Ảnh hưởng của độ bất ổn trong các yếu tố vĩ mô của nền kinh tế đến quyết định đầu tư của các doanh nghiệp sản xuất tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ YẾN NHUNG ẢNH HƯỞNG CỦA ĐỘ BẤT ỔN TRONG CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ CỦA NỀN KINH TẾ ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CỦA CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ YẾN NHUNG ẢNH HƯỞNG CỦA ĐỘ BẤT ỔN TRONG CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ CỦA NỀN KINH TẾ ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CỦA CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Hướng đào tạo: Hướng ứng dụng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TP Hồ Chí Minh – Năm 2019 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn Thạc sĩ kinh tế “Ảnh hưởng độ bất ổn yếu tố vĩ mô kinh tế đến định đầu tư doanh nghiệp sản xuất Việt Nam” nghiên cứu cá nhân hướng dẫn PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa Nguồn liệu sử dụng để phân tích cá nhân tự thu thập báo cáo tài cơng ty thơng qua trang Vietstock.vn liệu kinh tế vĩ mô (CPI, IPI) trang web Tổng Cục thống kê Tôi cam đoan nội dung luận văn cá nhân không chép từ công trình nghiên cứu khác MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG TÓM TẮT ABSTRACT CHƯƠNG GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Phương pháp nghiên cứu 1.4 Kết cấu nghiên cứu 1.5 Đóng góp đề tài CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.2 Các nghiên cứu trước CHƯƠNG DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 10 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 10 3.2 Khung phân tích 10 3.3 Mơ hình nghiên cứu – Mơ tả biến 11 3.4 Phương pháp nghiên cứu 15 3.5 Các bước nghiên cứu 15 3.5.1 Đo lường không chắn (Bước 1) 17 3.5.1.1 Sự không chắn đặc thù doanh nghiệp 17 3.5.1.2 Sự không chắn kinh tế vĩ mô 18 3.5.2 Chạy mơ hình hồi quy (Bước 3, 4, 5) 19 3.5.2.1 Ước lượng mơ hình hồi quy 19 3.5.2.2 Các kiểm định mô hình hồi quy 19 3.5.2.3 Chạy hồi quy mơ hình GMM 20 CHƯƠNG KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM 21 4.1 Đo lường yếu tố không chắn đặc thù doanh nghiệp kinh tế vĩ mô 21 4.2 Thống kê mô tả biến kiểm tra tương quan 21 4.3 Mơ hình hồi quy với biến đặc thù doanh nghiệp 25 4.3.1 Ước lượng mơ hình hồi quy với biến đặc thù doanh nghiệp .25 4.3.2 Các kiểm định mơ hình hồi quy với biến đặc thù doanh nghiệp .25 4.3.3 Hồi quy GMM 26 4.4 Mơ hình hồi quy với biến đặc thù doanh nghiệp biến không chắn 28 4.4.1 Ước lượng mơ hình hồi quy với biến đặc thù doanh nghiệp biến không chắn 28 4.4.2 Các kiểm định mơ hình hồi quy với biến đặc thù doanh nghiệp biến không chắn 30 4.4.3 Hồi quy GMM 30 4.5 Mơ hình hồi quy kết hợp thêm biến tốc độ tăng trưởng doanh thu 32 4.5.1 Ước lượng mơ hình hồi quy kết hợp thêm biến tốc độ tăng trưởng doanh thu 32 4.5.2 Các kiểm định mơ hình hồi quy kết hợp thêm biến tốc độ tăng trưởng doanh thu 34 4.5.1 Hồi quy GMM 34 4.6 Thảo luận kết nghiên cứu 36 CHƯƠNG KẾT LUẬN 40 5.1 Kết luận kiến nghị 40 5.2 Hạn chế nghiên cứu 41 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC KẾT QUẢ CHẠY STATA DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT CPI Chỉ số giá tiêu dùng FEM Mô hình tác động cố định GMM Mơ hình hồi quy moment tổng quát HOSE Sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM HNX Sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội IPI Chỉ số sản xuất công nghiệp OEDC Tổ chức hợp tác phát triển kinh tế Pooled OSL Phương pháp bình phương tối thiểu dạng gộp REM Mơ hình tác động ngẫu nhiên DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1: Tên biến dấu kỳ vọng 13 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến 21 Bảng 4.2: Thống kê mô tả biến không chắn 22 Bảng 4.3: Tương quan biến không chắn 23 Bảng 4.4: Tương quan biến độc lập biến giải thích 24 Bảng 4.5: Tổng hợp kết hồi quy dựa mơ hình Pooled OLS, FEM, REM 25 Bảng 4.6: Kết mơ hình hồi quy GMM 26 Bảng 4.7: Bảng danh sách biến độc lập mơ hình 28 Bảng 4.8: Tổng hợp kết hồi quy dựa mô hình Pooled OLS, FEM, REM 29 Bảng 4.9: Kết mơ hình hồi quy GMM 30 Bảng 4.10: Tổng hợp kết hồi quy dựa mơ hình Pooled OLS, FEM, REM 33 Bảng 4.11: Kết mơ hình hồi quy GMM 34 Bảng 4.12: Tóm tắt kết nghiên cứu 36 TÓM TẮT Lý chọn lựa đề tài: Doanh nghiệp tồn phát triển mơi trường kinh tế; đó, tác giả muốn xem xét tác động độ bất ổn yếu tố vĩ mơ kinh tế có ảnh hưởng đến việc định đầu tư doanh nghiệp Việt Nam Mục tiêu nghiên cứu: Tìm mối liên hệ định đầu tư độ bất ổn yếu tố vĩ mô kinh tế (bên cạnh yêu tố đặc thù doanh nghiệp nhiều nhà nghiên cứu trước đây) nhằm giúp nhà kinh tế, nhà quản lý đưa định đắn thời kỳ kinh tế Phương pháp nghiên cứu: Tác giả sử dụng liệu bảng doanh nghiệp Việt Nam giai đoạn từ 2009-2018 Yếu tố kinh tế vĩ mơ tính tốn phương sai điều kiện thu cách ước tính mơ hình ARCH cho số giá tiêu dùng (CPI) số sản xuất công nghiệp (IPI) Yếu tố không chắn (rủi ro) đặc thù doanh nghiệp tính dựa phần dư doanh thu doanh nghiệp tính tốn từ mơ hình AR(1) Tác giả thay yếu tố để xem xét tác động lẫn Sau đó, tác giả dùng mơ hình GMM hai bước để ước tính mơ hình thực nghiệm nhằm giảm thiểu vấn đề nội sinh Kết nghiên cứu: Tác giả nhận thấy doanh nghiệp giảm chi tiêu cho đầu tư yếu tố kinh tế vĩ mô hay yếu tố không chắn (rủi ro) đặc thù doanh nghiệp tăng lên Trong đó, yếu tố kinh tế vĩ mơ có tác động mạnh yếu tố khơng chắn (rủi ro) đặc thù doanh nghiệp tác động đến định đầu tư, nghĩa định đầu tư có độ nhạy cảm yếu tố kinh tế vĩ mô Kết luận hàm ý: Khi có bất ổn kinh tế vĩ mơ, cơng ty khơng lường trước tình hình rủi ro cho tương lai, có xu hướng thu hẹp đầu tư, lo sợ vấn đề kinh tế ảnh hưởng đến doanh nghiệp TỪ KHÓA: kinh tế vĩ mô, đặc thù doanh nghiệp, định đầu tư, khơng chắn, rủi ro PHỤ LỤC 7: MƠ HÌNH HỒI QUY KẾT HỢP BIẾN TỐC ĐỘ TĂNG TRƯỞNG DOANH THU Mơ hình kết hợp biến khơng chắn µ cpi biến φ sales : * Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM, REM: - Mơ hình Pooled OLS: IK IK Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] L1 IK2 4273506 0389616 10.97 0.000 3508348 5038665 LD BK -.1960708 0995944 -1.97 0.049 -.3916624 -.0004793 L1 RBK -.0138217 0108714 -1.27 0.204 -.0351718 0075284 LD SK -.7190257 2102296 -3.42 0.001 -1.131891 -.3061601 L1 GS 0108662 0037207 2.92 0.004 0035593 0181731 L1 cv_cpi 0040909 0077917 0.53 0.600 -.0112111 0193929 L1 usale 19.18257 22.31921 0.86 0.390 -24.64968 63.01482 L1 _cons -.0124164 0164008 016317 0065217 -0.76 2.51 0.447 0.012 -.0444611 003593 0196282 0292086 - Mơ hình FEM, kiểm định chọn lựa Pooled OLS FEM: IK IK Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] L1 IK2 1028574 0496194 2.07 0.039 005383 2003318 LD BK 1864603 1031485 1.81 0.071 -.0161689 3890895 L1 RBK -.1099923 0249944 -4.40 0.000 -.1590923 -.0608922 LD SK -.3084207 2062884 -1.50 0.135 -.7136623 0968208 L1 GS 0080383 0097576 0.82 0.410 -.0111299 0272064 L1 cv_cpi -.0058935 0083773 -0.70 0.482 -.0223502 0105631 L1 usale 31.08154 21.60717 1.44 0.151 -11.36449 73.52757 L1 _cons -.0029331 0611017 0311969 0155161 -0.09 3.94 0.925 0.000 -.0642176 0306212 0583513 0915822 sigma_u 03943829 sigma_e 05065332 rho 37741487 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(76, 531) = 2.09 Prob > F = 0.0000 - Mơ hình REM: IK Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] IK L1 IK2 4273506 0389616 10.97 0.000 3509873 5037139 LD BK -.1960708 0995944 -1.97 0.049 -.3912724 -.0008693 L1 RBK -.0138217 0108714 -1.27 0.204 -.0351292 0074859 LD SK -.7190257 2102296 -3.42 0.001 -1.131068 -.3069833 L1 GS 0108662 0037207 2.92 0.003 0035738 0181585 L1 cv_cpi 0040909 0077917 0.53 0.600 -.0111806 0193624 L1 usale 19.18257 22.31921 0.86 0.390 -24.56228 62.92742 L1 _cons -.0124164 0164008 016317 0065217 -0.76 2.51 0.447 0.012 -.0443972 0036186 0195643 0291831 sigma_u sigma_e rho 05065332 (fraction of variance due to u_i) - Kiểm định chọn lựa Pooled OLS REM: Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects IK[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] Estimated results: Var IK e u Test: sd = sqrt(Var) 0036549 0025658 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0604558 0506533 0.00 1.0000 - Kiểm định chọn lựa FEM REM: Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 146.37 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) * Kiểm tra tượng đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai thay đổi: - Kiểm tra tượng đa cộng tuyến: - Variable IK2 VIF 1/VIF LD IK L1 SK L1 usale L1 RBK LD cv_cpi L1 GS L1 BK L1 Mean VIF 1.41 0.711285 1.41 0.711460 1.29 0.775253 1.28 0.782922 1.20 0.833284 1.16 0.865020 1.07 0.931418 1.06 1.23 0.941036 Kiểm tra tượng tự tương quan: Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 76) = 58.111 Prob > F = 0.0000 - Kiểm tra tượng phương sai thay đổi: Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (77) = Prob>chi2 = * 19393.11 Ước lượng GMM: 0.0000 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Number of obs Time variable : year Number of instruments = 59 Wald chi2(8) = 2290.48 Prob > chi2 = 0.000 IK Coef Number of groups = 77 Obs per group: = avg = 8.00 max = P>|z| [95% Conf Interval] Std Err z = 616 IK L1 IK2 2127297 0173603 12.25 0.000 1787042 2467552 LD BK 2291135 0217469 10.54 0.000 1864905 2717366 L1 RBK -.0289321 006251 -4.63 0.000 -.0411837 -.0166804 LD SK -.3856812 1108364 -3.48 0.001 -.6029166 -.1684459 L1 GS 0174905 0022792 7.67 0.000 0130232 0219577 L1 cv_cpi 0181707 0040747 4.46 0.000 0101845 026157 L1 usale -17.24463 7.852235 -2.20 0.028 -32.63473 -1.854536 L1 _cons -.0192547 0277628 0071785 0039715 -2.68 6.99 0.007 0.000 -.0333243 0199787 -.005185 0355469 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L2.GS L.SK L.BK L2.cv_cpi L.usale) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) Instruments for levels equation Standard L2.GS L.SK L.BK L2.cv_cpi L.usale _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.44 Pr > z = 0.001 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.88 Pr > z = 0.377 Sargan test of overid restrictions: chi2(50) = 60.65 Prob > chi2 = 0.144 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(50) = 58.54 (Robust, but weakened by many instruments.) Mơ hình kết hợp biến khơng chắn µ cpi Prob > chi2 = 0.191 biến φ resid^2 * Kiểm định lựa chọn mô hình Pooled OLS, FEM, REM: : - Mơ hình Pooled OLS: IK IK Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] L1 IK2 4249478 0389338 10.91 0.000 3484866 5014091 LD BK -.183557 0998722 -1.84 0.067 -.3796939 01258 L1 RBK -.0145724 0107461 -1.36 0.176 -.0356764 0065316 LD SK -.7023663 2102635 -3.34 0.001 -1.115299 -.2894341 L1 GS 0110686 0034579 3.20 0.001 0042778 0178594 L1 cv_cpi 0072388 0080396 0.90 0.368 -.00855 0230277 L1 uresid2 19.41878 22.28599 0.87 0.384 -24.34823 63.18578 L1 _cons -.020856 0144737 0134197 0063783 -1.55 2.27 0.121 0.024 -.0472106 0019474 0054986 0269999 - Mơ hình FEM, kiểm định chọn lựa Pooled OLS FEM: IK Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] IK L1 IK2 1027681 0495778 2.07 0.039 0053753 2001608 LD BK 1871203 1031423 1.81 0.070 -.0154968 3897373 L1 RBK -.1099627 0250242 -4.39 0.000 -.1591213 -.0608042 LD SK -.3071309 2067824 -1.49 0.138 -.7133429 0990811 L1 GS 0080513 00984 0.82 0.414 -.0112789 0273814 L1 cv_cpi -.0057837 008567 -0.68 0.500 -.0226131 0110456 L1 uresid2 30.95771 21.60792 1.43 0.153 -11.48979 73.40521 L1 _cons -.0011694 0604871 0140497 0151714 -0.08 3.99 0.934 0.000 -.0287691 0306838 0264304 0902905 sigma_u sigma_e rho 03940271 05065341 37698997 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(76, 531) = 2.07 Prob > F = 0.0000 - Mơ hình REM: IK IK Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] L1 IK2 4249478 0389338 10.91 0.000 3486391 5012566 LD BK -.183557 0998722 -1.84 0.066 -.3793028 0121889 L1 RBK -.0145724 0107461 -1.36 0.175 -.0356343 0064896 LD SK -.7023663 2102635 -3.34 0.001 -1.114475 -.2902575 L1 GS 0110686 0034579 3.20 0.001 0042913 0178459 L1 cv_cpi 0072388 0080396 0.90 0.368 -.0085185 0229962 L1 uresid2 19.41878 22.28599 0.87 0.384 -24.26096 63.09851 L1 _cons -.020856 0144737 0134197 0063783 -1.55 2.27 0.120 0.023 -.0471581 0019724 0054461 026975 sigma_u sigma_e rho 05065341 (fraction of variance due to u_i) - Kiểm định chọn lựa Pooled OLS REM: Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects IK[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] Estimated results: sd = sqrt(Var) Var IK e u Test: 0036549 0025658 0604558 0506534 0 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 - Kiểm định chọn lựa FEM REM: Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 142.10 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) * Kiểm tra tượng đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai thay đổi: - Kiểm tra tượng đa cộng tuyến: Variable IK2 VIF 1/VIF LD IK L1 RBK LD uresid2 L1 cv_cpi L1 GS L1 SK L1 BK L1 Mean VIF 1.42 0.705204 1.41 0.710330 1.20 0.830505 1.19 0.843023 1.16 0.864987 1.15 0.872227 1.12 0.894857 1.04 1.21 0.960208 - Kiểm tra tượng tự tương quan: Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 76) = 57.492 Prob > F = 0.0000 - Kiểm tra tượng phương sai thay đổi: Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (77) = Prob>chi2 = * 19479.72 0.0000 Ước lượng GMM: Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Time variable : year Number of instruments = 72 Wald chi2(8) = 16739.42 Prob > chi2 = 0.000 IK Coef Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err = = = = = 616 77 8.00 z P>|z| [95% Conf Interval] IK L1 IK2 2272015 0083579 27.18 0.000 2108203 2435827 LD BK 2178238 0119107 18.29 0.000 1944792 2411684 L1 RBK -.0276919 0037067 -7.47 0.000 -.0349569 -.020427 LD SK -.1941057 0491856 -3.95 0.000 -.2905076 -.0977037 L1 GS 0170625 0011454 14.90 0.000 0148175 0193075 L1 cv_cpi 0046635 0018241 2.56 0.011 0010884 0082386 L1 uresid2 -8.868315 2.660662 -3.33 0.001 -14.08312 -3.653513 L1 _cons -.0221069 0253344 0025643 0023175 -8.62 10.93 0.000 0.000 -.0271328 0207922 -.017081 0298767 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.GS L.SK L.BK L2.cv_cpi L.uresid2) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/3).(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) Instruments for levels equation Standard L.GS L.SK L.BK L2.cv_cpi L.uresid2 _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.001 0.374 Sargan test of overid restrictions: chi2(63) = 74.01 Prob > chi2 = (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(63) = 66.18 Prob > chi2 = (Robust, but weakened by many instruments.) 0.162 Mơ hình kết hợp biến khơng chắn µ ipi -3.35 -0.89 biến φ sales * Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM, REM: : 0.368 Mơ hình Pooled OLS: IK IK Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] L1 IK2 4272299 0389216 10.98 0.000 3507926 5036671 LD BK -.1983828 0995123 -1.99 0.047 -.3938129 -.0029527 L1 RBK -.0142429 0108584 -1.31 0.190 -.0355674 0070816 LD SK -.7218484 2047613 -3.53 0.000 -1.123975 -.3197219 L1 GS 0107064 0037176 2.88 0.004 0034056 0180073 L1 cv_ipi 0036875 007777 0.47 0.636 -.0115855 0189606 L1 usale -.0566031 0426726 -1.33 0.185 -.1404069 0272007 L1 _cons -.0115171 0269555 0163179 0082602 -0.71 3.26 0.481 0.001 -.0435635 0107334 0205293 0431776 - Mơ hình FEM, kiểm định chọn lựa Pooled OLS FEM: IK Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] IK L1 IK2 0994185 0494383 2.01 0.045 0022999 1965371 LD BK 1860769 1027487 1.81 0.071 -.0157669 3879207 L1 RBK -.1147651 0250393 -4.58 0.000 -.1639534 -.0655769 LD SK -.3073156 1997119 -1.54 0.124 -.699638 0850068 L1 GS 006318 0097162 0.65 0.516 -.0127688 0254048 L1 cv_ipi -.0063741 0083568 -0.76 0.446 -.0227906 0100423 L1 usale -.0925408 041047 -2.25 0.025 -.1731752 -.0119063 L1 _cons 0025252 080442 0311446 0176932 0.08 4.55 0.935 0.000 -.0586566 0456848 0637069 1151993 sigma_u 04019243 sigma_e rho 05051075 38769425 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(76, 531) = 2.13 Prob > F = 0.0000 - Mơ hình REM: IK IK Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] L1 IK2 4272299 0389216 10.98 0.000 350945 5035147 LD BK -.1983828 0995123 -1.99 0.046 -.3934232 -.0033423 L1 RBK -.0142429 0108584 -1.31 0.190 -.0355249 0070391 LD SK -.7218484 2047613 -3.53 0.000 -1.123173 -.3205237 L1 GS 0107064 0037176 2.88 0.004 0034201 0179927 L1 cv_ipi 0036875 007777 0.47 0.635 -.0115551 0189301 L1 usale -.0566031 0426726 -1.33 0.185 -.1402398 0270336 L1 _cons -.0115171 0269555 0163179 0082602 -0.71 3.26 0.480 0.001 -.0434996 0107657 0204654 0431453 sigma_u sigma_e rho 05051075 (fraction of variance due to u_i) - Kiểm định chọn lựa Pooled OLS REM: Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects IK[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] Estimated results: Test: Var sd = sqrt(Var) IK 0036549 0604558 e u 0025513 0505107 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 - Kiểm định chọn lựa FEM REM: Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 154.22 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) * Kiểm tra tượng đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai thay đổi: - Kiểm tra tượng đa cộng tuyến: Variable IK2 VIF 1/VIF LD IK L1 SK L1 usale L1 RBK LD cv_ipi L1 GS L1 BK L1 Mean VIF 1.41 0.711266 1.41 0.711729 1.29 0.775239 1.28 0.781526 1.14 0.876912 1.09 0.919677 1.07 0.933383 1.06 1.22 0.941713 - Kiểm tra tượng tự tương quan: Wooldridge test for autocorrelation H0: no first order autocorrelation F( 1, 76) = 59.091 Prob > F = 0.0000 in panel data - Kiểm tra tượng phương sai thay đổi: Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (77) = Prob>chi2 = * 26187.69 0.0000 Ước lượng GMM: Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: firm Time variable : year Number of instruments = 59 Wald chi2(8) = 2003.67 Prob > chi2 = 0.000 IK Coef Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err z = = = = = 616 77 8.00 P>|z| [95% Conf Interval] IK L1 IK2 1933175 0127416 15.17 0.000 1683444 2182906 LD BK 2311364 0185492 12.46 0.000 1947806 2674922 L1 RBK -.0241088 0056628 -4.26 0.000 -.0352076 -.0130099 LD SK -.519182 0995401 -5.22 0.000 -.714277 -.3240869 L1 GS 0149529 0025449 5.88 0.000 009965 0199408 L1 cv_ipi 0035161 0023973 1.47 0.142 -.0011825 0082148 L1 usale -.0807403 0098453 -8.20 0.000 -.1000367 -.061444 L1 _cons -.0215189 0384444 0080883 0046711 -2.66 8.23 0.008 0.000 -.0373717 0292892 -.0056661 0475996 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.GS L.SK L.BK L2.cv_ipi L.usale) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) Instruments for levels equation Standard L.GS L.SK L.BK L2.cv_ipi L.usale _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.IK L3D.IK2 L2D.RBK) 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 Pr > z = Pr > z = 0.001 0.379 overid restrictions: chi2(50) = 59.21 Prob > chi2 = but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(50) = 51.22 Prob > chi2 = weakened by many instruments.) 0.175 Mơ hình kết hợp biến khơng chắn µ ipi -3.38 -0.88 biến φ resid^2 * Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM, REM: : 0.426 Mơ hình Pooled OLS: IK IK Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] L1 IK2 4249617 038897 10.93 0.000 3485727 5013507 LD BK -.186334 0998057 -1.87 0.062 -.3823404 0096724 L1 RBK -.0149293 0107339 -1.39 0.165 -.0360094 0061508 LD SK -.7030044 2049746 -3.43 0.001 -1.10555 -.3004589 L1 GS 0109469 0034544 3.17 0.002 0041628 0177309 L1 cv_ipi 0067439 0080418 0.84 0.402 -.0090493 0225372 L1 uresid2 -.0544624 0426379 -1.28 0.202 -.1381982 0292733 L1 _cons -.0198536 0248772 0134295 0082104 -1.48 3.03 0.140 0.003 -.0462275 008753 0065203 0410014 - Mơ hình FEM, kiểm định chọn lựa Pooled OLS FEM: IK Coef L1 .0994193 LD Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 0493807 2.01 0.045 0024139 1964248 1854022 1027222 1.80 0.072 -.0163896 387194 L1 -.1148409 0250774 -4.58 0.000 -.1641041 -.0655778 LD -.3086099 2003472 -1.54 0.124 -.7021802 0849605 L1 .0062551 0097935 0.64 0.523 -.0129837 0254938 L1 cv_ipi -.0065136 0085523 -0.76 0.447 -.0233141 0102868 L1 uresid2 -.0927461 0411872 -2.25 0.025 -.173656 -.0118362 L1 _cons 0013493 0810806 0140735 0176645 0.10 4.59 0.924 0.000 -.0262973 0463797 028996 1157814 IK IK2 BK RBK SK GS sigma_u 0402401 sigma_e rho 05051062 3882583 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(76, 531) = 2.10 Prob > F = 0.0000 - Mơ hình REM: IK IK Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] L1 IK2 4249617 038897 10.93 0.000 348725 5011984 LD BK -.186334 0998057 -1.87 0.062 -.3819495 0092815 L1 RBK -.0149293 0107339 -1.39 0.164 -.0359674 0061088 LD SK -.7030044 2049746 -3.43 0.001 -1.104747 -.3012616 L1 GS 0109469 0034544 3.17 0.002 0041764 0177173 L1 cv_ipi 0067439 0080418 0.84 0.402 -.0090178 0225057 L1 uresid2 -.0544624 0426379 -1.28 0.201 -.1380313 0291064 L1 _cons -.0198536 0248772 0134295 0082104 -1.48 3.03 0.139 0.002 -.0461749 0087851 0064677 0409692 sigma_u sigma_e rho 05051062 (fraction of variance due to u_i) - Kiểm định chọn lựa Pooled OLS REM: Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects IK[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] Estimated results: Var 0036549 0025513 IK e u Test: sd = sqrt(Var) Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0604558 0505106 0.00 1.0000 - Kiểm định chọn lựa FEM REM: Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 153.39 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) ... hệ yếu tố đặc thù doanh nghiệp độ bất ổn yếu tố vĩ mô kinh tế ảnh hưởng đến định đầu tư doanh nghiệp sản xuất Việt Nam, nghiên cứu xác định rõ có ảnh hưởng hay không, mức độ ảnh hưởng nhân tố đến. .. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ YẾN NHUNG ẢNH HƯỞNG CỦA ĐỘ BẤT ỔN TRONG CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ CỦA NỀN KINH TẾ ĐẾN QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CỦA CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành:... hợp yếu tố đặc thù doanh nghiệp với yếu tố vĩ mô kinh tế (đại diện CPI, IPI), từ giúp nhà quản lý nhà đầu tư hiểu yếu tố đặc thù doanh nghiệp yếu tố vĩ mơ ảnh hưởng đến định đầu tư doanh nghiệp,