Nhà đầu tư nước ngoài có cải thiện hiệu quả thông tin giá cổ phiếu hay không? Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ NHƢ TRÚC NHÀ ĐẦU TƢ NƢỚC NGỒI CĨ CẢI THIỆN HIỆU QUẢ THƠNG TIN GIÁ CỔ PHIẾU HAY KHÔNG? BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: TÀI CHÍNH –NGÂN HÀNG Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC PGS.TS TRẦN THỊ THÙY LINH TP Hồ Chí Minh, Năm 2017 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan Luận văn Thạc sĩ Kinh tế với đề tài “Nhà đầu tư nước ngồi có cải thiện hiệu thông tin giá cổ phiếu hay không?Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam” cơng trình nghiên cứu tơi với hỗ trợ giảng viên hướng dẫn PGS.TS Trần Thị Thùy Linh chưa công bố trước Các số liệu, kết luận văn trung thực.Tôi chịu trách nhiệm nội dung tơi trình bày luận văn TP Hồ Chí Minh, ngày tháng năm 2017 Người thực Nguyễn Thị Như Trúc MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CẢM ƠN LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU TÓM TẮT CHƢƠNG GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4.1 Đối tượng nghiên cứu 1.4.2 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Đóng góp đề tài 1.7 Kết cấu đề tài CHƢƠNG KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY 2.1 Khung lý thuyết giá cổ phiếu 2.1.1 Lý thuyết bước ngẫu nhiên 2.1.2 Lý thuyết thị trường hiệu 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm tác động nhà đầu tư nước ngồi đến hiệu thơng tin giá cổ phiếu cơng ty 10 2.2.1 Các nghiên cứu tác động nhà đầu tư nước vào thị trường nội địa thực sách mở cửa thị trường 10 2.2.2 Các nghiên cứu tác động nhà đầu tư nước ngồi đến hiệu thơng tin giá cổ phiếu công ty 13 2.2.3 Các nghiên cứu mối quan hệ nhân ngược tác động nhà đầu tư nước ngồi đến hiệu thơng tin giá cổ phiếu công ty 16 2.3 Tổng hợp kết nghiên cứu thực nghiệm 17 CHƢƠNG DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 23 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 23 3.2 Giả thuyết nghiên cứu 24 3.3 Mô tả biến 25 3.3.1 Biến phụ thuộc 25 3.3.2 Biến độc lập 28 3.3.3 Biến kiểm soát 29 3.3 Mơ hình nghiên cứu 34 3.3.1 Tác động nhà đầu tư nước ngồi đến hiệu thơng tin giá cổ phiếu 34 3.3.2 Xem xét mối quan hệ nhân ngược tác động nhà đầu tư nước ngồi hiệu thơng tin giá cổ phiếu 35 3.4 Phương pháp ước lượng 35 3.4.1 Thống kê mô tả 36 3.4.2 Phương pháp ước lượng hồi quy 36 3.4.3 Các phương pháp kiểm định 41 CHƢƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 43 4.1 Thống kê mô tả 43 4.1.1 Phân tích thống kê mơ tả biến 43 4.1.2 Ma trận hệ số tương quan 45 4.2 Kết hồi quy 47 4.2.1 Phân tích đơn biến tác động nhà đầu tư nước đến hiệu thông tin giá cổ phiếu 47 4.2.2 Phân tích hồi quy phương pháp Pooled OLS, FEM, REM, GMM 49 4.3.2 Kiểm định mối quan hệ nhân tác động nhà đầu tư nước ngồi đến hiệu thơng tin giá cổ phiếu 57 4.4 Tổng hợp thảo luận kết nghiên cứu 59 CHƢƠNG KẾT LUẬN 63 5.1 Kết luận 63 5.2 Hạn chế hướng nghiên cứu 64 5.2.1 Hạn chế nghiên cứu 64 5.2.1 Hướng nghiên cứu 65 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Ký hiệu EMH FEM FIA Thuật ngữ Efficient Market Hypothesis Fixed Effects Model Foreign Investment Agency GMM Generalized method of moments HNX HaNoi Stock Exchange HOSE Ho Chi Minh Stock Exchange OLS Ordinary Least Square REM TPP Random Effects Model Trans-Pacific Straegic Economic Partnership Agreement World Trade Organization WTO Giải thích Giả thuyết thị trường hiệu Mơ hình hiệu ứng cố định Trang Thơng Tin Điện Tử Đầu Tư Nước Ngồi Phương pháp ước lượng GMM Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội Sở giao dịch chứng khốn TP.HCM Phương pháp bình phương nhỏ Mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên Hiệp Định Đối Tác Xuyên Thái Bình Dương Tổ Chức Thương Mại Thế Giới DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1 Tổng hợp nghiên cứu trước 17 Bảng 3.1 Tổng hợp liệu nghiên cứu 23 Bảng 3.2 Tổng hợp biến kỳ vọng dấu 32 Bảng 4.1 Bảng thống kê mô tả biến 43 Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan 46 Bảng 4.3 Thống kê mô tả theo quy mô công ty sở hữu nước 48 Bảng 4.4 Kết hồi quy phương pháp Pooled OLS, REM, FEM, GMM 49 Bảng 4.5: Kết kiểm định lựa chọn mơ hình phù hợp 52 Bảng 4.6 Bảng kết kiểm tra đa cộng tuyến 53 Bảng 4.7: Kết kiểm định tính vững mơ hình 54 Bảng 4.8 Kiểm định Hansen kiểm định Arellano-Bond 55 Bảng 4.9 Kết kiểm định nhân Granger 58 TÓM TẮT Bài nghiên cứu nhằm xem xét tác động nhà đầu tư nước ngồi hiệu thơng tin giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Việt Nam.Bằng cách sử dụng mẫu liệu 247 công ty niêm yết liên tục 02 Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) Sở giao dịch chứng khoán Hồ Chí Minh (HOSE) thời gian từ năm 2008 đến năm 2016, sử dụng phương pháp hồi quy OLS, FEM, REM, GMM để thực ước lượng mơ hình.Kết cho thấy cơng ty có tỷ lệ sở hữu mức độ thay đổi nhà đầu tư nước ngồi cao giá chứng khốn hiệu hơn.Tóm lại, nhà đầu tư nước ngồi cải thiện hiệu giá thị trường chứng khoán Việt Nam Bên cạnh đó, nghiên cứu mở rộng việc phân tích xem xét mối quan hệ nhân tác động nhà đầu tư nước hiệu thông tin giá cổ phiếu kiểm định nhân Granger.Nhìn chung, thay đổi kinh doanh nhà đầu tư nước ngồi dự đốn thay đổi hiệu giá giai đoạn tới, khơng có trường hợp ngược lại Từ khóa: nhà đầu tƣ nƣớc ngồi, hiệu thơng tin giá cổ phiếu, thị trƣờng chứng khóan Việt Nam CHƢƠNG GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài Sau sóng tự hóa tài chính, tầm quan trọng nhà đầu tư nước ngày nâng cao hầu hết thị trường chứng khoán Năm 2007, Việt Nam gia nhập WTO đến năm 2016, Việt Nam lại tiếp tục ký kết Hiệp Định Đối Tác Xuyên Thái Bình Dương TPP, điều tạo hội cho việc thu hút nhà đầu tư nước ngồi nhà đầu tư tìm kiếm quốc gia có mơi trường đầu tư ổn định, quy định chặt chẽ để đảm bảo tính minh bạch, thương mại tự Việt Nam Theo Trang Thơng Tin Điện Tử Đầu Tư Nước Ngồi- FIA Việt Nam, năm 2016, có 2.547 doanh nghiệp, tổ chức kinh tế có nhà đầu tư nước ngồi góp vốn mua cổ phần với tỷ lệ vốn lớn 50% vốn điều lệ thuộc lĩnh vực đầu tư có điều kiện với tổng vốn đầu tư 3,425 tỷ USD Nhà đầu tư nước đầu tư vào 19 ngành lĩnh vực, lĩnh vực cơng nghiệp chế biến, chế tạo lĩnh vực thu hút nhiều quan tâm nhà đầu tư nước với 1.020 dự án đầu tư đăng ký mới, 861 lượt dự án điều chỉnh vốn 290 dự án, tổ chức kinh tế có nhà đầu tư nước ngồi góp vốn, mua cổ phần, tổng số vốn cấp mới, tăng thêm góp vốn mua cổ phần 15,53 tỷ USD, chiếm 63,7% tổng vốn đầu tư đăng ký năm.Tính đến ngày 20/06/2017, nước có 23.594 dự án hiệu lực với tổng vốn đăng ký 306,3 tỷ USD Vốn thực lũy kế dự án ĐTNN ước đạt 162,57tỷ USD, 53% tổng vốn đăng ký hiệu lực.Điều cho thấy nhà đầu tư nước ngày tăng vốn đầu tư vào Việt Nam Các nghiên cứu trước cho thấy việc mở cửa thị trường , thu hút nhà đầu tư nước mang lại nhiều lợi ích khác chi phí sử dụng vốn thấp, tăng trưởng kinh tế cao hơn, quản trị doanh nghiệp tốt hơn.Mặt khác, số nghiên cứu gần Wen Hi, Jianfeng Shen (2014) cho thấy nhà đầu tư nước cải thiện hiệu giá thị trường chứng khoán địa phương, Bae cộng (2012) nghiên cứu thị trường nổi, nhà đầu tư nước tạo điều kiện cho giá cổ phiếu phản hồi cách nhanh chóng thơng tin tồn cầu vào cổ phiếu Các nhà đầu tư nước ngoài, đặc biệt nước bảo vệ cổ đơng mạnh mẽ, thúc đẩy quản trị doanh nghiệp công ty đầu tư (Kho cộng 2009, Aggarwal cộng sự, 2011).Tăng cường quản trị doanh nghiệp khuyến khích nhà đầu tư thông minh tham gia vào việc phát thông tin chênh lệch thông tin, dẫn đến giá cổ phiếu hiệu (Fan and Wong, 2002; Morck cộng sự, 2000) Tại Việt Nam, chưa nhiều nghiên cứu vấn đề này.Chính lợi ích từ nhà đầu tư nước việc Việt Nam mở cửa thương mại, thị trường chứng khoán sôi động, tác giả chọn đề tài nghiên cứu “Các nhà đầu tư nước ngồi có cải thiện hiệu thông tin giá cổ phiếu hay không? Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam” 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu đề tài: nghiên cứu tác động nhà đầu tư nước hiệu thông tin giá cổ phiếu thị trường Việt Nam Cụ thể liệu nhà đầu tư nước ngồi có cải thiện hiệu thông tin giá cổ phiếu thị trường Việt Nam, đồng thời mở rộng nghiên cứu mối quan hệ nhân nhà đầu tư nước hiệu thông tin giá cổ phiếu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu Từ mục tiêu nghiên cứu, nghiên cứu tập trung giải hai câu hỏi nghiên cứu sau: Thứ nhất, nhà đầu tư nước ngồi có cải thiện hiệu thông tin giá cổ phiếu thị trường Việt Nam hay không? autow | 1.03 0.967194 1.01 0.993646 amihud | L1 | -+ -Mean VIF | 1.27 9/Phụ lục bảng 4.8 Kiểm định Hansen kiểm định Arellano-Bond *GMM xtabond2 autod lautod lfio lfiochg ldiochg ldio lsize lprice lzeros lamihud,gmm(lautod lfio lfiochg ldiochg ,lag(2 2)) iv(i.year ldio lsize lprice > lzeros lamihud) twostep Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 1481 Time variable : year Number of groups = 247 Number of instruments = 51 Obs per group: = Wald chi2(9) = 67.71 avg = 6.00 Prob > chi2 = 0.000 max = -autod | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lautod | -.0303675 1072225 -0.28 0.777 -.2405197 1797848 lfio | -.0890121 0532818 -1.67 0.095 -.1934424 0154182 lfiochg | -.1167692 1123935 1.04 0.099 -.1035181 3370566 ldiochg | -.2392275 0716509 3.34 0.001 0987943 3796607 ldio | -.0207212 0184459 -1.12 0.041 -.0568746 0154321 lsize | -.009837 0033996 -2.89 0.004 -.0165 -.003174 lprice | 0246693 0059537 4.14 0.000 0130002 0363384 lzeros | 127638 0287441 4.44 0.000 0713007 1839753 lamihud | -1.38e-06 2.65e-06 -0.52 0.602 -6.57e-06 3.81e-06 _cons | 1515961 0790628 1.92 0.055 -.0033642 3065564 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year 2017.year ldio lsize lprice lzeros lamihud) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(lautod lfio lfiochg ldiochg) Instruments for levels equation Standard 2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year 2017.year ldio lsize lprice lzeros lamihud _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.(lautod lfio lfiochg ldiochg) -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -4.15 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.32 Pr > z = 0.747 -Sargan test of overid restrictions: chi2(41) = 55.80 Prob > chi2 = 0.061 Prob > chi2 = 0.223 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(41) = 47.58 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(21) = 27.00 Prob > chi2 = 0.171 Difference (null H = exogenous): chi2(20) = 20.58 Prob > chi2 = 0.422 = 6.53 Prob > chi2 = 0.038 = 41.05 Prob > chi2 = 0.381 gmm(lautod lfio lfiochg ldiochg, lag(2 2)) Hansen test excluding group: chi2(2) Difference (null H = exogenous): chi2(39) iv(2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year 2017.year ldio lsize lprice lzeros lamihud) Hansen test excluding group: chi2(30) = 39.36 Prob > chi2 = 0.118 Difference (null H = exogenous): chi2(11) = 8.22 Prob > chi2 = 0.694 *GMM xtabond2 autow lamihud,gmm(lfio lautow lfio lfiochg ldiochg ldio lsize lprice lzeros lfiochg ldiochg ldio lsize lprice lzeros lamihud,lag(2 2) > ) iv(i.year) twostep Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 1481 Time variable : year Number of groups = 247 Number of instruments = 90 Obs per group: = Wald chi2(9) = 42.97 avg = 6.00 Prob > chi2 = 0.000 max = -autow | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lautow | 1672068 0770971 2.17 0.030 0160993 3183143 lfio | -.1284363 0490154 2.62 0.009 0323678 2245048 lfiochg | -.0688096 1127735 -0.61 0.042 -.2898416 1522225 ldiochg | -.0406234 0518026 -0.78 0.033 -.1421546 0609079 ldio | -.0520146 0324789 1.60 0.019 -.0116429 1156722 lsize | -.0138476 0054733 -2.53 0.011 -.0245751 -.0031201 lprice | 0156275 0093348 1.67 0.094 -.0026684 0339233 lzeros | 2017286 0417855 4.83 0.000 1198305 2836267 lamihud | 0000185 0000132 1.40 0.161 -7.34e-06 0000443 _cons | 2833157 0934491 3.03 0.002 1001588 4664726 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year 2017.year) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(lfio lfiochg ldiochg ldio lsize lprice lzeros lamihud) Instruments for levels equation Standard 2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year 2017.year _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.(lfio lfiochg ldiochg ldio lsize lprice lzeros lamihud) -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -5.90 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.69 Pr > z = 0.488 -Sargan test of overid restrictions: chi2(80) = 82.14 Prob > chi2 = 0.413 Prob > chi2 = 0.190 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(80) = 90.91 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(35) = 36.94 Prob > chi2 = 0.379 Difference (null H = exogenous): chi2(45) = 53.96 Prob > chi2 = 0.169 iv(2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year 2017.year) Hansen test excluding group: chi2(75) Difference (null H = exogenous): chi2(5) | = 83.77 Prob > chi2 = 0.229 = 7.14 Prob > chi2 = 0.210 | *GMM xtabond2 vr15 lvr15 lfio lfiochg ldiochg ldio lsize lprice lzeros lamihud,gmm(lvr15 lfio lfiochg ldiochg ,lag(5 5)) iv(i.year ldio lsize lprice lz > eros lamihud) twostep Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 1481 Time variable : year Number of groups = 247 Number of instruments = 29 Obs per group: = Wald chi2(9) = 59.12 avg = 6.00 Prob > chi2 = 0.000 max = -vr15 | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lvr15 | 5402294 2285379 2.36 0.018 0923033 9881555 lfio | -.1679223 1206153 -1.39 0.164 -.4043239 0684794 lfiochg | 3464991 3856634 0.90 0.369 -.4093874 1.102386 ldiochg | 7001604 1941732 3.61 0.000 319588 1.080733 ldio | -.0782945 0305614 -2.56 0.010 -.1381939 -.0183952 lsize | -.0017713 0061382 -0.29 0.773 -.0138019 0102593 lprice | 0195027 0092082 2.12 0.034 0014549 0375505 lzeros | 0030737 0523158 0.06 0.953 -.0994634 1056107 lamihud | 5.35e-06 7.36e-06 0.73 0.468 -9.08e-06 0000198 _cons | 0273188 1539396 0.18 0.859 -.2743973 3290349 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year 2017.year ldio lsize lprice lzeros lamihud) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L5.(lvr15 lfio lfiochg ldiochg) Instruments for levels equation Standard 2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year 2017.year ldio lsize lprice lzeros lamihud _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL4.(lvr15 lfio lfiochg ldiochg) -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.82 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.90 Pr > z = 0.368 -Sargan test of overid restrictions: chi2(19) = 17.73 Prob > chi2 = 0.540 Prob > chi2 = 0.738 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(19) = 14.76 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(11) Difference (null H = exogenous): chi2(8) gmm(lvr15 lfio lfiochg ldiochg, lag(5 5)) = 7.89 Prob > chi2 = 0.723 = 6.87 Prob > chi2 = 0.551 Hansen test excluding group: chi2(2) Difference (null H = exogenous): chi2(17) = 1.12 Prob > chi2 = 0.570 = 13.64 Prob > chi2 = 0.692 iv(2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year 2017.year ldio lsize lprice lzeros lamihud) Hansen test excluding group: chi2(8) Difference (null H = exogenous): chi2(11) | = 2.82 Prob > chi2 = 0.945 = 11.94 Prob > chi2 = 0.368 | *GMM xtabond2 vr110 lvr110 lfio lfiochg ldiochg ldio lsize lprice lzeros lamihud,gmm(lvr110 lfio lfiochg ldiochg ,lag(2 2)) iv(i.year ldio lsize lprice > lzeros lamihud) twostep Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 1481 Time variable : year Number of groups = 247 Number of instruments = 51 Obs per group: = Wald chi2(9) = 55.27 avg = 6.00 Prob > chi2 = 0.000 max = -vr110 | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lvr110 | 378553 1079989 3.51 0.000 166879 590227 lfio | -.1331562 0799213 -1.67 0.096 -.2897991 0234868 lfiochg | -.1024015 1930659 -0.53 0.596 -.4808037 2760007 ldiochg | 0296673 0933215 0.32 0.751 -.1532394 2125741 ldio | -.0381069 0218625 -1.74 0.081 -.0809567 0047429 lsize | -.0095647 0056316 -1.70 0.089 -.0206024 0014731 lprice | 0268954 0081177 3.31 0.001 010985 0428057 lzeros | 0021352 051817 0.04 0.967 -.0994242 1036947 lamihud | 3.77e-06 2.87e-06 1.31 0.189 -1.85e-06 9.40e-06 _cons | 2499477 1334999 1.87 0.061 -.0117072 5116027 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year 2017.year ldio lsize lprice lzeros lamihud) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(lvr110 lfio lfiochg ldiochg) Instruments for levels equation Standard 2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year 2017.year ldio lsize lprice lzeros lamihud _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.(lvr110 lfio lfiochg ldiochg) -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -5.26 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.47 Pr > z = 0.639 Sargan test of overid restrictions: chi2(41) = 39.64 Prob > chi2 = 0.531 Prob > chi2 = 0.927 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(41) = 28.66 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(21) = 16.85 Prob > chi2 = 0.720 Difference (null H = exogenous): chi2(20) = 11.81 Prob > chi2 = 0.922 = 1.64 Prob > chi2 = 0.441 = 27.02 Prob > chi2 = 0.926 gmm(lvr110 lfio lfiochg ldiochg, lag(2 2)) Hansen test excluding group: chi2(2) Difference (null H = exogenous): chi2(39) iv(2008b.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year 2017.year ldio lsize lprice lzeros lamihud) Hansen test excluding group: chi2(30) = 21.29 Prob > chi2 = 0.878 Difference (null H = exogenous): chi2(11) = 7.37 Prob > chi2 = 0.769 10/ Phụ lục bảng 4.9 Kết kiểm định nhân Granger *AUTOD DAUTOD DLAUTOD DAUTOD(-1) -0.595921 (0.03188) [-18.6928] 1.000000 (3.0E-17) [ 3.3e+16] DLAUTOD(-1) -0.250844 (0.03159) [-7.93994] 3.06E-16 (3.0E-17) [ 10.1976] DLFIOCHG(-1) -0.024093 (0.07439) [-0.32386] -1.40E-17 (7.1E-17) [-0.19866] DLDIOCHG(-1) 0.090560 (0.03686) [ 2.45686] 4.10E-17 (3.5E-17) [ 1.17124] DLSIZE(-1) -0.012081 -5.22E-17 (0.02031) [-0.59485] (1.9E-17) [-2.70426] DLPRICE(-1) 0.009472 (0.02176) [ 0.43534] 5.44E-17 (2.1E-17) [ 2.62947] DLZEROS(-1) 0.044844 (0.04460) [ 1.00555] 7.20E-17 (4.2E-17) [ 1.69789] DLAMIHUD(-1) -1.30E-06 (3.8E-06) [-0.34598] 1.22E-21 (3.6E-21) [ 0.34074] DAUTOW DLAUTOW DAUTOW(-1) -0.646461 (0.03152) [-20.5106] 1.000000 (4.2E-17) [ 2.4e+16] DLAUTOW(-1) -0.332231 (0.03235) [-10.2693] 1.11E-15 (4.3E-17) [ 25.9327] DLFIOCHG(-1) -0.029001 (0.08781) [ 0.33028] -9.23E-17 (1.2E-16) [-0.79498] DLDIOCHG(-1) -0.046475 (0.04345) [ 1.06963] 1.00E-17 (5.7E-17) [ 0.17419] DLSIZE(-1) -0.017669 (0.02395) [-0.73776] -9.02E-17 (3.2E-17) [-2.84868] DLPRICE(-1) 0.024542 (0.02563) [ 0.95756] 7.67E-17 (3.4E-17) [ 2.26380] DLZEROS(-1) 0.134911 (0.05279) [ 2.55578] -1.88E-16 (7.0E-17) [-2.68816] DLAMIHUD(-1) -1.14E-06 (4.4E-06) [-0.25740] -3.56E-22 (5.9E-21) [-0.06088] DFIOCHG DFIOCHG *AUTOW *DFIOCHG *| DFIOCHG(-1) -0.615141 (0.03309) [-18.5927] -0.612080 (0.03303) [-18.5324] DLAUTOD(-1) 0.020781 (0.01160) [ 1.79138] 0.027571 (0.00998) [ 2.76144] DLFIOCHG(-1) -0.366123 (0.03183) [-11.5032] -0.365024 (0.03176) [-11.4945] DLDIOCHG(-1) -0.016859 (0.01505) [-1.12002] -0.017374 (0.01500) [-1.15860] DLSIZE(-1) 0.009501 (0.00829) [ 1.14621] 0.008949 (0.00827) [ 1.08216] DLPRICE(-1) 0.000888 (0.00887) [ 0.10015] 0.001664 (0.00884) [ 0.18823] DLZEROS(-1) 0.038224 (0.01819) [ 2.10150] 0.042064 (0.01821) [ 2.30995] DLAMIHUD(-1) 2.22E-06 (1.5E-06) [ 1.44970] 2.11E-06 (1.5E-06) [ 1.38193] | DVR15 DLVR15 DVR15(-1) -0.626934 (0.02983) [-21.0177] 1.000000 (2.8E-17) [ 3.6e+16] DLVR15(-1) -0.326675 (0.02975) [-10.9803] -1.55E-16 (2.8E-17) [-5.58345] DLFIOCHG(-1) -0.024075 (0.08865) [-0.27158] 2.00E-17 (8.3E-17) [ 0.24167] DLDIOCHG(-1) -0.079169 (0.04388) [-1.80415] -9.98E-17 (4.1E-17) [-2.43815] *| DLSIZE(-1) -0.000885 (0.02416) [-0.03662] 9.44E-17 (2.3E-17) [ 4.19003] DLPRICE(-1) -0.003639 (0.02584) [-0.14081] -9.39E-17 (2.4E-17) [-3.89501] DLZEROS(-1) -0.002649 (0.05310) [-0.04989] -2.84E-19 (5.0E-17) [-0.00573] DLAMIHUD(-1) 2.30E-06 (4.5E-06) [ 0.51527] -5.26E-21 (4.2E-21) [-1.26026] | DVR110 DLVR110 DVR110(-1) -0.528558 (0.03058) [-17.2847] 1.000000 (1.8E-17) [ 5.5e+16] DLVR110(-1) -0.305951 (0.03092) [-9.89490] 5.69E-16 (1.8E-17) [ 30.8850] DLFIOCHG(-1) 0.008673 (0.09673) [ 0.08966] -2.58E-16 (5.8E-17) [-4.48760] DLDIOCHG(-1) -0.010367 (0.04762) [-0.21771] 1.09E-17 (2.8E-17) [ 0.38354] DLSIZE(-1) 0.021753 (0.02633) [ 0.82634] -9.83E-18 (1.6E-17) [-0.62726] DLPRICE(-1) -0.032047 (0.02824) [-1.13467] 3.47E-17 (1.7E-17) [ 2.06153] DLZEROS(-1) 0.018049 (0.05765) [ 0.31309] 7.36E-19 (3.4E-17) [ 0.02145] DLAMIHUD(-1) 3.29E-07 (4.9E-06) [ 0.06771] 1.30E-21 (2.9E-21) [ 0.45036] *DFIOCHG DFIOCHG DLVR15 DFIOCHG(-1) -0.615018 (0.03315) [-18.5551] -0.071330 (0.10360) [-0.68853] DLVR15(-1) -0.000148 (0.00894) [-0.01653] -0.484112 (0.02793) [-17.3317] DLFIOCHG(-1) -0.365704 (0.03190) [-11.4650] -0.093309 (0.09970) [-0.93593] DLDIOCHG(-1) -0.018568 (0.01507) [-1.23218] 0.014961 (0.04710) [ 0.31763] DLSIZE(-1) 0.009212 (0.00830) [ 1.10957] -0.010732 (0.02595) [-0.41356] DLPRICE(-1) 0.001428 (0.00888) [ 0.16088] -0.005628 (0.02775) [-0.20284] DLZEROS(-1) 0.037898 (0.01823) [ 2.07867] -0.036713 (0.05698) [-0.64427] DLAMIHUD(-1) 2.14E-06 (1.5E-06) [ 1.39059] 1.93E-06 (4.8E-06) [ 0.40205] DFIOCHG DLVR110 DFIOCHG(-1) -0.611900 (0.03316) [-18.4557] 0.132774 (0.10994) [ 1.20771] DLVR110(-1) 0.014196 (0.00897) [ 1.58214] -0.399213 (0.02975) [-13.4179] DLFIOCHG(-1) -0.369411 (0.03193) [-11.5710] -0.024723 (0.10586) [-0.23354] DLDIOCHG(-1) -0.018557 (0.01503) [-1.23482] 0.000451 (0.04983) [ 0.00904] DLSIZE(-1) 0.009026 (0.00829) [ 1.08854] 0.061267 (0.02749) [ 2.22839] DLPRICE(-1) 0.002069 (0.00887) [ 0.23316] -0.089742 (0.02942) [-3.05003] DLZEROS(-1) 0.037937 (0.01819) [ 2.08507] -0.001296 (0.06033) [-0.02148] DLAMIHUD(-1) 2.16E-06 (1.5E-06) [ 1.40683] 2.17E-06 (5.1E-06) [ 0.42641]