(Luận văn) tác động của hạn chế tài chính và phát triển tài chính đến đầu tư doanh nghiệp – nghiên cứu đối với các doanh nghiệp được niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM hi o0o ep w n lo ad ju y th yi pl LÊ NGUYỄN NHẬT ÁNH n ua al n va TÁC ĐỘNG CỦA HẠN CHẾ TÀI CHÍNH VÀ ll fu PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH ĐẾN ĐẦU TƯ DOANH NGHIỆP – oi m NGHIÊN CỨU ĐỐI VỚI CÁC DOANH NGHIỆP ĐƯỢC NIÊM YẾT at nh TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM z z ht vb jm k LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c gm n a Lu n va y te re TP Hồ Chí Minh – Năm 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM hi o0o ep w n lo LÊ NGUYỄN NHẬT ÁNH ad ju y th yi TÁC ĐỘNG CỦA HẠN CHẾ TÀI CHÍNH VÀ pl ua al PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH ĐẾN ĐẦU TƯ DOANH NGHIỆP – n NGHIÊN CỨU ĐỐI VỚI CÁC DOANH NGHIỆP ĐƯỢC NIÊM YẾT n va TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM ll fu oi m : 8340201 z Mã số at nh Chuyên ngành : Tài - Ngân hàng z ht vb jm k LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu PGS TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA om l.c gm NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: n va y te re TP Hồ Chí Minh – Năm 2019 LỜI CAM ĐOAN t to ng Luận văn với đề tài “Tác động hạn chế tài phát triển tài đến đầu hi tư doanh nghiệp – Nghiên cứu doanh nghiệp niêm yết thị ep trường chứng khốn Việt Nam” được tơi thực hiện thơng qua việc vận dụng các w kiến thức đã học sự hướng dẫn, góp ý PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa n lo Tôi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu tơi, số liệu được sử dụng ad y th luận văn hoàn toàn trung thực được xử lý khách quan Các tham ju khảo dùng luận văn được trích dẫn đầy đủ, rõ ràng Các kết quả luận văn yi pl chưa được công bố bất cứ cơng trình nghiên cứu ua al TP Hồ Chí Minh, ngày 15 tháng 03 năm 2019 n Người thực hiện luận văn n va ll fu oi m at nh LÊ NGUYỄN NHẬT ÁNH z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC t to ng TRANG BÌA PHỤ hi LỜI CAM ĐOAN ep MỤC LỤC w DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT n lo DANH MỤC HÌNH ad DANH MỤC CÁC BẢNG ju y th TÓM TẮT yi ABSTRACT pl ua al CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ NGHIÊN CỨU n 1.1 Đặt vấn đề va n 1.2 Mục tiêu nghiên cứu ll fu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu oi m 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu nh 1.5 Phương pháp nghiên cứu at 1.6 Kết cấu luận văn z z vb CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM ht 2.1 Các khái niệm jm k 2.1.1 Đầu tư doanh nghiệp gm 2.1.2 Hạn chế tài chính, điều kiện tài phát triển tài om l.c 2.1.2.1 Hạn chế tài 2.1.2.2 Điều kiện tài a Lu 2.1.2.3 Phát triển tài n 2.2 Mối quan hệ phát triển tài chính, hạn chế tài chính đầu tư doanh nghiệp 3.1.1 Mơ hình hạn chế tài 15 y 3.1 Mơ hình nghiên cứu 15 te re CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP THỰC HIỆN NGHIÊN CỨU 15 n va 2.3 Các nghiên cứu thực nghiệm 3.1.2 Mơ hình phát triển tài 16 3.1.2 Dữ liệu 17 t to 3.2 Phương pháp nghiên cứu 20 ng 3.2.1 Quy trình nghiên cứu 20 hi ep 3.2.2 Kiểm tra liệu 21 3.2.3 Lựa chọn phương pháp ước lượng 22 w n 3.2.4 Kiểm định mơ hình 22 lo ad 3.2.4.1 Kiểm tra tính phù hợp mơ hình & biến cơng cụ 22 ju y th 3.2.4.2 Kiểm định tự tương quan phần dư 23 yi CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 24 pl 4.1 Thống kê mô tả 24 al n ua 4.2 Kết quả kiểm định lựa chọn mơ hình 26 va 4.2.1 Các kiểm định sơ liệu 26 n 4.2.2 Các kiểm định GMM 28 fu ll 4.2 Kết quả nghiên cứu thực nghiệm 28 m oi 4.2.1 Tác động hạn chế tài phát triển tài cho tồn mẫu 28 nh at 4.2.2 Tác động hạn chế tài lên tỉ lệ đầu tư nhóm ngành 33 z 4.2.3 Tác động hạn chế tài phát triển tài lên tỉ lệ đầu tư z ht vb nhóm ngành 36 k jm CHƯƠNG 5: THẢO LUẬN KẾT QUẢ 42 gm 5.1 Các kết quả chính 42 l.c 5.2 Kiến nghị 43 om 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu tiếp theo 43 n n va PHỤ LỤC a Lu TÀI LIỆU THAM KHẢO y te re DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT Tên đầy đủ t to STT Tên viết tắt ng SGD Sở giao dịch HSX Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP Hồ Chí Minh HNX Sở Giao Dịch Chứng Khốn Hà Nội PTTC Phát triển tài hi ep w n lo ad y th General Moment Methods D-GMM Difference General Moment Methods FE al RE Random Effect OLS GMM ju yi pl n ua Fixed Effect n va ll fu Ordinal Least Square oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC HÌNH Hình 3.1: Phân bố mẫu theo sở niêm yết 20 t to ng hi DANH MỤC BẢNG ep Bảng 3.1: Phân bố mẫu theo nhóm ngành năm thu thập 19 w Bảng 4.1: Tóm tắt biến nghiên cứu từ Quý 4/2008 đến Quý 3/2018 24 n lo Bảng 4.2: Kết quả thực nghiệm tác động hạn chế tài phát triển tài ad y th chính đầu tư công ty 28 ju Bảng 4.3: Ảnh hưởng hạn chế tài lên tỉ lệ đầu tư doanh nghiệp yi phân theo nhóm ngành 33 pl ua al Bảng 4.4: Ảnh hưởng sự phát triển tài quy mơ lên tỉ lệ đầu tư n doanh nghiệp phân theo nhóm ngành 37 n va Bảng 4.5: Ảnh hưởng sự phát triển tài mặt hoạt động (FD2) lên tỉ lệ ll fu đầu tư doanh nghiệp phân theo nhóm ngành 39 oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re TÓM TẮT t to ng Bài luận văn nghiên cứu tác động sự phát triển tài hạn chế tài hi ep đến đầu tư doanh nghiệp sử dụng liệu từ doanh nghiệp phi tài chính được niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam từ quý 4/2008 đến quý 3/2018 với w 597 công ty 20.712 quan sát Mục tiêu nhằm tìm hiểu mối quan hệ n lo phát triển tài hạn chế tài chính đến đầu tư công ty, ra, nhằm ad y th kiểm định lại nghiên cứu trước mối quan hệ yếu tố Bên ju cạnh việc sử dụng phương trình Euler làm mơ hình bản, nghiên cứu sử dụng yi pl mơ hình ước lượng D-GMM để ước lượng thử nghiệm kiểm định mơ hình Kết ua al quả thực nghiệm cho thấy tồn ảnh hưởng hạn chế tài phát triển n tài lên tỉ lệ đầu tư cơng ty niêm ́t tồn mẫu va n ngành khác Dòng tiền các cơng ty có tác động tích cực đến đầu tư ll fu cơng ty, tỷ lệ địn bẩy các cơng ty có tác động ngược lại Phát triển oi m tài chính làm suy yếu ảnh hưởng hạn tài chính đầu tư công ty at nh Các yếu tố tác động mạnh đáng kể công ty bị hạn chế tài cao z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Abstract: This essay examines the effect of financial development and financial t to constraints on firm investment using data from non-financial is listed on Vietnam's ng hi stock market from 2008Q4 to 2018Q3 with more than 597 firms and 20.712 ep observations The purpose of this essay was required to find out the relationship w between financial development and financial constraints to firm investment, in n lo addition to re-examine previous studies on the relationship between these factors ad Besides to using the Euler equation as a basic model, the paper uses the D-GMM y th estimation model to estimate and test model validation The empirical results ju yi showed that the effects of financial constraints and financial development exist on pl the investment rates of listed companies in the whole sample as well as in different al n ua industries The cash flow of firms had a positive effect on firm investment, while va the leverage ratio of firms had a negative effect Financial development also n weakened the effect of firm financial constraint on firm investment These effects fu ll were considerably higher in more financially constrained firms than less constrained oi m ones at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU t to 1.1 Đặt vấn đề ng Kể từ thị trường vốn đời phát triển việc cho đời hai Sở giao hi ep dịch chứng khốn (Hà Nội Tp.HCM) góp phần to lớn phát triển kinh tế xã hội Việt Nam, động lực mạnh mẽ giúp doanh w n nghiệp gia tăng hội cổ phần hóa, phát triển quy mơ chất lượng lo việc sử dụng vốn đầu tư Tuy nhiên thị trường, việc phát sinh vấn đề thơng ad y th tin bất cân xứng, chi phí đại diện làm cho chi phí sử dụng vốn từ nguồn tài trợ ju bên doanh nghiệp trở nên cao ảnh hưởng không nhỏ đến việc tiếp yi pl cận nguồn vốn hiệu việc sử dụng nguồn vốn để đầu tư Từ ua al vấn đề đó, buộc doanh nghiệp phải tận dụng nguồn tài sẵn có nội n doanh nghiệp (Lý thuyết trật tự phân hạng: Myers Majluf, va n 1984) Vấn đề dường xuất hầu hết quốc gia phát triển ll fu không riêng Việt Nam, từ có nhiều nghiên cứu hạn chế tài oi m ảnh hưởng đến đầu tư doanh nghiệp Theo Farre - Mensa at nh Ljungqvist (2013) Sliva Carreria (2012), hạn chế tài xem thước đo tài tình trạng bảng cân đối kế tốn doanh nghiệp Trong z z trường hợp này, hạn chế tài lớn điều kiện tài vb ht Angelopoulou Gibson (2007) cho tỷ lệ đòn bẩy tỷ lệ chi trả cổ jm tức doanh nghiệp ảnh hưởng đến khoản đầu tư, họ giải k gm thích doanh nghiệp lớn có dịng tiền cao, cổ tức tỷ lệ đòn bẩy thấp l.c bị hạn chế tài hơn, doanh nghiệp thường có nhiều hội để om mở rộng đầu tư so với doanh nghiệp bị hạn chế tài cao Ngồi yếu a Lu tố hạn chế tài điều kiện tài chính, phát triển tài ảnh n hướng đến đầu tư doanh nghiệp ảnh hưởng đến mối quan hệ hạn đầu tư, đặc biệt ảnh hưởng hạn chế tài đầu tư y nghiên cứu tập trung vào mối quan hệ hạn chế tài chính, phát triển tài te re làm giảm tác động hạn chế tài đến đầu tư doanh nghiệp Một số n va chế tài đầu tư tài Ảnh hưởng phát triển tài 41 t to ng (5) Kết ước lượng DGMM cho ngành Hàng tiêu dùng hi ep (6) Kết ước lượng DGMM cho Nguyên vật liệu (7) Kết ước lượng DGMM cho ngành Bất động sản w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th 42 t to ng CHƯƠNG 5: THẢO LUẬN KẾT QUẢ hi ep 5.1 Các kết Nghiên cứu xem xét ảnh hưởng hạn chế tài chính, phát triển tài lên tỉ lệ w n đầu tư doanh nghiệp phi tài niêm yết hai sở giao dịch chứng lo ad khoán Việt Nam giai đoạn Quý năm 2008 đến Quý năm 2018 nhằm bổ ju y th sung thêm vào kho tàng học thuật mối quan hệ hạn chế tài chính, phát triển tài đầu tư Việt Nam nói chung nước phát triển nói chung Kết yi pl nghiên cứu cho thấy tồn ảnh hưởng hạn chế tài phát triển tài al ua lên tỉ lệ đầu tư cơng ty niêm yết tồn mẫu ngành khác n Cụ thể điều kiện mẫu khảo sát tỉ lệ dịng tiền tự có tác động âm đến va n tỉ lệ đầu tư, tỉ lệ đòn bẩy lại có tác động dương đến tỉ lệ đầu tư Điều có fu ll thể giải thích mà phần lớn công ty mẫu doanh nghiệp sản m oi xuất thuộc nhóm ngành cơng nghiệp Đặc điểm nhóm doanh nghiệp khởi at nh nguồn doanh nghiệp nhà nước, hoạt động lâu năm lĩnh vực sản xuất công z nghiệp hàng tiêu dùng với việc phân phối phần lớn lợi nhuận cho chi trả cổ tức z vb cho cổ đơng sử dụng địn bẩy tín dụng để tài trợ cho hoạt động đầu tư jm ht Việc phát triển tài làm nhẹ ảnh hưởng điều kiện hạn chế tài k lên tỉ lệ đầu tư công ty Tuy nhiên, mức độ làm giảm nhỏ so với gm điều kiện hạn chế tài ban đầu, tỉ lệ đòn bẩy mà giá trị ước lẫn hoạt động om l.c lượng biến tương tác phát triển tài nhỏ hai số mặt quy mô a Lu Đặt mối quan hệ so sánh mức độ làm giảm khía cạnh tỉ lệ dịng tiền n hai số (quy mơ hoạt động) hiệu làm giảm điều kiện hạn chế tài va n số phát triển tài quy mô lớn so với số phát triển tài th khía cạnh địn bẩy tài số phát triển tài hoạt động lại làm tăng y khoản mở rộng hội thu hút nguồn vốn tài trợ bên Ngược lại, te re mặt hoạt động Điều cho thấy cần ưu tiên phát triển quy mơ tài để tăng tính 43 t to ng mức độ tác động tỉ lệ đòn bẩy lên tỉ lệ đầu tư so với số phát triển tài hi ep quy mơ Ngồi ra, ảnh hưởng hạn chế tài lên đầu tư cơng ty thay đổi w n tùy thuộc vào tình hình tài ngành Theo đó, ảnh hưởng tỉ lệ dịng lo ad tiền lên tỉ lệ đầu tư cao nhóm Dịch vụ tiêu dùng thấp nhóm Dược ju y th phẩm – Y tế Đồng thời, mức độ ảnh hưởng phát triển tài quy mô lẫn hoạt động lên tỉ lệ đầu tư ngành Công nghiệp cao yi pl 5.2 Kiến nghị al ua Kết từ nghiên cứu gợi số ý nghĩa quan trọng n sách Việt Nam Kết cho thấy hạn chế tài cơng ty ảnh va n hưởng đến đầu tư cơng ty, vậy, cơng ty nhà đầu tư nên coi cấu trúc fu ll điều kiện tài yếu tố quan trọng định đầu tư họ Quản lý rủi ro m oi công ty nên cải thiện để có chuẩn bị tốt để ngăn ngừa rủi ro tài at nh kinh tế xảy ra, đặc biệt công ty bị hạn chế tài z Ngồi ra, phát triển tài quy mơ lẫn hoạt động có tác động đến tỉ lệ z vb đầu tư thông qua làm giảm mức độ ảnh hưởng tỉ lệ dòng tiền tự làm tăng tỉ jm ht lệ nợ đến tỉ lệ đầu tư nên nhà hoạch định sách nên xem xét chuẩn bị điều k kiện lên kế hoạch tận dụng hội phát triển tài thị trường tương om l.c 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu gm lai Mặc dù, nghiên cứu tập trung vào nghiên cứu công ty niêm yết Việt a Lu Nam, nhiên, Việt Nam trường hợp điển hình cho thị trường non trẻ n phát triển Vì vậy, chủ đề tương lai, nghiên cứu xem va n xét nhóm nước phát triển, chẳng hạn quốc gia Đơng Nam Á để y th tài lên đầu tư cơng ty te re có cách nhìn sâu sắc tồn diện mối quan hệ hạn chế phát triển 44 t to ng Ngồi ra, nghiên cứu mở rộng đối tượng nghiên cứu bên cạnh hi ep phát triển tài chính, bổ sung thêm chủ đề cạnh tranh tài tự do hóa tài lên đầu tư công ty w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th TÀI LIỆU THAM KHẢO t to TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT ng Quốc Hội Việt Nam (2014), “Luật đầu tư” hi ep w TÀI LIỆU TIẾNG ANH n lo ad Arbelaez, M A., & Echavarria, J J., 2002 Credit, financial liberalisation and y th manufacturing investment in Colombia Inter-American Development Bank ju Working Paper, 160, 1-59 yi pl ua al Arellano, C., Bai, Y., & Zhang, J., 2012 Firm dynamics and financial n n va development Journal of Monetary Economics, Vol 59(6), 533-549 ll fu m oi Arellano, M., & Bond, S., 1991 Some tests of specification for panel data: z Economic Studies, 58(2), 277-297 at nh Monte Carlo evidence and an application to employment equations The Review of z ht vb Arellano, M., and Bover, O., 1995 Another look at the instrumental variable jm estimation of error-components models Journal of Econometrics, Vol 68, pp: 29– k 51 l.c gm om Baltagi, B.H., 2008 Econometric Analysis of Panel Data John Wiley & Sons n a Lu Ltd., Chichester y Series, No 37 te re geography UNCTAD Policy Issues in International Trade and Commodities Study n va Basu, S R., 2008 A new way to link development to institutions, policies and Baum, F C., 2006 An Introduction to Modern Econometrics Using Stata, t to ng Texas: Stata Press hi ep Blundell, R and Bond, S., 1998 Initial conditions and moment restrictions in w n dynamic panel data models Journal of Econometrics, Vol 87, pp 11-143 lo ad y th ju Bond, S., Elston, J., Mairesse, J., & Mulkay, B., 1997 Financial factors and yi investment in Belgium, France, Germany and the UK: A comparison using pl n ua al company panel data The Review of Economics and Statistics, Vol 85(1), 153-165 va n Bond, S., & Meghir, C., 1994a Dynamic investment model and the firm's fu ll financial policy The Review of Economic Studies, Vol 61(2), 197-222 oi m nh at Bond, S., & Meghir, C., 1994b Financial constraints and company investment z z Fiscal Studies, Vol 15(2), 1-18 vb ht Butzen, P., Fuss, C., & Vermeulen, P., 2001 The interest rate and credit jm k channels in Belgium: An investigation with micro-level firm data European om l.c gm Central Bank Working Paper, Vol 107, 1-54 a Lu Chatelain, J B., Generale, A., Hernando, I., Von Kalckreuth, U., & Vermeulen, P., 2003 New findings on firm investment and monetary policy transmission in the n n va Euro area Oxford Review of Economic Policy, Vol 19(1), 1-11 investment: Evidence froma panel of UK firms Economica, Vol 66(261), 43-62 y te re Guariglia, A (1999) The effects of financial constraints on inventory Gujarati, D.N., 2004 Basic Econometrics 4th Edition, McGraw-Hill t to ng Companies hi ep Harris, J R., Schiantarelli, F., & Siregar, M G., 1994 The effect of financial w n liberalization on the capital structure and investment decisions of Indonesian lo ad manufacturing establishments The World Bank Economic Review, Vol 8(1), 17-47 ju y th yi Im, K., Pesaran, H., Shin, Y., 2003 Testing for unit roots in heterogeneous pl n ua al panels Journal of Econometrics, Vol 115, 53-74 va n Islam, S S., & Mozumdar, A., 2007 Financial market development and the fu ll importance of internal cash: Evidence from international data Journal of Banking oi m & Finance, Vol 31(3), 641-658 at nh z z Kaplan, S., & Zingales, L., 1997 Do investment-cash flow sensitivities vb ht provide useful measures of financing constraints? The Quarterly Journal of k jm Economics, Vol 112(1), 169-215 gm om l.c Lerskullawat, A., 2018 Financial development, financial constraint, and firm investment: Evidence from Thailand Kasetsart Journal of Social Sciences, n a Lu https://doi.org/10.1016/j.kjss.2018.01.010 n va Financial Studies, Vol 16(3), 765-791 y International evidence from the structural investment model The Review of te re Love, I., 2003 Financial development and financing constraints: Roodman, D., 2009 How to xtabond2: An introduction to difference and t to ng system GMM in Stata Stata Journal, Vol 9(1): 86-136 hi ep Rungsomboon, S., 2005 Deterioration of firm balance sheet and investment w n behaviour: Evidence from panel data on Thai firms Asian Economic Journal, Vol lo ad 19(3), 335-354 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 Phụ lục 1: Kết kiểm định khác giá trị trung bình số t to ng phân theo sở giao dịch ngành hi ep 1.1 Kết kiểm định t-test Kiểm định t-test khác GTTB biến IK theo sàn w Summary for variables: IK by categories of: SGD (Sở giao dịch) n lo SGD | mean -+ -HSX | 4521114 HNX | 7175444 -+ -Total | 5956532 ad ju y th yi pl Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -HSX | 9,509 4521114 0674631 6.578607 3198693 5843536 HNX | 11,198 7175444 0178522 1.889127 682551 7525378 -+ -combined | 20,707 5956532 0324617 4.671215 5320257 6592806 -+ -diff | -.265433 0651159 -.3930653 -.1378007 -diff = mean(HSX) - mean(HNX) t = -4.0763 Ho: diff = degrees of freedom = 20705 n ua al n va ll fu oi m Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 at nh Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 z Kiểm định t-test khác GTTB biến YK theo sàn z ht vb Summary for variables: YK by categories of: SGD (Sở giao dịch) jm k SGD | mean -+ -HSX | 7280013 HNX | 8572439 -+ -Total | 7977246 n n va y te re Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 a Lu Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 om Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 l.c gm Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -HSX | 9,461 7280013 016702 1.624565 6952618 7607409 HNX | 11,083 8572439 0089511 9423371 8396981 8747896 -+ -combined | 20,544 7977246 0090927 1.303279 7799021 8155471 -+ -diff | -.1292425 0182206 -.1649563 -.0935287 -diff = mean(HSX) - mean(HNX) t = -7.0932 Ho: diff = degrees of freedom = 20542 Kiểm định t-test khác GTTB biến CK theo sàn t to Summary for variables: CK by categories of: SGD (Sở giao dịch) ng hi ep SGD | mean -+ -HSX | 0521889 HNX | 0615233 -+ -Total | 0572368 w n Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -HSX | 9,509 0521889 0033845 330034 0455546 0588232 HNX | 11,198 0615233 0027158 2873849 0561999 0668467 -+ -combined | 20,707 0572368 0021385 3077325 0530451 0614285 -+ -diff | -.0093344 004291 -.0177451 -.0009238 -diff = mean(HSX) - mean(HNX) t = -2.1754 Ho: diff = degrees of freedom = 20705 lo ad ju y th yi pl ua al Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0296 Ha: diff > Pr(T > t) = 0.9852 n Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0148 n va Kiểm định t-test khác GTTB biến DK theo sàn ll fu Summary for variables: DK by categories of: SGD (Sở giao dịch) m oi SGD | mean -+ -HSX | 1.58113 HNX | 2.000801 -+ -Total | 1.808081 at nh z z vb ht Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -HSX | 9,509 1.58113 0678988 6.621086 1.448034 1.714226 HNX | 11,198 2.000801 0322581 3.413576 1.937569 2.064033 -+ -combined | 20,707 1.808081 0357571 5.145417 1.737995 1.878168 -+ -diff | -.419671 0716957 -.5602001 -.2791418 -diff = mean(HSX) - mean(HNX) t = -5.8535 Ho: diff = degrees of freedom = 20705 k jm y te re NGANH | mean -+ -Cong nghe thong | 2558724 n Summary for variables: IK by categories of: NGANH (Nhóm ngành) va Kiểm định ANOVA khác GTTB biến IK ngành n 1.2 Kết kiểm định ANOVA a Lu Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 om Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 l.c gm Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 t to Cong nghiep | 771424 Dich vu tieu dun | 3685425 Duoc pham - Y te | 3983902 Hang tieu dung | 4950727 Nguyen vat lieu | 8250177 Bat dong san | 0917092 -+ -Total | 5956532 ng hi ep Number of obs = Root MSE = 20,707 4.66539 R-squared = Adj R-squared = 0.0028 0.0025 w n lo ad ju y th Source | Partial SS df MS F Prob>F -+ -Model | 1257.643 209.60717 9.63 0.0000 | NGANH | 1257.643 209.60717 9.63 0.0000 | Residual | 450552.47 20,700 21.76582 -+ -Total | 451810.11 20,706 21.820251 yi Kiểm định ANOVA khác GTTB biến YK ngành pl n va oi m R-squared = Adj R-squared = z 20,544 1.2791 at nh Number of obs = Root MSE = ll fu NGANH | mean -+ -Cong nghe thong | 604494 Cong nghiep | 7730934 Dich vu tieu dun | 9816258 Duoc pham - Y te | 1.245353 Hang tieu dung | 9505276 Nguyen vat lieu | 1.023018 Bat dong san | 1840441 -+ -Total | 7977246 n ua al Summary for variables: YK by categories of: NGANH (Nhóm ngành) 0.0370 0.0368 z ht vb Source | Partial SS df MS F Prob>F -+ -Model | 1292.3351 215.38918 131.65 0.0000 | NGANH | 1292.3351 215.38918 131.65 0.0000 | Residual | 33600.676 20,537 1.6361044 -+ -Total | 34893.011 20,543 1.6985353 k jm gm n n va y te re NGANH | mean -+ -Cong nghe thong | 0350008 Cong nghiep | 0600095 Dich vu tieu dun | 0427196 Duoc pham - Y te | 0609243 Hang tieu dung | 0661324 Nguyen vat lieu | 0765486 Bat dong san | 0270442 -+ -Total | 0572368 a Lu Summary for variables: CK by categories of: NGANH (Nhóm ngành) om l.c Kiểm định ANOVA khác GTTB biến CK ngành Number of obs = Root MSE = 20,707 307442 R-squared = Adj R-squared = 0.0022 0.0019 t to Source | Partial SS df MS F Prob>F -+ -Model | 4.2649314 7108219 7.52 0.0000 | NGANH | 4.2649314 7108219 7.52 0.0000 | Residual | 1956.5791 20,700 09452073 -+ -Total | 1960.844 20,706 09469932 ng hi ep w Kiểm định ANOVA khác GTTB biến DK ngành n lo Summary for variables: DK by categories of: NGANH (Nhóm ngành) ad ju y th NGANH | mean -+ -Cong nghe thong | 1.186315 Cong nghiep | 2.289836 Dich vu tieu dun | 1.036066 Duoc pham - Y te | 2.077284 Hang tieu dung | 1.405527 Nguyen vat lieu | 1.629648 Bat dong san | 1.390267 -+ -Total | 1.808081 yi pl n ua al va 20,707 5.12493 n Number of obs = Root MSE = R-squared = Adj R-squared = 0.0082 0.0079 fu ll Source | Partial SS df MS F Prob>F -+ -Model | 4515.0783 752.51305 28.65 0.0000 | NGANH | 4515.0783 752.51305 28.65 0.0000 | Residual | 543682.82 20,700 26.264871 -+ -Total | 548197.9 20,706 26.475316 oi m at nh z z 597 34.70 n a Lu n va y te re AR parameter: Panel-specific Asymptotics: T -> Infinity Panel means: Included Time trend: Not included Drift term: Not included ADF regressions: lags -Statistic p-value -Inverse chi-squared(1194) P 2289.7719 0.0000 Inverse normal Z -5.6403 0.0000 Inverse logit t(2934) L* -9.4374 0.0000 Modified inv chi-squared Pm 22.4235 0.0000 -P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels om Number of panels = Avg number of periods = l.c gm Fisher-type unit-root test for IK Based on augmented Dickey-Fuller tests -Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary k (5 missing values generated) jm Kiểm định tính dừng chuỗi IK ht vb Phụ lục 2: Kết kiểm định tính dừng chuỗi Kiểm định tính dừng chuỗi YK (5 missing values generated) t to Fisher-type unit-root test for YK Based on augmented Dickey-Fuller tests -Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary ng hi Number of panels = Avg number of periods = 596 34.49 ep AR parameter: Panel-specific Asymptotics: T -> Infinity Panel means: Included Time trend: Not included Drift term: Not included ADF regressions: lags -Statistic p-value -Inverse chi-squared(1188) P 1977.1564 0.0000 Inverse normal Z -5.6266 0.0000 Inverse logit t(2939) L* -9.4247 0.0000 Modified inv chi-squared Pm 16.1897 0.0000 -P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels w n lo ad ju y th yi pl ua al Kiểm định tính dừng chuỗi CK (5 missing values generated) n n va Fisher-type unit-root test for CK Based on augmented Dickey-Fuller tests -Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary 597 34.70 ll fu Number of panels = Avg number of periods = oi m AR parameter: Panel-specific Asymptotics: T -> Infinity Panel means: Included Time trend: Not included Drift term: Not included ADF regressions: lags -Statistic p-value -Inverse chi-squared(1194) P 2969.7498 0.0000 Inverse normal Z -18.9507 0.0000 Inverse logit t(2949) L* -24.8530 0.0000 Modified inv chi-squared Pm 36.3383 0.0000 -P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels at nh z z ht vb k jm gm Kiểm định tính dừng chuỗi DK om Number of panels = Avg number of periods = 597 34.70 n n va y te re AR parameter: Panel-specific Asymptotics: T -> Infinity Panel means: Included Time trend: Not included Drift term: Not included ADF regressions: lags -Statistic p-value -Inverse chi-squared(1194) P 1746.2979 0.0000 Inverse normal Z -0.4346 0.3319 Inverse logit t(2959) L* -3.4658 0.0003 Modified inv chi-squared Pm 11.3020 0.0000 a Lu Fisher-type unit-root test for DK Based on augmented Dickey-Fuller tests -Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary l.c (5 missing values generated) -P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels t to ng Phụ lục 3: Ước lượng OLS, FE RE hi ep Phụ lục 3.1: Tổng hợp kết ước lượng OLS, FE RE Variable | OLS FE RE -+ IK | L1 | -1.637*** -1.731*** -1.637*** L2 | 1.811*** 1.635*** 1.811*** L3 | -0.436*** -0.431*** -0.436*** L4 | 1.464*** 0.928*** 1.464*** | IK2 | L1 | 0.002*** 0.002*** 0.002*** L2 | -0.011*** -0.011*** -0.011*** L3 | 0.005*** 0.004*** 0.005*** L4 | -0.010*** -0.007*** -0.010*** | YK | L1 | -1.253*** -1.305*** -1.253*** L2 | 1.163*** 1.084*** 1.163*** L3 | 0.087 0.028 0.087 L4 | -0.123** -0.105* -0.123** | CK | L1 | -2.723*** -3.174*** -2.723*** L2 | -0.867*** -1.444*** -0.867*** L3 | 1.398*** 0.728*** 1.398*** L4 | -0.210* -0.378*** -0.210* | DK2 | L1 | 0.002*** 0.002*** 0.002*** L2 | 0.008*** 0.009*** 0.008*** L3 | -0.004*** -0.003*** -0.004*** L4 | -0.000 0.000 -0.000 | _cons | 0.113*** 0.756*** 0.113*** legend: * p