BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN NGỌC TÂN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC TỔ CHỨC TÀI CHÍNH VI MÔ TẠI VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ TÀI CHÍNH NGÂ[.]
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN NGỌC TÂN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC TỔ CHỨC TÀI CHÍNH VI MƠ TẠI VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH, THÁNG NĂM 2020 Tai ngay!!! Ban co the xoa dong chu nay!!! BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN NGỌC TÂN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC TỔ CHỨC TÀI CHÍNH VI MƠ TẠI VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG Chuyên ngành: Tài - Ngân hàng MÃ SỐ: 34 02 01 Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS Nguyễn Văn Phúc NGND.PGS.TS Ngơ Hướng TP HỒ CHÍ MINH, THÁNG NĂM 2020 i LỜI CAM ĐOAN Tên là: Nguyễn Ngọc Tân Sinh ngày: 10/7/1982 Quê quán: tại: Bắc Giang Tiền Phong, Yên Dũng, Bắc Giang Là nghiên cứu sinh khóa 2015 - 2018 Trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh Chuyên ngành: Tài - Ngân hàng Mã số: 9.34.02.01 Đề tài nghiên cứu: Hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ Việt Nam Tơi xin cam đoan: Đây luận án thân trực tiếp thực hướng dẫn PGS.TS Nguyễn Văn Phúc NGND.PGS.TS Ngơ Hướng; Cơng trình không trùng lặp với nghiên cứu khác công bố Việt Nam; Các số liệu thơng tin nghiên cứu xác, trung thực khách quan, quy định hành Tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm cam kết NGHIÊN CỨU SINH Nguyễn Ngọc Tân ii LỜI CẢM ƠN Tôi xin gửi lời cảm ơn đến Ban Giám hiệu tồn thể q thầy hội đồng cấp, đội ngũ giảng viên, viên chức, người lao động Trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh giúp đỡ, tạo điều kiện tốt cho tơi q trình học tập, nghiên cứu, viết bảo vệ luận án theo quy định Tôi xin cảm ơn PGS TS Nguyễn Văn Phúc (Bộ Giáo dục Đào tạo) Nhà giáo nhân dân, PGS.TS Ngơ Hướng (Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh) quan tâm động viên, hướng dẫn giúp đỡ tơi q trình nghiên cứu hồn thành luận án Tôi xin bày tỏ lời cảm ơn chân thành đến lãnh đạo đồng nghiệp quan công tác; tổ chức nhà khoa học có ý kiến nhận xét, góp ý tóm tắt luận án; gia đình bạn bè suốt trình học tập, nghiên cứu thực luận án Xin gửi lời cảm ơn đến tất người iii TĨM TẮT LUẬN ÁN Nghiên cứu có mục tiêu chung đánh giá hiệu hoạt động MFI Việt Nam Trên sở đề xuất số hàm ý sách phù hợp Để đạt mục tiêu này, nghiên cứu thực nội dung sau: Đầu tiên, nghiên cứu trình bày tổng quan MFI khái niệm, vai trò, sở lý thuyết hiệu hoạt động MFI phương pháp đo lường hiệu hoạt động Trên sở kế thừa kết nghiên cứu trước, luận án làm rõ nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động MFI Tiếp theo, nghiên cứu kiểm tra tác động việc trao quyền cho phụ nữ đến hiệu hoạt động MFI sở kết thừa mơ hình nghiên cứu Abdulai & Tewari (2017) kết hợp với yếu tố nghiên cứu Đào Lan Phương & Lê Thanh Tâm (2017), Ngo (2015) Để ước lượng hệ mơ hình này, tác giả sử dụng phương pháp FEM, REM SGMM với liệu thứ cấp lấy từ báo cáo tài hàng năm 26 MFI Việt Nam giai đoạn 2013 - 2017 cung cấp tổ chức MIX Market MIX Market trang web điều hành tổ chức Chia sẻ Thơng tin Tài Vi mơ (Microfinance Information Exchange - MIX) Trang web MIX Market cho phép chương trình tài vi mơ đăng tin, bao gồm báo cáo tài kiểm tốn số hoạt động để nhận đánh giá xếp hạng dựa độ minh bạch thông tin Giai đoạn nghiên cứu tác giả lựa chọn để thực nghiên cứu đảm bảo 26 MFI có đủ số liệu để tính tốn biến số mơ hình nghiên cứu Kết nghiên cứu cho thấy có 31% MFI có giá trị hiệu quy mơ 0,90 Đồng thời, phân tích hiệu kỹ thuật không đổi theo quy mô MFI Việt Nam cho thấy tăng 46% hiệu hoạt động tổ chức thông qua việc áp dụng chiến lược phân bổ đầu vào MFI hiệu mẫu Ngân hàng Chính sách xã hội Việt Nam Ngồi ra, kết phân tích DEA cho thấy giai đoạn 2013 - 2017 lực lượng lao động MFI Việt Nam không sử dụng hiệu iv Kết ước lượng mơ hình nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động MFI, trường hợp hiệu hoạt động thể khía cạch khả sinh lời với số ROA, ROE, cho thấy độ trễ khả sinh lợi ROA, tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản, tỷ lệ chi phí hoạt động tổng tài sản tỷ lệ rủi ro danh mục đầu tư có ảnh hưởng đến khả sinh lợi ROA Đồng thời, kết nghiên cứu cho thấy tỷ lệ rủi ro danh mục đầu tư, tỷ lệ chi phí hoạt động tổng tài sản, độ tuổi MFI Tổng danh mục cho vay có ảnh hưởng đến khả sinh lợi ROE Trường hợp hiệu hoạt động thể khía cạch khả tự bền vững hoạt động với số OSS, cho thấy khả tự bền vững hoạt động khứ, tỷ lệ chi phí hoạt động tổng tài sản, tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản tỷ lệ rủi ro danh mục đầu tư có ảnh hưởng đến khả tự bền vững hoạt động MFI Cuối cùng, trường hợp hiệu hoạt động thể qua khía cạnh hiệu phân bổ với số TE, SE, cho thấy hiệu kỹ thuật hiệu quy mơ q khứ, độ tuổi MFI, chi phí người vay, tỷ lệ chi phí hoạt động tổng tài sản, tỷ lệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản, tỷ lệ rủi ro danh mục đầu tư tăng trưởng số người vay thực có ảnh hưởng đến hiệu hoạt động MFI Liên quan đến tác động việc trao quyền cho phụ nữ đến hiệu hoạt động MFI Kết ước lượng mơ hình trường hợp hiệu hoạt động thể khía cạch khả sinh lời với số ROA, ROE cho thấy trao quyền cho phụ nữ có tác động tích cực đến khả sinh lời MFI Việt Nam Kết tương tự tác động tích cực trao quyền cho phụ nữ đến hiệu hoạt động MFI thống trường hợp hiệu hoạt động thể khía cạch khả tự bền vững hoạt động với số OSS Trong trường hợp hiệu hoạt động thể qua khía cạnh hiệu phân bổ với số TE, SE, cho thấy trao quyền cho phụ nữ khơng có tác động đến hiệu kỹ thuật MFI lại có tác động đến hiệu quy mô MFI v SUMMARY OF NEW CONTRIBUTIONS OF THE THESIS Name of the thesis: PERFORMANCE OF MICROFINANCE INSTITUTIONS IN VIETNAM Major: Finance -Banking Code: 9.34.02.01 PhD student: Nguyen Ngoc Tan Scientific instructor: Assoc Prof., Dr Nguyen Van Phuc Assoc Prof., Dr Ngo Huong Educational institution: Banking University Ho Chi Minh City The thesis focuses on specific objectives including: (1) Assess the status of operational efficiency of MFIs in Vietnam; (2) Identify factors affecting the performance of MFIs in Vietnam; (3) Assess the impact of women's empowerment on the performance of MFIs in Vietnam; (4) Proposing policy implications to improve the performance of Vietnamese MFIs Compared with the previous studies, the thesis has made the following new contributions: Based on Data Envelopment Analysis (DEA), the author evaluated the performance of 26 Vietnamese microfinance institutions The previous studies, when analyzing business operations and assessing business performance in general and MFI in particular, often used the main financial indicators such as ROA, ROE, NIM, because of the calculation relatively simple and easy to understand Each financial indicator expresses the relationship between the two variables, reflecting an aspect of MFI's performance Therefore, to fully evaluate the performance of MFI, we must use a series of different criteria This makes it difficult for administrators and other state management agencies to evaluate and compare the performance of MFIs, especially when evaluating the efficiency of using resources to create complex financial products and services such as those of MFI (Manandhar and Tang, 2002) To overcome the disadvantages in the method of analyzing financial indicators, the thesis has used Data Envelopment Analysis (DEA) to evaluate the performance of MFIs vi In addition, based on data sources of 26 MFIs in the period of 2013 - 2017, the author has identified factors affecting the performance of MFIs in Vietnam Compared to previous studies, the thesis more comprehensively examines the impact of women's empowerment on the performance aspects of Vietnamese microfinance institutions by quantitative research methods along with the Stata 15.0 software support Specifically, the author assesses the impact of women's empowerment on the performance aspects of microfinance institutions by estimating models using Blundell and Bond's SGMM method (1998) This method is commonly used in linear dynamic table data estimates to overcome endogenous phenomena that often occur in macroeconomic models Therefore, the obtained results ensure the reliability to draw conclusions Thus, the research results provide rigorous evidence to support the theory of the impact of women's empowerment on the performance of Vietnamese microfinance institutions At the same time, the research results also provide a basis for research methods to assess this impact In practice, stemming from the fact that the majority of MFIs in Vietnam have achieved their self-sustainability performance indicators but the results are not high and uneven (Nguyen Kim Anh and Le Thanh Tam 2013), the author considers the role of women's empowerment as a catalyst, better and more effectively control the performance of MFIs in Vietnam The results of the research will help policy-makers set out solutions for sustainable development and improve the efficiency of MFIs in Vietnam so that these organizations can develop commensurate with their potential and play an important role in the national strategy of comprehensive finance in Vietnam in the future vii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT STT Ký hiệu Nghĩa đầy đủ Từ tiếng Anh viết tắt TCVM Tài vi mơ MFI Tổ chức Tài vi mơ FEM Mơ hình tác động cố định Fixed effects model REM Mơ hình tác động ngẫu nhiên Random effects model TE Hiệu kỹ thuật SE Hiệu quy mô SGMM Phương pháp mô men tổng quát hệ thống System Generalized method of moments DEA Phân tích bao liệu Data Envelopment Analysis DMU Đơn vị định Decision Making Unit 10 CRS Hiệu không đổi theo quy mô Constant returns to scale 11 VRS Hiệu thay đổi theo quy mô Variable returns to scale viii MỤC LỤC TRANG BÌA NGỒI TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN LỜI CẢM ƠN TĨM TẮT LUẬN ÁN DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Đặt vấn đề nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Những kết đóng góp luận án 1.7 Kết cấu luận án CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN 10 Giới thiệu chương 10 2.1 Các khái niệm liên quan 10 2.1.1 Khái niệm tài vi mơ 10 2.1.2 Tổ chức tài vi mơ 11 2.1.3 Vai trò tài vi mơ 13 2.2 Cơ sở lý thuyết hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ 14 2.2.1 Khái niệm hiệu hoạt động 14 2.2.2 Đo lường hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ 15 2.2.2.1 Các số tài 16 2.2.2.2 Phương pháp phân tích bao liệu 19 2.3 Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu hoạt động tổ chức tài vi mơ 23 liv Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 128 26 R-sq: within = 0.1493 between = 0.2215 overall = 0.1800 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) roe Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons 6513648 0012108 0154382 0012579 -.0026869 -1.175521 -.005539 0197536 -1.11307 2297843 0038618 021969 0072546 0154841 7226582 034208 032149 5659959 sigma_u sigma_e rho 10065222 12480603 39408356 (fraction of variance due to u_i) Std Err Coefficients (b) (B) fe pfb age cpb oea der par30 nab glp 1.069998 -.0014348 019937 -.0014179 0023744 -.7174338 0179947 0238085 6513648 0012108 0154382 0012579 -.0026869 -1.175521 -.005539 0197536 z 2.83 0.31 0.70 0.17 -0.17 -1.63 -0.16 0.61 -1.97 P>|z| 0.005 0.754 0.482 0.862 0.862 0.104 0.871 0.539 0.049 = = 22.46 0.0041 [95% Conf Interval] 2009958 -.0063582 -.0276202 -.0129609 -.0330351 -2.591905 -.0725855 -.0432573 -2.222402 1.101734 0087797 0584966 0154767 0276613 2408627 0615074 0827645 -.0037387 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .4186337 -.0026455 0044987 -.0026758 0050612 4580874 0235337 0040548 3855958 0109133 0145758 0038693 0060773 5152507 0335637 0416305 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 4.08 Prob>chi2 = 0.8500 lv Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects roe[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var roe e u Test: sd = sqrt(Var) 0264937 0155765 0101309 1627689 124806 1006522 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 21.06 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 25) = 1.563 Prob > F = 0.2228 lvi Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 17 F(9, 25) = 29.13 Prob > F = 0.000 roe Coef roe L1 pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 103 26 3.96 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 3961403 1858216 2.13 0.043 0134337 778847 1.333776 0441593 -.0905963 2.094042 -.2617516 4.575121 -.122479 0990402 -1.965921 4487515 0217762 060058 1.049729 1314109 3.01517 0748396 0519982 1.079319 2.97 2.03 -1.51 1.99 -1.99 1.52 -1.64 1.90 -1.82 0.006 0.053 0.144 0.057 0.057 0.142 0.114 0.068 0.081 4095554 -.0006895 -.2142881 -.0679151 -.5323974 -1.634738 -.2766139 -.0080522 -4.188819 2.257998 0890081 0330955 4.255999 0088941 10.78498 031656 2061325 2569777 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.pfb glp nab oea cpb) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/4).(L.par30 L.roe L2.der) collapsed Instruments for levels equation Standard L.pfb glp nab oea cpb _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.par30 L.roe L2.der) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -2.54 -0.41 overid restrictions: chi2(7) = 1.44 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(7) = 3.00 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.011 0.683 Prob > chi2 = 0.984 Prob > chi2 = 0.885 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(4) = 1.01 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 1.99 Prob > iv(L.pfb glp nab oea cpb) Hansen test excluding group: chi2(2) = 0.28 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 2.72 Prob > chi2 = chi2 = 0.909 0.574 chi2 = chi2 = 0.868 0.743 lvii Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 127 26 R-sq: within = 0.2375 between = 0.1315 overall = 0.1482 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, Xb) F(8,93) Prob > F = -0.3987 oss Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons -.6343894 -.019008 -.1808626 -.0220423 569753 -1.167817 -.1028182 0785153 3.394596 9069517 0231633 052658 0172187 2212899 1.835756 1001629 1115463 2.090053 sigma_u sigma_e rho 33587521 24688579 64922348 (fraction of variance due to u_i) Std Err F test that all u_i=0: F(25, 93) = 4.56 = = t -0.70 -0.82 -3.43 -1.28 2.57 -0.64 -1.03 0.70 1.62 P>|t| 0.486 0.414 0.001 0.204 0.012 0.526 0.307 0.483 0.108 3.62 0.0010 [95% Conf Interval] -2.435416 -.0650058 -.2854309 -.0562353 1303152 -4.813264 -.3017219 -.1429934 -.7558358 1.166637 0269898 -.0762944 0121507 1.009191 2.47763 0960856 3000241 7.545027 Prob > F = 0.0000 lviii Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 127 26 R-sq: within = 0.2028 between = 0.4254 overall = 0.3411 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) oss Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons 2703664 0094004 -.1748558 -.0166233 4917092 -.3862876 -.0928926 0858922 1.884481 4924936 0084185 0464762 0150333 144023 1.511303 0723184 0677073 1.210472 sigma_u sigma_e rho 22067258 24688579 44411161 (fraction of variance due to u_i) Std Err z 0.55 1.12 -3.76 -1.11 3.41 -0.26 -1.28 1.27 1.56 P>|z| 0.583 0.264 0.000 0.269 0.001 0.798 0.199 0.205 0.120 = = [95% Conf Interval] -.6949032 -.0070995 -.2659475 -.0460879 2094293 -3.348387 -.2346341 -.0468117 -.488001 Coefficients (b) (B) fe pfb age cpb oea der par30 nab glp -.6343894 -.019008 -.1808626 -.0220423 569753 -1.167817 -.1028182 0785153 2703664 0094004 -.1748558 -.0166233 4917092 -.3862876 -.0928926 0858922 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.9047558 -.0284084 -.0060068 -.0054191 0780438 -.7815295 -.0099256 -.0073769 7615849 0215794 0247553 0083956 1680077 1.042095 0693012 088647 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 35.17 Prob>chi2 = 0.0000 41.60 0.0000 1.235636 0259003 -.0837642 0128414 7739892 2.575812 0488489 2185961 4.256963 lix Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (26) = Prob>chi2 = 6412.73 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 25) = 9.345 Prob > F = 0.0053 lx Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 19 F(9, 25) = 72.86 Prob > F = 0.000 oss Coef oss L1 pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 101 26 3.88 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 4937152 0912499 5.41 0.000 3057825 6816479 1.178024 0007603 0442383 -4.175366 3597775 -1.375331 -.0408494 0661575 -1.936373 3992754 0131875 0447485 1.372616 0947464 737332 0559759 0678262 1.304019 2.95 0.06 0.99 -3.04 3.80 -1.87 -0.73 0.98 -1.48 0.007 0.954 0.332 0.005 0.001 0.074 0.472 0.339 0.150 3557006 -.0263999 -.047923 -7.002322 1646437 -2.893894 -.156134 -.0735332 -4.62205 2.000347 0279205 1363996 -1.34841 5549114 1432328 0744353 2058483 7493044 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(cpb pfb par30 der nab) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/4).(L.oss L.age par30) collapsed Instruments for levels equation Standard cpb pfb par30 der nab _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.oss L.age par30) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -1.70 -0.87 overid restrictions: chi2(9) = 11.16 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(9) = 7.62 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.088 0.384 Prob > chi2 = 0.265 Prob > chi2 = 0.573 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(6) = 4.88 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 2.74 Prob > iv(cpb pfb par30 der nab) Hansen test excluding group: chi2(4) = 1.89 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 5.73 Prob > chi2 = chi2 = 0.559 0.433 chi2 = chi2 = 0.756 0.333 lxi Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 128 26 R-sq: within = 0.5664 between = 0.0032 overall = 0.0318 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, Xb) F(8,94) Prob > F = -0.6435 te Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons -.5602558 -.0444701 -.1852294 0205806 -.0074724 2888349 -.0932523 1575748 1.046379 4555976 0117499 0267597 0083452 0168833 9008357 0486422 0533873 1.021339 sigma_u sigma_e rho 33271019 12667641 87339013 (fraction of variance due to u_i) Std Err F test that all u_i=0: F(25, 94) = 6.19 = = t -1.23 -3.78 -6.92 2.47 -0.44 0.32 -1.92 2.95 1.02 P>|t| 0.222 0.000 0.000 0.015 0.659 0.749 0.058 0.004 0.308 15.35 0.0000 [95% Conf Interval] -1.464856 -.0677999 -.2383614 004011 -.0409945 -1.499796 -.1898326 0515731 -.981514 344344 -.0211404 -.1320974 0371501 0260498 2.077465 003328 2635765 3.074273 Prob > F = 0.0000 lxii Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 128 26 R-sq: within = 0.4840 between = 0.6188 overall = 0.5681 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) te Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons -.6578281 -.0012731 -.2192068 0158963 -.0163282 1362094 -.0527059 1029238 2.022875 2617161 0043766 0252825 0083677 017869 8303614 0392284 0368673 6460532 sigma_u sigma_e rho 09877473 12667641 37810765 (fraction of variance due to u_i) Std Err Coefficients (b) (B) fe1 pfb age cpb oea der par30 nab glp -.5602558 -.0444701 -.1852294 0205806 -.0074724 2888349 -.0932523 1575748 -.6578281 -.0012731 -.2192068 0158963 -.0163282 1362094 -.0527059 1029238 z -2.51 -0.29 -8.67 1.90 -0.91 0.16 -1.34 2.79 3.13 P>|z| 0.012 0.771 0.000 0.057 0.361 0.870 0.179 0.005 0.002 = = [95% Conf Interval] -1.170782 -.0098511 -.2687596 -.0005041 -.0513508 -1.491269 -.1295921 0306653 7566345 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0975724 -.043197 0339774 0046843 0088558 1526255 -.0405464 054651 3729261 0109044 0087679 3492921 0287611 0386135 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 18.57 Prob>chi2 = 0.0174 (V_b-V_B is not positive definite) 130.44 0.0000 -.1448741 0073049 -.169654 0322966 0186944 1.763688 0241804 1751824 3.289116 lxiii Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (26) = Prob>chi2 = 278.15 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 25) = 3.885 Prob > F = 0.0599 lxiv Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 20 F(9, 25) = 459.30 Prob > F = 0.000 te Coef te L1 pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 103 26 3.96 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 1090069 0162965 6.69 0.000 0754436 1425702 -.296255 -.0244285 1412369 -6.176576 7356902 -6.866791 2194873 -.11843 5158338 4214659 0056929 064051 5803681 0863514 1.7939 0713162 0795228 1.06173 -0.70 -4.29 2.21 -10.64 8.52 -3.83 3.08 -1.49 0.49 0.489 0.000 0.037 0.000 0.000 0.001 0.005 0.149 0.631 -1.16428 -.0361532 0093215 -7.371866 5578462 -10.5614 0726088 -.2822102 -1.670839 5717703 -.0127039 2731523 -4.981285 9135341 -3.172186 3663658 0453502 2.702507 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(pfb der cpb par30 nab glp) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/4).(L.te age oea) collapsed Instruments for levels equation Standard pfb der cpb par30 nab glp _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.te age oea) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -2.69 -0.77 overid restrictions: chi2(10) = 17.29 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(10) = 14.17 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.007 0.438 Prob > chi2 = 0.068 Prob > chi2 = 0.165 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(8) = 13.33 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 0.84 Prob > iv(pfb der cpb par30 nab glp) Hansen test excluding group: chi2(4) = 5.38 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 8.79 Prob > chi2 = chi2 = 0.101 0.656 chi2 = chi2 = 0.250 0.186 lxv Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 128 26 R-sq: within = 0.3860 between = 0.0705 overall = 0.0073 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, Xb) F(8,94) Prob > F = -0.8609 Std Err se Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons -.2250828 -.0526354 -.0868941 -.0055092 -.0221465 -.1099122 -.0409506 0675938 1.518323 4662309 0120242 0273842 0085399 0172773 9218605 0497775 0546333 1.045177 sigma_u sigma_e rho 38812338 12963293 89964017 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(25, 94) = 6.48 t -0.48 -4.38 -3.17 -0.65 -1.28 -0.12 -0.82 1.24 1.45 P>|t| = = 0.630 0.000 0.002 0.520 0.203 0.905 0.413 0.219 0.150 7.39 0.0000 [95% Conf Interval] -1.150795 -.0765097 -.1412661 -.0224655 -.056451 -1.940288 -.139785 -.0408819 -.5568993 7006296 -.0287612 -.0325221 0114471 0121581 1.720463 0578838 1760694 3.593546 Prob > F = 0.0000 lxvi Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 128 26 R-sq: within = 0.2557 between = 0.2879 overall = 0.2742 Obs per group: = avg = max = 4.9 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) se Coef pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons -.3762515 -.0112648 -.1078765 -.0089762 -.0247241 2346548 0260406 0327505 1.65489 2890908 0050105 0261304 0085339 0181514 8665692 0414654 0390065 7037354 sigma_u sigma_e rho 12512912 12963293 482327 (fraction of variance due to u_i) Std Err z -1.30 -2.25 -4.13 -1.05 -1.36 0.27 0.63 0.84 2.35 P>|z| 0.193 0.025 0.000 0.293 0.173 0.787 0.530 0.401 0.019 = = 41.94 0.0000 [95% Conf Interval] -.942859 -.0210852 -.1590912 -.0257024 -.0603002 -1.46379 -.0552301 -.0437008 2755945 190356 -.0014443 -.0566618 00775 010852 1.933099 1073114 1092017 3.034186 Coefficients (b) (B) fe2 pfb age cpb oea der par30 nab glp -.2250828 -.0526354 -.0868941 -.0055092 -.0221465 -.1099122 -.0409506 0675938 -.3762515 -.0112648 -.1078765 -.0089762 -.0247241 2346548 0260406 0327505 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1511688 -.0413707 0209824 003467 0025776 -.344567 -.0669913 0348433 3657838 0109305 0081913 0003201 3144592 0275394 038253 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 27.10 Prob>chi2 = 0.0007 (V_b-V_B is not positive definite) lxvii Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (26) = Prob>chi2 = 445.67 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 25) = 10.292 Prob > F = 0.0036 lxviii Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 19 F(9, 25) = 354.86 Prob > F = 0.000 se Coef se L1 pfb age cpb oea der par30 nab glp _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 103 26 3.96 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 5821673 1517143 3.84 0.001 2697057 8946288 2.640703 -.0456731 4494569 -9.398224 1.136075 -7.711767 2880242 -.1119417 -6.851933 1.404319 0070234 123871 1.472048 1822222 2.802192 1097998 114712 3.133885 1.88 -6.50 3.63 -6.38 6.23 -2.75 2.62 -0.98 -2.19 0.072 0.000 0.001 0.000 0.000 0.011 0.015 0.338 0.038 -.2515467 -.0601381 1943398 -12.42996 7607818 -13.48299 0618872 -.3481955 -13.30629 5.532952 -.0312081 7045739 -6.366485 1.511369 -1.940544 5141611 1243121 -.3975758 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(der cpb par30 nab glp) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/4).(L.se age oea) collapsed Instruments for levels equation Standard der cpb par30 nab glp _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.se age oea) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -2.10 -0.29 overid restrictions: chi2(9) = 5.19 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(9) = 6.60 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.036 0.774 Prob > chi2 = 0.818 Prob > chi2 = 0.678 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(7) = 6.51 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 0.09 Prob > iv(der cpb par30 nab glp) Hansen test excluding group: chi2(4) = 1.85 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 4.76 Prob > chi2 = chi2 = 0.482 0.955 chi2 = chi2 = 0.764 0.446