, mơ hình theo lợi ju nhuận, lợi nhuận hồi quy biến thu nhập theo quy mô (Kothari & yi Zimmerman, 1995) Nghiên cứu mức độ liên quan trước chủ yếu dựa pl ua al mơ hình theo giá đề xuất Ohlson (1995) kết n nghiên cứu (ví dụ: Feltham & Ohlson, 1995) va n Đã có nhiều nghiên cứu tìm hiểu vấn mối quan hệ giá trị thị trường fu ll với thu nhập, giá trị sổ sách cổ tức cổ phiếu, số nghiên cứu m oi cho số thị trường vốn nổi, điển hình Kuwait, Trung Quốc, Thái at nh Lan, Tại Việt Nam đề tài cịn nhận quan tâm nhiều, có nhiều z viết nghiên cứu tác động giá trị sổ sách cổ phiếu, thu nhập cổ z phiếu (EPS) lên giá cổ phiếu thị trường Nghiên cứu ngày thực với k jm ht 1.2 Mục tiêu nghiên cứu vb mục tiêu nghiên cứu riêng sau gm l.c Nghiên cứu tác động thu nhập lên giá trị thị trường cổ phiếu 52 công ty an Lu giai đoạn 2008 – 2017 om (khơng hoạt động lĩnh vực tài chính) sàn chứng khoán Việt Nam Nghiên cứu tác động giá trị sổ sách cổ phiếu lên giá trị thị trường cổ phiếu 52 ey sàn chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2008 – 2017 t re Nghiên cứu tác động cổ tức cổ phiếu lên giá trị thị trường cổ phiếu 52 cơng ty n va cơng ty sàn chứng khốn Việt Nam giai đoạn 2008 – 2017 Nghiên cứu tác động khủng hoảng tài (2008 2009) lên giá trị thị trường cổ phiếu 52 cơng ty sàn chứng khốn Việt Nam giai đoạn 2008 – t to 2017 ng hi Xuất phát từ mục tiêu nghiên cứu trên, nội dung luận văn tìm hiểu mục ep tiêu dựa câu hỏi nghiên cứu liệt kê w n 1.3 Câu hỏi nghiên cứu lo ad Thu nhập cổ phiếu tác động lên giá trị thị trường 52 công ty (không hoạt động y th lĩnh vực tài chính) sàn chứng khoán Việt Nam giai ju đoạn 2008 – 2017? yi pl Giá trị sổ sách cổ phiếu tác động lên giá trị thị trường 52 cơng ty sàn chứng al n ua khốn Việt Nam giai đoạn 2008 – 2017? n va Cổ tức cổ phiếu tác động lên giá trị thị trường 52 công ty sàn chứng khoán ll fu Việt Nam giai đoạn 2008 – 2017? oi m Sự tác động hai năm khủng hoảng tài (2008 2009) lên giá trị thị trường 2008 – 2017? at nh cổ phiếu 52 cơng ty sàn chứng khốn Việt Nam giai đoạn z z vb Với câu hỏi nghiên cứu So với nghiên cứu khác, luận văn có hai jm ht điểm là: liệu thống kê dạng bảng lấy giai đoạn k 2008 – 2017 nghiên cứu thêm tác động khủng hoảng tài tồn Nam om l.c gm cầu (2008, 2009) tác động tới giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Việt an Lu n va ey t re hi ep 9,9 3,6874 0,00 3,69 BMC 2009 20,5 9,9 1,8854 1,80 0,09 BMC 2010 8,1 9,7 1,8414 2,20 -0,36 BMC 2011 9,4 15,2 7,3747 3,30 4,07 BMC 2012 31 16,4 6,973 8,00 -1,03 BMC 2013 28,4 17,3 6,457 5,00 1,46 2014 19,4 18 1,7 1,00 0,70 2015 13,3 15,8 0,974 1,50 -0,53 13,7 15,5 0,769 2,10 -1,33 14,3 15,5 0,781 1,00 -0,22 18,5 0,9531 0,00 0,95 5,1 1,258 1,50 -0,24 9,9 2,1914 1,00 1,19 10,1 1,2167 0,00 1,22 0,3679 0,00 0,37 0,9725 0,50 0,47 1,7674 0,00 1,77 0,00 0,69 0,00 -1,10 0 0,73 1,13 w 20,4 z ng 2008 ll t to BMC n lo BMC ad BMC 2016 ju 2017 yi BMC y th BMC HAG 2009 HAG 2010 37,3 HAG 2011 13,5 HAG 2012 17,2 10,6 HAG 2013 18,6 13,9 HAG 2014 22,1 16,6 HAG 2015 10,4 17,2 0,6933 HAG 2016 5,4 18,2 -1,0996 HAG 2017 7,4 19,7 1,273 1,27 REE 2008 4,7 6,9 -0,4995 0,00 -0,50 REE 2009 10,3 8,1 1,4271 0,70 REE 2010 9,5 1,1344 0,00 l.c REE 2011 6,3 12,7 1,6827 1,60 0,08 REE 2012 10,5 13,8 2,1799 1,60 0,58 an Lu REE 2013 20,1 17,1 3,1972 1,60 1,60 REE 2014 20,1 20,8 3,4816 1,60 1,88 REE 2015 19 21,9 2,7969 1,60 1,20 REE 2016 22,3 25,4 3,636 1,00 2,64 ua al 2008 jm pl HAG 35,4 n n va fu oi m at nh z ht vb 0,00 k gm om n va ey t re ep w 4,991 1,60 3,39 DBC 2008 6,5 3,7 0,6938 0,00 0,69 DBC 2009 13,3 7,3 0,9866 1,50 -0,51 DBC 2010 11,5 9,2 2,1444 0,00 2,14 DBC 2011 7,2 14,9 2,6614 3,50 -0,84 DBC 2012 12,7 16,6 3,0156 1,50 1,52 2013 12,7 20,8 2,3084 1,20 1,11 2014 19,3 22,1 2,4849 1,70 0,78 18,8 23,5 3,0531 0,50 2,55 32,2 28,3 5,4482 0,50 4,95 28 30,2 2,416 0,00 2,42 6,6 1,1567 0,00 1,16 7,2 1,2397 2,50 -1,26 7,8 1,1513 1,80 -0,65 1,233 2,70 -1,47 1,3235 1,80 -0,48 1,4485 1,50 -0,05 1,50 0,11 1,50 0,11 0 0,31 -0,80 n 28,5 z hi 39,8 ll ng 2017 ua t to REE lo DBC ad DBC 2015 ju 2016 yi DBC y th DBC HHC 2008 HHC 2009 8,8 HHC 2010 10,7 HHC 2011 7,2 10,9 HHC 2012 8,5 11,3 HHC 2013 12,2 11,9 HHC 2014 21,7 12,8 1,6145 HHC 2015 20,7 13,5 1,61 HHC 2016 32 19,9 2,046 1,05 HHC 2017 51 21,4 2,052 0,50 1,55 FMC 2008 1,7 3,9 0,313 0,00 FMC 2009 2,5 3,9 0,3958 1,20 l.c FMC 2010 2,4 4,3 0,6489 2,70 -2,05 FMC 2011 2,3 4,4 0,7075 2,30 -1,59 an Lu FMC 2012 2,5 0,1419 1,00 -0,86 FMC 2013 3,7 6,1 0,8409 0,70 0,14 FMC 2014 7,9 9,8 1,4837 1,50 -0,02 FMC 2015 11,4 8,8 2,4349 6,50 -4,07 al 2017 jm pl DBC 5,7 n n va fu oi m at nh z ht vb 1,00 k gm om n va ey t re ng hi ep w 11,4 12,2 2,6346 1,80 0,83 FMC 2017 21,5 14,7 2,395 3,00 -0,61 TSC 2008 8,5 1,2 0,4588 2,00 -1,54 TSC 2009 9,5 1,3 0,2008 1,20 -1,00 TSC 2010 5,2 1,3 0,0992 2,00 -1,90 TSC 2011 1,4 0,1612 1,00 -0,84 2012 0,9 -0,3788 0,00 -0,38 2013 2,8 0,9 0,0081 0,00 0,01 13,1 2,1 0,4183 0,00 0,42 13,9 11,6 0,736 0,00 0,74 2,6 14,1 0,071 0,00 0,07 12,6 -0,204 0,00 -0,20 4,9 0,9 1,00 -0,10 5,3 1,0119 2,00 -0,99 0,9892 2,50 -1,51 0,861 1,00 -0,14 0,3381 0,00 0,34 0,00 0,63 0,60 0,08 0 1,32 -1,95 n 2016 z t to FMC lo TSC ad TSC 2014 ju 2015 yi TSC y th TSC TSC 2017 DCL 2008 6,8 DCL 2009 13,3 DCL 2010 8,3 DCL 2011 3,9 4,7 DCL 2012 2,5 4,4 DCL 2013 0,628 DCL 2014 12,9 5,5 0,6791 DCL 2015 8,6 10 1,0656 jm 1,07 DCL 2016 22,6 11,6 1,5859 0,00 1,59 DCL 2017 22,3 12,9 1,317 0,00 DHT 2008 3,5 6,6 0,0453 2,00 l.c DHT 2009 4,3 1,1442 2,00 -0,86 DHT 2010 6,1 8,1 0,9759 0,00 0,98 an Lu DHT 2011 7,5 9,5 1,3432 2,00 -0,66 DHT 2012 6,1 10,6 1,2117 2,00 -0,79 DHT 2013 5,6 11,3 2,1298 0,00 2,13 DHT 2014 9,7 13 2,1393 4,00 -1,86 ua al 2016 ll pl TSC 3,7 n n va fu oi m 5,7 at nh z ht vb 0,00 k gm om n va ey t re ng hi ep w 10,9 13,6 2,9284 3,00 -0,07 DHT 2016 17,5 16,1 4,1105 3,00 1,11 DHT 2017 43 20,2 5,934 1,00 4,93 KKC 2008 5,6 10,6 -1,468 0,00 -1,47 KKC 2009 9,1 16,1 5,245 0,00 5,25 KKC 2010 7,3 16,3 2,173 2,00 0,17 2011 3,3 15,3 2,584 2,20 0,38 2012 3,9 14,9 1,693 2,20 -0,51 7,5 16,2 2,719 1,50 1,22 11,2 16,3 2,335 2,20 0,14 5,8 10,4 -4,346 1,50 -5,85 17,8 7,368 0,00 7,37 15,9 2,953 5,00 -2,05 2,9 -0,1135 2,00 -2,11 0,014 0,00 0,01 0,1565 0,00 0,16 -0,2105 0,90 -1,11 0,00 -0,24 0,30 0,26 0 -0,16 -7,75 n 2015 z t to DHT lo KKC ad KKC 2013 ju 2014 yi KKC y th KKC KKC 2016 KKC 2017 12,2 VHG 2008 3,8 VHG 2009 7,4 VHG 2010 9,4 3,1 VHG 2011 2,6 2,7 VHG 2012 2,2 2,4 -0,241 VHG 2013 7,1 0,5625 VHG 2014 11,8 6,3 0,6235 jm 0,62 VHG 2015 6,7 11,4 0,472 0,00 0,47 VHG 2016 2,2 11,1 -0,159 0,00 VHG 2017 1,5 3,6 -7,754 0,00 l.c DNP 2008 0,8 1,4 0,1784 0,00 0,18 DNP 2009 1,5 0,2026 0,50 -0,30 an Lu DNP 2010 1,4 1,5 0,1513 1,00 -0,85 DNP 2011 1,9 1,6 0,2181 2,10 -1,88 DNP 2012 1,5 1,7 0,1795 1,00 -0,82 DNP 2013 1,8 1,9 0,1868 0,60 -0,41 ua al 2015 ll pl KKC 12 n n va fu oi m 2,9 at nh z ht vb 0,00 k gm om n va ey t re hi ep w 2,2 0,4232 0,00 0,42 DNP 2015 5,7 5,3 0,9256 0,00 0,93 DNP 2016 11,1 11,5 1,6596 0,00 1,66 DNP 2017 15,6 19 1,4563 0,00 1,46 MCP 2008 3,7 8,2 1,2208 1,00 0,22 MCP 2009 8,2 0,808 1,60 -0,79 2010 4,9 8,9 1,2215 1,40 -0,18 2011 7,3 11,6 2,2891 1,60 0,69 10,6 1,3795 2,20 -0,82 11,5 10,9 1,5592 1,60 -0,04 11,5 10,4 0,8127 1,70 -0,89 13,5 1,1701 0,60 0,57 13,8 1,49 1,00 0,49 13,8 1,623 0,70 0,92 -2,3985 0,00 -2,40 3,0001 1,10 1,90 1,656 0,00 1,66 1,50 0,27 2,00 -0,56 0 0,00 0,40 n z ng 2014 ll t to DNP lo MCP ad MCP 2012 ju 2013 yi MCP y th MCP MCP 2015 MCP 2016 20,2 MCP 2017 26 TPC 2008 2,8 12,9 TPC 2009 4,9 15,4 TPC 2010 4,8 15,7 TPC 2011 3,6 16,3 1,765 TPC 2012 5,8 15,2 1,44 TPC 2013 6,6 14,9 1,103 -0,30 TPC 2014 6,3 14,4 0,552 1,00 -0,45 TPC 2015 14,4 0,497 0,50 TPC 2016 6,8 14,8 0,60 l.c TPC 2017 10,1 15,5 1,381 0,70 0,68 DTT 2008 5,8 12,3 0,7042 1,20 -0,50 an Lu DTT 2009 9,2 14,2 0,1735 0,50 -0,33 DTT 2010 7,4 14,3 0,162 0,00 0,16 DTT 2011 5,1 13,9 -0,07 0,20 -0,27 DTT 2012 5,8 13,5 -0,425 0,00 -0,43 ua al 2014 jm pl MCP 9,1 n n va fu oi m at nh z ht vb 1,40 k gm om n va ey t re ep w 0,125 0,00 0,13 DTT 2014 8,7 14,2 0,514 0,00 0,51 DTT 2015 10,8 14,5 0,752 0,30 0,45 DTT 2016 8,6 14,9 0,928 0,40 0,53 DTT 2017 11,5 14,7 0,523 0,70 -0,18 SPP 2008 6,1 4,6 0,3648 0,00 0,36 2009 14,1 8,2 0,5958 2,00 -1,40 2010 19,2 9,5 1,6803 2,00 -0,32 13,9 13,9 1,3707 0,00 1,37 4,3 13,3 0,6704 0,50 0,17 13,5 0,6225 0,50 0,12 13,6 0,5074 0,00 0,51 13,9 0,6046 0,20 0,40 15 1,2162 0,00 1,22 1,272 0,00 1,27 0,3998 1,00 -0,60 0,4361 1,10 -0,66 1,40 -0,81 0,50 0,21 0 0,31 0,66 n 13,7 z hi 5,8 ll ng 2013 ua t to DTT lo SPP ad SPP 2011 ju 2012 yi SPP y th SPP SPP 2014 SPP 2015 8,8 SPP 2016 16,5 SPP 2017 17 16,1 TPP 2008 2,1 2,9 TPP 2009 3,6 3,3 TPP 2010 3,1 4,9 0,5903 TPP 2011 1,8 5,4 0,7146 TPP 2012 4,4 5,5 0,7669 -0,43 TPP 2013 6,5 6,8 1,3076 1,30 0,01 TPP 2014 7,2 7,6 1,1132 0,80 TPP 2015 11,4 1,6587 1,00 l.c TPP 2016 23,1 10,3 1,9229 0,80 1,12 TPP 2017 15,5 10,6 0,209 0,00 0,21 al 2013 jm pl SPP 5,4 n n va fu oi m at nh z ht vb 1,20 k gm om an Lu n va ey Thống kê mô tả liệu t re Kết chi tiết chạy Stata summarize mv bv e d ed Obs Mean mv bv e d ed 520 520 520 520 520 17.25827 13.81214 2.065561 1.288385 7771765 t to Variable Std Dev ng hi ep 19.1626 10.37115 2.733499 1.194805 2.416569 Min Max -37.5 -13.937 -13.937 206.8 62.2 20.59 19.09 w n lo ad Ma trận tương quan Pearson biến mơ hình ju y th pwcorr mv bv e d ed, star (.05) mv bv e ed 1.0000 0.0354 1.0000 yi d pl 1.0000 0.4479* 0.4038* 0.3463* 0.2856* al 1.0000 0.5994* 0.3299* 0.5149* n ua 1.0000 0.4684* 0.8995* n va mv bv e d ed ll fu (Ghi chú: ** *: Tương quan ý nghĩa mức 0,01 0,05) m at nh year (strongly balanced) firm, to 52 unit z z ht vb xtset year firm panel variable: time variable: delta: oi Định dạng liệu SS df MS 516 15068.6697 281.7317 Total 190579.566 519 367.20533 520 53.49 0.0000 0.2372 0.2328 16.785 n va 45206.009 145373.557 = = = = = = an Lu Model Residual Number of obs F( 3, 516) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE om Source l.c Ước theo phương pháp OLS gm MV it = α + α BV it + α E it + α FC D[0,1] + ε it (1) k jm Mơ hình bv e fc _cons 5399911 1.534956 -4.441194 7.517531 Std Err .0916995 3375141 1.911872 1.390303 t 5.89 4.55 -2.32 5.41 P>|t| 0.000 0.000 0.021 0.000 [95% Conf Interval] 3598408 8718855 -8.197204 4.786181 7201413 2.198027 -.6851844 10.24888 ey Coef t re mv Ước lượng theo FEM, REM xtreg mv bv e fc, fe t to ng hi Number of obs Number of groups = = 520 52 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 ep Fixed-effects (within) regression Group vari able: firm within = 0.2658 between = 0.2236 overall = 0.2206 w n corr(u_i, Xb) F(3,465) Prob > F = -0.4025 = = 56.13 0.0000 lo ad Coef bv e fc _cons 1.157099 9472934 -.6555274 -.549334 ju y th mv Std Err t yi 1224729 3202464 1.696603 1.880927 P>|t| 9.45 2.96 -0.39 -0.29 0.000 0.003 0.699 0.770 [95% Conf Interval] 9164307 317984 -3.989485 -4.245504 1.397768 1.576603 2.67843 3.146836 pl 11.974274 13.698582 43313698 n ua al sigma_u sigma_e rho F(51, 465) = 6.07 xtreg mv bv e fc, re Prob > F = 0.0000 n va F test that all u_i=0: (fraction of variance due to u_i) ll fu Number of obs Number of groups = = 520 52 Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 oi m Random-effects GLS regression Group vari able: firm within = 0.2627 between = 0.2327 overall = 0.2281 at nh R-sq: z Wald chi2(3) Prob > chi2 = = z = (assumed) 168.40 0.0000 Std Err z P>|z| jm ht vb corr(u_i, X) 0.000 0.001 0.160 0.125 6949461 4217827 -5.585382 -.8676748 Coef [95% Conf Interval] bv e fc _cons 9017056 1.037928 -2.331376 3.12616 1054914 3143657 1.660237 2.037708 sigma_u sigma_e rho 8.94766 13.698582 29905528 (fraction of variance due to u_i) k mv 1.108465 1.654074 922629 7.119995 om l.c gm 8.55 3.30 -1.40 1.53 an Lu n va So sánh FEM REM ey t re hausman fe re t to Coefficients (b) (B) fe re ng bv e fc hi 1.157099 9472934 -.6555274 (b-B) Difference 9017056 1.037928 -2.331376 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .2553939 -.0906348 1.675849 0622186 0610898 3493883 ep b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg w n Test: Ho: difference in coefficients not systematic lo ad chi2(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 25.17 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) ju y th yi Mơ hình pl ua al MV it = α + α BV it + α E it + α D it + α FC D[0,1] + ε it (2) n Ước theo phương pháp OLS SS n va Source df MS ll fu Number of obs F( 4, 515) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 515 Total 190579.566 519 12455.4122 273.316344 oi 49821.649 140757.917 m Model Residual 520 45.57 0.0000 0.2614 0.2557 16.532 at nh 367.20533 = = = = = = bv e d fc _cons 52016 1.005955 2.836312 -4.008995 5.143426 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] z Coef z mv 3424668 3056041 1.480371 -7.714265 2.22355 6978531 1.706305 4.192253 -.303724 8.063301 k jm 0.000 0.005 0.000 0.034 0.001 ht 5.75 2.82 4.11 -2.13 3.46 vb 0904484 3564885 6901935 1.886036 1.486259 om l.c gm Ước lượng theo FEM, REM an Lu n va ey t re xtreg mv bv e d fc,fe t to Fixed-effects (within) regression Group vari able: firm Number of obs Number of groups = = 520 52 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 ng within = 0.2773 between = 0.2496 overall = 0.2380 hi ep corr(u_i, Xb) F(4,464) Prob > F = -0.4065 mv Coef bv e d fc _cons 1.139758 7452015 1.787432 -.3222743 -2.261922 1218108 3266767 6586058 1.689576 1.971879 sigma_u sigma_e rho 11.804766 13.605771 42947795 (fraction of variance due to u_i) w Std Err t P>|t| = = 44.51 0.0000 [95% Conf Interval] n lo ad ju y th 9.36 2.28 2.71 -0.19 -1.15 0.000 0.023 0.007 0.849 0.252 9003885 1032525 4932121 -3.642442 -6.136842 1.379127 1.38715 3.081651 2.997893 1.612997 yi pl F(51, 464) = 5.81 Prob > F = 0.0000 n ua al F test that all u_i=0: xtreg mv bv e d fc,re va Number of obs Number of groups = = 520 52 Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 n Random-effects GLS regression Group vari able: firm oi nh = (assumed) at corr(u_i, X) m within = 0.2731 between = 0.2666 overall = 0.2492 ll fu R-sq: Wald chi2(4) Prob > chi2 = = 180.74 0.0000 z z mv Coef bv e d fc _cons 8744319 7747092 2.016111 -2.033286 1.389419 1046775 3233799 6458018 1.651042 2.088485 sigma_u sigma_e rho 8.7515216 13.605771 29265317 (fraction of variance due to u_i) Std Err z [95% Conf Interval] 6692678 1408962 7503625 -5.26927 -2.703935 1.079596 1.408522 3.281859 1.202697 5.482774 k jm 0.000 0.017 0.002 0.218 0.506 ht vb 8.35 2.40 3.12 -1.23 0.67 P>|z| om l.c gm an Lu So sánh FEM REM n va ey t re hausman fe re t to Coefficients (b) (B) fe re ng bv e d fc hi ep 1.139758 7452015 1.787432 -.3222743 (b-B) Difference 8744319 7747092 2.016111 -2.033286 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .2653258 -.0295077 -.2286791 1.711012 0622937 0462934 1292347 358783 w b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg n lo Test: Ho: difference in coefficients not systematic ad ju y th chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 22.20 Prob>chi2 = 0.0002 (V_b-V_B is not positive definite) yi pl Mơ hình al n ua MV it = α + α BV it + α D it + α FC D[0,1] + ε it (3) n va Ước lượng theo OLS SS df MS Number of obs F( 3, 516) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE ll fu Source 47645.2862 142934.28 516 15881.7621 277.004419 Total 190579.566 519 367.20533 oi m Model Residual 520 57.33 0.0000 0.2500 0.2456 16.643 at nh = = = = = = bv d fc _cons 656887 3.539598 -3.562123 4.337317 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] z Coef z mv 505833 2.26665 -7.27912 1.452628 807941 4.812546 154873 7.222006 k jm 0.000 0.000 0.060 0.003 ht 8.54 5.46 -1.88 2.95 vb 076889 6479519 1.892013 1.468355 om l.c gm Ước lượng theo FEM, REM an Lu n va ey t re xtreg mv bv d fc,fe t to Fixed-effects (within) regression Group vari able: firm Number of obs Number of groups = = 520 52 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 ng within = 0.2692 between = 0.2353 overall = 0.2285 hi ep corr(u_i, Xb) F(3,465) Prob > F = -0.3942 = = Coef bv d fc _cons 1.225606 2.12989 -.1559855 -2.382883 1163741 6441596 1.695615 1.980056 sigma_u sigma_e rho 11.818716 13.667132 42785234 (fraction of variance due to u_i) w mv n lo ad ju y th yi pl F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| 10.53 3.31 -0.09 -1.20 F(51, 465) = 0.000 0.001 0.927 0.229 57.10 0.0000 [95% Conf Interval] 9969213 8640659 -3.488003 -6.273848 5.89 1.45429 3.395715 3.176032 1.508083 Prob > F = 0.0000 ua al xtreg mv bv d fc,re n Number of obs Number of groups R-sq: ll fu within = 0.2653 between = 0.2500 overall = 0.2387 n va Random-effects GLS regression Group vari able: firm m = (assumed) 520 52 Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 Wald chi2(3) Prob > chi2 oi corr(u_i, X) = = = = 173.37 0.0000 Std Err at nh Coef z P>|z| [95% Conf Interval] bv d fc _cons 9721432 2.425368 -1.784973 1.063082 0966543 6258713 1.655452 2.09084 sigma_u sigma_e rho 8.7651169 13.667132 29143435 (fraction of variance due to u_i) z mv 0.000 0.000 0.281 0.611 z 7827043 1.198683 -5.029599 -3.034889 1.161582 3.652053 1.459653 5.161054 om l.c gm So sánh FEM REM k jm ht vb 10.06 3.88 -1.08 0.51 an Lu n va ey t re hausman fe re t to Coefficients (b) (B) fe re ng hi bv d fc ep 1.225606 2.12989 -.1559855 (b-B) Difference 9721432 2.425368 -1.784973 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .2534623 -.2954776 1.628988 0648141 1524031 3668646 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg w n Test: Ho: difference in coefficients not systematic lo ad ju y th chi2(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 22.80 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) yi pl Mơ hình al n ua MV it = α + α BV it + α D it + α (E it – D it ) + α FC D[0,1] + ε it (4) SS df MS Number of obs F( 4, 515) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE ll fu Source n va Ước lượng theo OLS 49821.6492 140757.917 515 12455.4123 273.316344 Total 190579.566 519 367.20533 oi m Model Residual 520 45.57 0.0000 0.2614 0.2557 16.532 at nh = = = = = = z 0.000 0.000 0.005 0.034 0.001 3424668 2.560378 3056041 -7.714265 2.22355 6978531 5.124156 1.706305 -.3037241 8.063301 om l.c gm Ước lượng theo FEM, REM 5.75 5.89 2.82 -2.13 3.46 [95% Conf Interval] k 0904484 6525001 3564885 1.886036 1.486259 P>|t| jm 52016 3.842267 1.005955 -4.008995 5.143426 t ht bv d ed fc _cons Std Err vb Coef z mv an Lu n va ey t re xtreg mv bv d ed fc,fe t to Number of obs Number of groups = = 520 52 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 ng Fixed-effects (within) regression Group vari able: firm within = 0.2773 between = 0.2496 overall = 0.2380 hi ep corr(u_i, Xb) F(4,464) Prob > F = -0.4065 = = 44.51 0.0000 w Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] bv d ed fc _cons 1.139758 2.532633 7452015 -.3222743 -2.261922 1218108 6651275 3266767 1.689576 1.971879 11.804766 13.605771 42947795 (fraction of variance due to u_i) n mv lo ad ju y th yi sigma_u sigma_e rho pl al F test that all u_i=0: 9.36 3.81 2.28 -0.19 -1.15 F(51, 464) = 0.000 0.000 0.023 0.849 0.252 9003885 1.225598 1032525 -3.642442 -6.136842 5.81 1.379127 3.839668 1.38715 2.997893 1.612997 Prob > F = 0.0000 n ua xtreg mv bv d ed fc,re va Number of obs Number of groups n Random-effects GLS regression Group vari able: firm 520 52 Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 R-sq: oi nh = (assumed) Wald chi2(4) Prob > chi2 = = at corr(u_i, X) m within = 0.2731 between = 0.2666 overall = 0.2492 ll fu = = 180.74 0.0000 z Std Err z z Coef bv d ed fc _cons 8744319 2.79082 7747092 -2.033286 1.389419 1046775 6415205 3233799 1.651042 2.088485 sigma_u sigma_e rho 8.7515216 13.605771 29265317 (fraction of variance due to u_i) [95% Conf Interval] 6692678 1.533463 1408963 -5.26927 -2.703935 k jm 0.000 0.000 0.017 0.218 0.506 ht 8.35 4.35 2.40 -1.23 0.67 P>|z| vb mv 1.079596 4.048177 1.408522 1.202697 5.482774 om l.c gm an Lu So sánh FEM REM n va ey t re hausman fe re t to Coefficients (b) (B) fe re ng bv d ed fc hi ep 1.139758 2.532633 7452015 -.3222743 (b-B) Difference 8744319 2.79082 7747092 -2.033286 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .2653258 -.2581869 -.0295078 1.711012 0622937 1756306 0462934 358783 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg w n Test: Ho: difference in coefficients not systematic lo ad ju y th chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 22.20 Prob>chi2 = 0.0002 (V_b-V_B is not positive definite) 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