Tác động của cước phí vận tải đến thị trường chứng khoán Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH TRẦN MINH QUANG TÁC ĐỘNG CỦA CƯỚC PHÍ VẬN TẢI ĐẾN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh – Năm 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH TRẦN MINH QUANG TÁC ĐỘNG CỦA CƯỚC PHÍ VẬN TẢI ĐẾN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PSG TS NGUYỄN VĂN SĨ Tp Hồ Chí Minh – Năm 2016 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan đề tài “Tác động cước phí vận tải đến thị trường chứng khoán Việt Nam” kết q trình tự nghiên cứu cá nhân tơi, thực hướng dẫn khoa học PGS TS Nguyễn Văn Sĩ Các số liệu kết nghiên cứu trình bày luận văn trung thực chưa công bố nghiên cứu khác Tôi xin chịu trách nhiệm nghiên cứu TP Hồ Chí Minh, tháng 04 năm 2016 Học viên Trần Minh Quang MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC BIỂU ĐỒ DANH MỤC BẢNG CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Tính cấp thiết đề tài 1.2 Tổng quan cơng trình nghiên cứu trước 1.3 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phạm vi đối tượng nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Bố cục nghiên cứu CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN 2.1 Khái quát chung hoạt động vận tải 2.1.1 Khái niệm đặc điểm 2.1.2 Phân loại 2.1.3 Vai trị vận tải hàng hóa 2.1.4 Một số nhân tố ảnh hưởng đến cước phí vận tải 12 2.2 Khái quát chung hoạt động giao dịch chứng khoán 13 2.2.1 Thị trường chứng khoán 13 2.2.2 Khái niệm công ty cổ phần 14 2.2.3 Giá trị thị trường cổ phiếu 15 2.3 Tổng quan cơng trình nghiên cứu trước 15 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 19 3.1 Quy trình nghiên cứu 19 3.2 Mẫu nghiên cứu 20 3.3 Giả thiết mô hình nghiên cứu 20 3.4 Phương pháp hồi quy 24 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 26 4.1 Thống kê mô tả biến 26 4.2 Kết hồi quy 47 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 62 5.1 Kết luận 62 5.2 Kiến nghị sách 63 5.2.1 Các biện pháp nhằm điều tiết cước phí vận tải 63 5.2.2 Các biện pháp nhằm hạn chế ảnh hưởng giá xăng dầu giới 68 5.2.3 Các biện pháp nhằm tăng cường hiệu cho thị trường chứng khoán 70 5.2.4 Các biện pháp trọng tâm phát triển nhanh hạ tầng giao thông 75 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC BIỂU ĐỒ Biểu đồ 4.1: Biến động thị trường chứng khoán Việt Nam 2010 28 Biểu đồ 4.2: Biến động thị trường chứng khoán Việt Nam 2012 29 Biểu đồ 4.3: Biến động thị trường chứng khoán Việt Nam 2013 30 Biểu đồ 4.4: Biến động thị trường chứng khoán Việt Nam 2014 33 Biểu đồ 4.5: Sản lượng loại hình vận tải nội địa năm 2014 35 Biểu đồ 4.6: Cước phí vận tải hàng hóa đường 2008-2014 37 Biểu đồ 4.7: Tổng chi phí vận tải đường 2013 38 Biểu đồ 4.8: So sánh cước phí vận chuyển đường bộ, đường sắt đường thủy nội 2013 40 Biểu đồ 4.9: Các thành phần tổng chi phí vận hành phương tiện đường đường sắt 41 Biểu đồ 4.10: Biến động giá xăng dầu thô 44 Biểu đồ 4.11: Tương quan giá dầu cổ phiếu Logictics 53 DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1: Mô tả biến sử dụng 22 Bảng 4.1: Phân loại ngành nghề mã cổ phiếu 26 Bảng 4.2: Phân loại loại hình vận chuyển 34 Bảng 4.3: Quy định cước phí vận chuyển đường sắt 40 Bảng 4.4: Thống kê mơ tả biến mơ hình 44 Bảng 4.5: Ma trận tương quan biến 46 Bảng 4.6: Kiểm định Hausman Test 47 Bảng 4.7: Kiểm định phương sai sai số thay đổi 48 Bảng 4.8: Kiểm định tương quan chuỗi 48 Bảng 4.9: Kiểm định tương quan phần dư đơn vị chéo 49 Bảng 4.10: Kết hồi quy GLS 50 Bảng 4.11: Kiểm định Hausman Test (loại bỏ giá dầu) 56 Bảng 4.12: Kiểm định phương sai sai số thay đổi (loại bỏ giá dầu) 56 Bảng 4.13: Kiểm định tương quan chuỗi (loại bỏ giá dầu) 57 Bảng 4.14: Kiểm định tương quan phần dư đơn vị chéo (loại bỏ giá dầu) 57 Bảng 4.15: Kết hồi quy sau loại bỏ giá dầu 59 CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Tính cấp thiết đề tài Xu hướng tồn cầu hố kinh tế hàng hoá vận chuyển quốc gia, vận tải, kho bãi trở thành ngành có vai trò then chốt việc đưa sản phẩm đến tay người tiêu dùng nơi đâu Khi gia nhập Tổ chức Thương mại Quốc tế (WTO) vào năm 2007, Việt Nam cam kết mở cửa dịch vụ xếp dỡ container, dịch vụ kho bãi, dịch vụ giao nhận vận tải, dịch vụ khác từ ngày 11/01/2014 Như vậy, số ngành dịch vụ kho bãi, dịch vụ giao nhận dịch vụ khác mở cửa hồn tồn cho cơng ty nước ngồi Thị trường vận tải kho bãi Việt Nam trở nên khốc liệt cho doanh nghiệp nước Tuy cịn có băn khoăn lực, tính cạnh tranh, theo phân tích số chuyên gia: “Cũng số ngành dịch vụ khác, doanh nghiệp ngành vận tải kho bãi Việt Nam có bước trưởng thành đáng kể, tận dụng hội, học hỏi thu hoạch nhiều kinh nghiệm, đại phận trụ vững qua nhiều thử thách, đặc biệt khủng hoảng suy giảm kinh tế toàn cầu Điều minh chứng qua số LPI (chỉ số lực quốc gia kho vận) Việt Nam mà Ngân hàng Thế giới (WB) điều tra công bố thời gian gần đây, tốc độ phát triển kim ngạch xuất nhập Việt Nam qua năm Hiện nay, phần lớn thị trường vận tải, kho bãi Việt Nam nắm giữ cơng ty có vốn sở hữu nước ngồi khơng tiềm lực mạnh tài mà cịn có vượt trội mặt công nghệ Các doanh nghiệp lại không ngừng nâng cao, cải tiến, áp dụng công nghệ tiên tiến giới vào hoạt động, nâng cao chất lượng dịch vụ Để nâng cao lực cạnh tranh mình, doanh nghiệp Việt Nam cần hiểu rõ thách thức ngành, điểm mạnh mình, cập nhật xu hướng phát triển cơng nghệ giới để áp dụng cách linh hoạt, phù hợp với thực tế doanh nghiệp Hiện nay, Bộ Giao thông Vận tải siết chặt kiểm sốt tình trạng xe chở q tải (từ 1/4/2014) khiến phí vận chuyển tăng cao, tác động trực tiếp lên kết kinh doanh nhiều doanh nghiệp đẫn đến tình trạng tăng giá cước phụ phí hãng tàu cao gây thiệt hại cho doanh nghiệp thị trường nói chung doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khốn nói riêng Trước tình trạng này, doanh nghiệp có biện pháp khác Thứ nhất, doanh nghiệp khơng đủ tiềm lực tài chính, khơng thể chịu chi phí tăng cao chấp nhận thu hẹp sản xuất, giảm lợi nhuận Thứ hai, doanh nghiệp có nguồn vốn lớn chấp nhận hy sinh lợi nhuận để giữ thị phần, đơn hàng vận chuyển tới khách hàng chi phí vận chuyển doanh nghiệp chịu có chia sẻ chi phí với khách hàng Một cách khác, doanh nghiệp tìm cách vận chuyển phương tiện vận tải khác, làm điều sớm chiều, mà cần phối hợp ăn ý bên, có sở hạ tầng đồng thiết phải có sách hỗ trợ Chính phủ Trước khó khăn doanh nghiệp gặp phải ảnh hưởng thị trường chứng khoán tác giả lựa chọn đề tài: “Tác động cước phí vận tải đến thị trường chứng khốn Việt Nam” làm luận văn tốt nghiệp 1.2 Tổng quan cơng trình nghiên cứu trước Các nghiên cứu thực nghiệm trước đây, nhà kinh tế vận tải từ lâu cho hoạt động kinh tế giới tác động đến cầu dịch vụ vận tải giá cước vận tải biển Stopford (2009) xác định mối qua hệ tác động lẫn cung cầu vận tải giá cước vận tải Trong cầu dịch vụ vận chuyển ảnh hưởng tăng, giảm tình hình kinh tế giới, việc cung cấp dịch vụ vận chuyển chịu ảnh hưởng hoạt động thị trường vận tải biển ngắn hạn trung hạn Trong đó, nhu cầu vận tải tăng, tàu hạn sử dụng tiếp tục vận hành hay tàu hoạt động hoạt động nhanh hơn, tốc độ cao Tác giả cho cước phí vận tải khơng tương quan với độ lệch chuẩn, cước phí vận tải khơng coi nhân tố rủi ro Tuy nhiên cước phí vận tải có khả dự báo tỷ suất sinh lợi cổ phiếu thị trường chứng khoán nước phát triển Kilian (2009), nhà khoa học cho cước phí vận tải có mối liên hệ mật thiết trọng so với số sản xuất, giá dầu, coi yếu tố dự báo xu hướng tương lai thị trường chứng khoán Mỹ Đầu tiên, số sản xuất phương pháp đo lường hoạt động kinh tế nước thời đại tồn cầu hố hầu hết quốc gia hoạt động kinh tế phụ thuộc nhiều vào tình hình kinh tế giới Thứ hai, vấn đề với giả định số sản xuất số kinh tế báo cáo, thống kê biến thường công bố công khai cách chậm trễ, khơng hữu dụng việc dự đoán diễn biến thị trường chứng khoán giá cổ phiếu Sử dụng giá cước vận chuyển yếu tố dự báo hoạt động thị trường chứng khốn có lợi khác (Stopford, 2009; Bakshi et al, 2011) Những thay đổi số cước vận chuyển thực tế phản ánh thay đổi cầu dịch vụ vận tải số ngành công nghiệp Ngồi ra, giá cước vận chuyển coi "biện pháp trực tiếp đo lường hoạt động kinh tế tồn cầu mà khơng địi hỏi tỷ giá hối đối, tập hợp hoạt động kinh tế kết hợp với giá cước vận chuyển nước, thay đổi thành phần sản lượng thực tế thay đổi xu hướng nhập mặt hàng công nghiệp cho đơn vị sản lượng "(Kilian, 2009) Có nhiều yếu tố tác động lợi suất kỳ vọng cổ phiếu Subrahmanyam (2010), nghiên cứu ơng cho có 50 biến ảnh hưởng mức độ khác đến lợi suất kỳ vọng cổ phiếu Người ta lập luận rằng, với mảng rộng lớn vậy, thêm biến (ví dụ, số cước vận chuyển) khơng có nhiều ý nghĩa Tuy nhiên, vai trị giá cước vận chuyển số hoạt động kinh tế tồn cầu cơng nhận hồn toàn Kilian (2009) Bakshi et al (2011) Kilian (2009) Kilian Park (2009) phát triển số hàng khô, hàng đơn chuyến cước tàu biển vận tải để thích ứng với thay đổi nhu cầu hàng hóa cơng nghiệp, thị trường kinh doanh toàn cầu phương pháp đo lường hoạt động kinh tế Họ sử dụng số để biến giá dầu thành thành phần cung cầu theo định hướng điều tra động thái phản ứng tổng hợp thị trường chứng khoán với cú sốc giá dầu TÀI LIỆU THAM KHẢO: Adelman, M.A., 1993 Economics of Petroleum Supply MIT Press, Cambridge, MA Bakshi, G.S., Panayotov, G., Skoulakis, G., 2011 The Baltic Dry Index as a Predictor of Global Stock Returns, Commodity Returns, and Global Economic Activity SSRN http://papers.ssrn.com/sol3/paperscfm?abstract_id=1747345 Blume, M., Friend, I., 1978 The Changing Role of the Individual Investor Wiley, New York Chen, N.F., Roll, R., Ross, S.A., 1986 Economic forces and the stock market J Bus 59, 383–403 Daniel, K., Hirsleifer, D., Subrahmanyam, A., 1998 Investor psychology and security market under and over reactions J Financ 53, 1839–1886 Driesprong, G., Jacobsen, B., Maat, B., 2008 Striking oil: another puzzle? J Financ Econ 89, 307–327 Engle, R.F., 1982 Autoregressive conditional heteroskedasticity with estimates of the variance of United Kingdom inflation Econometrica 50, 987–1008 Fama, E.F., French, K.R., 1989 Business conditions and expected returns on stocks and bonds J Financ Econ 25, 23–49 Ferson, W.E., Campbell, H.R., 1993 The risk and predictability of international equity returns Rev Financ Stud 6, 527–566 10 French, K.R.G., Schwert, G.W., Stambaugh, R.F., 1987 Expected stock returns and volatility J Financ Econ 3, 3–29 11 Hamilton, J.D., 1983 Oil and macroeconomy since World War II J Polit Econ 91, 228–248 12 Heath, C., Tversky, A., 1991 Preference and belief: ambiguity and competence in choice under uncertainty J Risk Uncertainty 4, 5– 28 13 Hong, H.G., Lim, T., Stein, J., 2000 Bad news travels slowly size analyst coverage and the profitability of momentum strategies J Financ 55, 265–295 14 Hong, H.G., Stein, J., 1999 A unified theory of underreaction: momentum trading and overreaction in asset markets J Financ 54, 2143–2148 15 Hong, H.G., Torous, W., Valkanov, R., 2007 Do industries lead stock markets? J Financ Econ 83, 367–396 16 Huang, R.D., Masulis, R.W., Stoll, H.R., 1996 Energy shocks and financial markets J Future Markets 16, 1–17 17 Huberman, G., 2001 Familiarity breeds investment Rev Financ Stud 14, 659–680 18 Isserlis, L., 1938 Tramp shipping cargoes and freights J R Stat Soc 101, 53–136 19 Jaffe, J., Keim, D.B., Westerfield, R., 1989 Earnings yields, market values, and stock returns J Financ 44, 135–148 20 Jarque, C.M., Bera, A.K., 1980 Efficient test for normality, homoskedasticity and serial dependence of regression residuals Econ Lett 6, 255–259 21 Jones, C.M., Kaul, G., 1996 Oil and the stock markets J Financ 51, 463–491 22 Kahneman, D., 1973 Attention and Effort Prentice Hall, Englewood Cliffs, NJ 23 Kilian, L., 2009 Not all oil price shocks are alike; disentangling demand and supply shocks in the crude oil market Am Econ Rev 99, 1053–1069 24 Kilian, L., Park, C., 2009 The impact of oil price shocks on the US stock market Int Econ Rev 50 (4), 1267–1287 PHỤ LỤC Phụ lục 01 summarize price size salesit asset growth oil transport crisiss Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ -price | 1128 12.71326 14.99712 173 size | 1127 5.822297 8162821 3.280578 8.819544 salesit | 1125 2133787 5603555 182 5.60e+07 asset | 1127 1.07e+07 5.51e+07 1908 6.60e+08 growth | 1128 9431061 3857049 2.18052 -+ -oil | 1128 72.16833 13.8295 53.48 91.17 transport | 1128 1871.167 50.62026 1806 1950 crisiss | 1128 0886525 2843676 Phụ lục 02 corre price size growth oil transport crisiss (obs=1127) | price size growth oil transp~t crisiss -+ -price | 1.0000 size | 0.1942 1.0000 growth | 0.1827 0.1767 1.0000 oil | 0.0847 0.0888 0.0461 transport | 0.0965 0.0872 0.0520 0.9916 1.0000 crisiss | 0.0058 -0.0965 0.0387 0.0016 0.0017 1.0000 1.0000 Phụ lục 03 xtreg price size growth oil transport crisiss, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1127 Group variable: id Number of groups = 188 R-sq: within = 0.0892 Obs per group: = between = 0.0431 6.0 avg = overall = 0.0463 max = F(5,934) = 18.30 corr(u_i, Xb) = -0.3783 Prob > F = 0.0000 price | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ size | 9.149765 1.862606 4.91 0.000 5.494387 1.933646 8807014 2.20 0.028 2052628 12.80514 growth | 3.662028 oil | -.7730358 1504914 -5.14 0.000 -1.068376 - 4776953 transport | 2242947 0409335 5.48 0.000 1439624 -6.385574 3.556034 -1.80 0.073 -13.36432 304627 crisiss | 5931683 _cons | -405.7082 67.0832 -6.05 0.000 -537.3595 - 274.057 -+ sigma_u | 13.17799 sigma_e | 8.9414771 rho | 68475143 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(187, 934) = 10.71 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 04 xtreg price size growth oil transport crisiss, re Random-effects GLS regression Number of obs = 1127 Group variable: id 188 Number of groups = R-sq: within = 0.0816 Obs per group: = between = 0.0555 avg = overall = 0.0622 max = 6.0 Wald chi2(5) = 92.14 corr(u_i, X) = (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 price | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ size | 4.523218 952112 4.75 0.000 2.657113 2.813075 8541972 3.29 0.001 1.138879 6.389323 growth | 4.48727 oil | -.727566 1506404 -4.83 0.000 -1.022816 - 4323161 transport | 2181822 0411263 5.31 0.000 1375761 -1.797148 2.384627 -0.75 0.451 -6.470931 2987884 crisiss | 2.876635 _cons | -371.8563 66.50107 -5.59 0.000 -502.196 - 241.5166 -+ sigma_u | 11.334915 sigma_e | 8.9414771 rho | 61641848 (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 05 hausman fixed random Coefficients -| (b) | fixed (B) (b-B) sqrt(diag(V_b- V_B)) random Difference S.E -+ size | 9.149765 4.523218 4.626547 1.60087 growth | 1.933646 2.813075 -.8794291 2144344 oil | -.7730358 -.727566 -.0454698 transport | 2242947 2181822 0061125 crisiss | -6.385574 -1.797148 -4.588426 2.637979 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(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 18.31 Prob>chi2 = 0.0026 (V_b-V_B is not positive definite) Phụ lục 06 xtreg price size growth oil transport crisiss, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1127 Group variable: id Number of groups = 188 R-sq: within = 0.0892 Obs per group: = between = 0.0431 avg = overall = 0.0463 max = 6.0 F(5,934) = 18.30 corr(u_i, Xb) = -0.3783 Prob > F = 0.0000 - price | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ size | 9.149765 1.862606 4.91 0.000 5.494387 1.933646 8807014 2.20 0.028 2052628 12.80514 growth | 3.662028 oil | -.7730358 1504914 -5.14 0.000 -1.068376 - 4776953 transport | 2242947 0409335 5.48 0.000 1439624 -6.385574 3.556034 -1.80 0.073 -13.36432 304627 crisiss | 5931683 _cons | -405.7082 67.0832 -6.05 0.000 -537.3595 - 274.057 -+ sigma_u | 13.17799 sigma_e | 8.9414771 rho | 68475143 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(187, 934) = 10.71 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 07 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (188) Prob>chi2 = = 1.1e+05 0.0000 Phụ lục 08 xtcsd, pesaran abs Pesaran's test of cross sectional independence = 34.680, Pr = 0.0000 Average absolute value of the off-diagonal elements = 0.452 Phụ lục 09 xtserial price size growth oil transport crisiss Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 187) = 59.517 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 10 xtgls price size growth oil transport crisiss, panels (hetero) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = 188 Number of obs = Number of groups = 1127 Estimated autocorrelations = 188 Estimated coefficients = Obs per group: = avg = max = 5.994681 Wald chi2(5) = 393.59 Prob > chi2 = 0.0000 price | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ size | 1.695919 2199028 7.71 0.000 1.264917 growth | 5.781919 4273212 13.53 0.000 4.944385 2.12692 6.619453 oil | -.4271477 0813755 -5.25 0.000 -.5866407 - 2676547 transport | 1255995 0222568 5.64 0.000 0819769 1.267392 5232316 2.42 0.015 2418771 169222 crisiss | 2.292907 _cons | -209.4831 35.85475 -5.84 0.000 -279.7571 - 139.2091 - Phụ lục 11 corre price size growth transport crisiss (obs=1127) | price size growth transp~t crisiss -+ price | 1.0000 size | 0.1942 1.0000 growth | 0.1827 0.1767 transport | 0.0965 0.0872 0.0520 1.0000 crisiss | 0.0058 -0.0965 0.0387 0.0017 1.0000 1.0000 Phụ lục 12 xtreg price size growth transport crisiss, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1127 Group variable: id Number of groups = 188 R-sq: within = 0.0635 Obs per group: = between = 0.0435 avg = overall = 0.0426 max = 6.0 F(4,935) = 15.85 corr(u_i, Xb) 0.0000 = -0.3282 Prob > F = price | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ size | 8.07575 1.875791 4.31 0.000 4.394502 growth | 2.271065 8900911 2.55 0.011 524257 0162007 005946 2.72 0.007 0045317 -6.402375 3.603984 -1.78 0.076 -13.47521 11.757 4.017872 transport | 0278697 crisiss | 6704588 _cons | -66.18361 11.6135 -5.70 0.000 -88.97516 - 43.39206 -+ sigma_u | 12.869425 sigma_e | 9.0620489 rho | 66852431 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(187, 935) = 10.40 Prob > F = 0.0000 estimate store fixed Phụ lục 13 xtreg price size growth transport crisiss, re Random-effects GLS regression Number of obs = 1127 Group variable: id Number of groups = 188 R-sq: within = 0.0575 Obs per group: = between = 0.0574 avg = overall = 0.0566 max = 6.0 Wald chi2(4) = 67.45 corr(u_i, X) = (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 price | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ size | 4.223132 9524977 4.43 0.000 2.35627 3.071891 8624479 3.56 0.000 1.381524 0213426 0055286 3.86 0.000 0105068 -1.788617 2.395626 -0.75 0.455 -6.483957 6.089993 growth | 4.762258 transport | 0321784 crisiss | 2.906723 _cons | -54.54319 10.51315 -5.19 0.000 -75.14858 - 33.93781 -+ sigma_u | 11.318927 sigma_e | 9.0620489 rho | 60939317 (fraction of variance due to u_i) - estimate store random Phụ lục 14 hausman fixed random Coefficients -| (b) | fixed (B) (b-B) sqrt(diag(V_b- V_B)) random Difference S.E -+ size | 8.07575 4.223132 3.852619 1.615964 growth | 2.271065 3.071891 -.8008261 2201038 transport | 0162007 0213426 -.0051419 0021885 crisiss | -6.402375 -1.788617 -4.613759 2.692522 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(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 14.74 Prob>chi2 = 0.0053 (V_b-V_B is not positive definite) Phụ lục 15 xtreg price size growth transport crisiss, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 1127 Group variable: id Number of groups = 188 R-sq: within = 0.0635 Obs per group: = between = 0.0435 avg = overall = 0.0426 max = 6.0 F(4,935) = 15.85 corr(u_i, Xb) = -0.3282 Prob > F = 0.0000 price | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ size | 11.757 8.07575 1.875791 4.31 0.000 4.394502 growth | 2.271065 8900911 2.55 0.011 524257 0162007 005946 2.72 0.007 0045317 -6.402375 3.603984 -1.78 0.076 -13.47521 4.017872 transport | 0278697 crisiss | 6704588 _cons | -66.18361 11.6135 -5.70 0.000 -88.97516 - 43.39206 -+ sigma_u | 12.869425 sigma_e | 9.0620489 rho | 66852431 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(187, 935) = 10.40 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 16 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (188) = Prob>chi2 = 1.0e+06 0.0000 Phụ lục 17 xtcsd, pesaran abs Pesaran's test of cross sectional independence = 50.661, Pr = 0.0000 Average absolute value of the off-diagonal elements = xtserial price size growth oil transport crisiss Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 187) = Prob > F = 59.517 0.0000 Phụ lục 18 0.496 xtgls price size growth transport crisiss, panels (hetero) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = 188 Number of obs = Number of groups = 1127 Estimated autocorrelations = 188 Estimated coefficients = Obs per group: = avg = max = 5.994681 Wald chi2(4) = 391.57 Prob > chi2 = 0.0000 price | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ size | 1.457543 1906791 7.64 0.000 1.083818 5.901738 4428298 13.33 0.000 5.033808 0081931 0026263 3.12 0.002 0030456 1.240549 533995 2.32 0.020 193938 1.831267 growth | 6.769669 transport | 0133405 crisiss | 2.28716 _cons | -19.46119 4.990352 -3.90 0.000 -29.2421 - 9.680283 -