(Luận văn thạc sĩ) ảnh hưởng của biến động giá dầu lên các quyết định đầu tư chiến lược công ty

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH ********* LÊ THỊ MINH HƯƠNG ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG GIÁ DẦU LÊN CÁC QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CHIẾN LƯỢC CÔNG TY LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP.Hồ Chí Minh – Năm 2013 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH ********* LÊ THỊ MINH HƯƠNG ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG GIÁ DẦU LÊN CÁC QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƯ CHIẾN LƯỢC CƠNG TY Chun Ngành : Tài – Ngân hàng Mã số : 63040201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người Hướng Dẫn Khoa Học: PGS TS NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG TP.Hồ Chí Minh – Năm 2013 LỜI CAM ĐOAN Luận văn “ Ảnh hưởng biến động giá dầu lên định đầu tư chiến lược công ty” thực từ tháng 5/2013 đến tháng 9/2013 Tơi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu riêng Số liệu kết nghiên cứu luận văn hoàn toàn trung thực, chưa sử dụng cho mục đích khác Nguồn liệu thơ trích dẫn nguồn rỏ ràng bài, cịn kết tính tốn tác giả thực TP.Hồ Chính Minh, Ngày tháng năm 2013 Tác giả Lê Thị Minh Hương MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan MỤC LỤC Danh mục bảng biểu đồ thị sử dụng luận văn TÓM TẮT CHƯƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Giới thiệu tổng quát 1.2 Mối liên hệ biến động giá dầu giới với biến động giá xăng Việt Nam CHƯƠNG TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.2 Tổng quan kết nghiên cứu 15 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 18 3.1 Mơ hình thực nghiệm 18 3.2 Phương pháp ước lượng 19 3.2.1 Phương pháp GMM 19 3.2.2 Phương pháp GMM liệu bảng động 22 3.2.2.1 Phương pháp Arellano Bond (1991) 22 3.2.2.2 Phương pháp System GMM 23 3.2.3 Kiểm định tính hiệu lực cho mơ hình GMM 27 3.3 Dữ liệu 28 3.3.1 Chọn mẫu nghiên cứu 28 3.3.2 Định nghĩa biến 29 3.3.3 Kiểm định nghiệm đơn vị 31 CHƯƠNG KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM 35 4.1 Thống kê mô tả biến 35 4.2 Kết thực nghiệm 36 4.3 Kết kiểm định tính phù hợp cho mơ hình GMM 41 CHƯƠNG KẾT LUẬN 45 5.1 Kết luận 45 5.2 Hạn chế đề tài 46 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU SỬ DỤNG TRONG LUẬN VĂN Bảng 1.1 Thống kê mô tả Bảng 3.1 Tóm tắt biến nghiên cứu mơ hình Bảng 3.2 Hệ số nghiệm đơn vị Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến Bảng 4.2 Hệ số tương quan Bảng 4.3 Tổng hợp kết ước lượng DANH MỤC ĐỒ THỊ SỬ DỤNG TRONG LUẬN VĂN Biểu đồ 1.1 Biến động giá dầu giới giá xăng Việt Nam theo quý Biểu đồ 1.2 Diễn biến giá dầu thô giới giá xăng A92 Việt Nam TÓM TẮT Luận văn nghiên cứu biến động giá dầu ảnh hưởng đến định đầu tư chiến lược công ty Việt Nam, giai đoạn nghiên cứu từ năm 2006 đến 2012 Dùng lý thuyết quyền chọn thực để xây dựng mơ hình đầu tư chiến lược cơng ty thấy thay đổi biến động giá dầu có tác động đến định đầu tư chiến lược cơng ty Mơ hình ước lượng dùng kỷ thuật ước lượng GMM cho liệu bảng động Kết thực nghiệm cho thấy có mối liên hệ chữ U ngược biến động giá dầu đầu tư chiến lược công ty Điều ngược với dự đốn từ lý thuyết quyền chọn thực Ngồi yếu tố biến động giá dầu, mơ hình cịn đưa thêm biến dòng tiền Topin’s Q vào nghiên cứu nhằm có nhìn tổng qt cho mơ hình đầu tư chiến lược cơng ty Kết hữu ích cho người định, nhà đầu tư, quản lý, người làm sách người cần định đầu tư chiến lược giới bất định Từ khóa: Giá dầu, quyền chọn thực, đầu tư chiến lược, biến động CHƯƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Giới thiệu tổng quát Đầu tư chiến lược định nghĩa đầu tư cung cấp lợi ích cho tồn tổ chức khơng phải phận định đầu tư (Milgrom and Roberts, 1992,p.454) Đầu tư chiến lược định quan trọng mà doanh nghiệp định nhiều khoảng đầu tư tạo lợi cạnh tranh nhờ việc cắt giảm chi phí tạo khác biệt sản phẩm (Porter, 1980, 1998; Makadok,2003) Trong hồn cảnh lý tưởng thơng tin hồn hảo khơng có bất ổn, cơng ty tối đa hóa lợi nhuận từ việc xác định đầu tư tối ưu Tuy nhiên thực tế thường khó để cơng ty xác định khoảng đầu tư tối ưu mà thường “đầu tư mức” “đầu tư vượt mức” Điều đặc biệt trường hợp định đầu tư thực từ thông tin hồn hảo Các cơng ty ln đối mặt với bất ổn từ nhiều nguồn khác rủi ro giá đầu ra, rủi ro giá yếu tố đầu vào, rủi ro tỷ giá hối đoái chí rủi ro từ sách nhà nước (Pindyck, 1991; Dixit and Pindyck, 1994) Rủi ro hay bất ổn tình ta khơng biết chắn chuyện xảy khả xảy biến cố Tuy nhiên tác động để thay đổi xác suất xuất kết biến cố Rủi ro ảnh hưởng khơng lên giá trị định đầu tư mà tác động lên giá trị doanh nghiệp (Miller, 1998) Nguồn rủi ro giá dầu chứng minh khứ nguồn quan trọng ảnh hưởng đến việc định đầu tư mối quan tâm lớn tương lai Bernanke (1983) cho để tối ưu, cơng ty nên hỗn lại chi phí đầu tư mà khơng thể thay đổi (irreversible) nhìn thấy rủi ro giá dầu tương lai gia tăng Bernanke (1983) xây dựng mơ hình tiêu biểu cho cơng ty phải đấu tranh để lựa chọn định đầu tư vốn cho tiết kiệm lượng (energy-efficient capital) hay tăng vốn cho không hiệu lượng (energyinefficient capital) Tăng rủi ro giá dầu làm tăng giá trị quyền chọn chờ đợi đầu tư Khi doanh nghiệp đợi thông tin liên quan đến rủi ro giá dầu, họ từ bỏ lợi nhuận từ việc định sớm Tuy nhiên, đợi thêm thông tin hạn chế định sửa chữa Khi mức rủi ro giá dầu mà gia tăng, làm tăng giá trị quyền chọn chờ đợi đầu tư giảm khuyến khích đầu tư Biến động giá dầu tác động đến định đầu tư biến động giá dầu cao rủi ro lượng đầu vào lớn mà điều ảnh hưởng đến suất cận biên vốn (Pindyck, 1991) Phù hợp với lý thuyết quyền chọn thực, đối mặt với gia tăng rủi ro, cơng ty thường hỗn định đầu tư có giá trị quyền chọn việc chờ đợi để giải bất ổn (Pindyck,1991; Dixit and Pindyck, 1994) Các tài liệu gần quyền chọn chiến lược tăng trưởng quyền chọn kết hợp nhấn mạnh cơng ty khơng có kiểm sốt độc quyền từ hội đầu tư thị trường cạnh tranh khơng hồn hảo, có hai ảnh hưởng giá trị quyền chọn quyền chọn chờ đợi để giải bất ổn quyền chọn tăng trưởng công ty (Kulatilaka and Perotti, 1998) Khi đối mặt với rủi ro, cơng ty thường hỗn đầu tư bất ổn giải Tuy nhiên không đầu tư làm chậm trễ khả chiếm lĩnh thị phần hay tăng trưởng công ty, điều cho phép đối thủ cạnh tranh chiếm lấy hội Hai ảnh hưởng dẫn đến phát sinh mối quan hệ chử U đầu tư rủi ro Biến động giá dầu chủ đề quan trọng cần quan tâm dầu yếu tố đầu vào cần thiết cho hầu hết sản phẩm dịch vụ (như ngành vận tải) Trong hầu hết công ty không tiêu thụ dầu thô, họ tiêu thụ xăng, dầu đốt nóng nhiên liệu phản lực, mà tất sản phẩm làm từ dầu thô Tuy nhiên giá sản phẩm biến động với giá dầu giới, xem thực nghiệm phần 1.2 Mối liên hệ biến động giá dầu giới với biến động giá xăng Việt Nam Vì nghiên cứu sử dụng liệu biến động giá dầu thô giới làm biến nghiên cứu mơ hình đầu tư cơng ty Việt Nam, nên phần nghiên cứu phụ nhằm mục đích cho thấy gắn kết biến động giá dầu thô giới giá xăng Việt Nam Dữ liệu : + Giá xăng A92 Việt Nam → Nguồn : xangdau.net + Giá dầu thô giới → Nguồn: EIA – Cơ quan Thông tin Năng lượng Mỹ + Thời gian: Năm 2005 đến năm 2012, năm + Lấy giá đóng cửa hàng ngày tính biến động giá dầu (%) theo q, cơng thức tính biến động dựa theo cơng thức Sadorsky (2008) sau: N �(rt0 − E(rt0 ))2 √N ot = � N−1 t=1 Trong : • rt0 tỷ suất sinh lợi giá dầu hàng ngày, rt = 100 ln(pt/pt-1), với pt giá dầu đóng cửa hàng ngày • E(rt0) giá trị trung bình tỷ suất sinh lợi hàng quý • N số ngày giao dịch quý (N ≈ 63) Kết thực nghiệm :  Thống kê mô tả: Bảng 1.1 Thống kê mô tả Variable Obs Mean Std Dev Min Max Oilvn 32 8.01 12.09 52.84 Oiltg 32 17.81 8.14 10.69 47.51 Tobin, J., 1969 A general equilibrium approach to monetary theory Journal of Money, Credit, and Banking 1, 15–29 Uri, N.D., 1980 Energy as a determinant of investment behavior Energy Economics 2, 179–183 Whited, T.M., 2006 External finance constraints and the intertemporal pattern of intermittent investment Journal of Financial Economics 81, 467–502 Yoon, K.H., Ratti, R.A., in press Energy price uncertainty, energy intensity and firm investment, Energy Economics, doi:10.1016/j.eneco.2010.04.011 PHỤ LỤC KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM Kết chạy GMM kiểm định Hansen :  Kết chạy GMM : GMM estimation Number of parameters = 10 Number of moments = 39 Initial weight matrix: XT D GMM weight matrix: HAC Bartlett 397 Coef /b1 /b2 /b3 /b4 /b5 /b6 /b7 /b8 /b9 /b10 956646 -.2289197 3028592 0088279 -.0150033 0164505 0331079 -.0001566 -.0003892 -.9969971 Number of obs HAC Std Err .0010216 0035859 0059648 0007007 0002315 0011389 0014683 0000124 0000168 0512408 z 936.38 -63.84 50.77 12.60 -64.80 14.44 22.55 -12.62 -23.23 -19.46  Kiểm định Hansen: Test of overidentifying restriction: Hansen's J chi2(29) = 10.0462 (p = 0.9996) P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 = 342 [95% Conf Interval] 9546436 -.235948 2911684 0074546 -.0154571 0142183 0302302 -.0001809 -.0004221 -1.097427 9586483 -.2218915 3145501 0102012 -.0145494 0186827 0359857 -.0001323 -.0003564 -.8965669 Kết chạy GMM-DIF1 , GMM-DIF2 kiểm định Sargan kiểm định Arellano-Bond 2.1 GMM-DIF1: Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: firm Time variable: year Number of obs Number of groups = = 285 57 = avg = max = 5 Wald chi2(9) Prob > chi2 = = 435.42 0.0000 Obs per group: Number of instruments = 45 Two-step results ik ik L1 cfk L1 q L1 oilvol L1 oilvolsq L1 _cons Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 36109 0456944 7.90 0.000 2715306 4506494 -.1951039 -.0184765 0278848 0394225 -7.00 -0.47 0.000 0.639 -.2497571 -.0957432 -.1404506 0587902 0119599 0033366 0019208 0014886 6.23 2.24 0.000 0.025 0081952 0004189 0157246 0062542 0344041 0502784 0079708 0099437 4.32 5.06 0.000 0.000 0187815 030789 0500266 0697678 -.0003632 -.0005758 -1.48449 0000874 0001134 3597069 -4.15 -5.08 -4.13 0.000 0.000 0.000 -.0005346 -.0007981 -2.189503 -.0001919 -.0003535 -.7794778  Kiểm định Sargan : Sargan test of overidentifying restrictions H0: overidentifying restrictions are valid chi2(35) = 39.40815 Prob > chi2 = 0.2792  Kiểm định Arellano-Bond: Arellano-Bond test for zero autocorrelation in first-differenced errors Order z Prob > z -3.1214 0.0018 -.47345 0.6359 H0: no autocorrelation 2.2 GMM-DIF2: Arellano-Bond dynamic panel-data estimation Group variable: firm Time variable: year Number of obs Number of groups Obs per group: Number of instruments = 25 = = 285 57 = avg = max = 5 = = 91.24 0.0000 Wald chi2(9) Prob > chi2 Two-step results ik Coef Std Err ik L1 .3158554 1111024 cfk L1 -.2401355 -.1956959 q L1 z P>|z| [95% Conf Interval] 2.84 0.004 0980988 533612 0509778 0834242 -4.71 -2.35 0.000 0.019 -.3400502 -.3592043 -.1402207 -.0321874 0185999 0041499 0038481 0032896 4.83 1.26 0.000 0.207 0110578 -.0022975 0261421 0105973 oilvol L1 .0419808 0592797 012309 0153586 3.41 3.86 0.001 0.000 0178556 0291774 066106 0893821 oilvolsq L1 -.000447 -.0006768 0001352 0001749 -3.31 -3.87 0.001 0.000 -.000712 -.0010197 -.0001821 -.0003339 _cons -1.768992 5491608 -3.22 0.001 -2.845327 -.6926561  Kiểm định Sargan: Sargan test of overidentifying restrictions H0: overidentifying restrictions are valid chi2(15) = 15.75073 Prob > chi2 = 0.3988  Kiểm định Arellano-Bond: Arellano-Bond test for zero autocorrelation in first-differenced errors Order z Prob > z -3.355 0.0008 -.95392 0.3401 H0: no autocorrelation Kết chạy GMM-SYS1 , GMM-SYS2 kiểm định Sargan kiểm định Arellano-Bond 3.1 GMM-SYS1: System dynamic panel-data estimation Group variable: firm Time variable: year Number of obs Number of groups Obs per group: Number of instruments = 46 Coef Std Err ik L1 .6720144 029292 cfk L1 -.3725549 115383 q L1 342 57 = avg = max = 6 = = 4474.06 0.0000 Wald chi2(9) Prob > chi2 Two-step results ik = = z P>|z| [95% Conf Interval] 22.94 0.000 6146032 7294255 067384 1265882 -5.53 0.91 0.000 0.362 -.5046251 -.1327254 -.2404847 3634913 0214904 -.0086371 0099419 0026567 2.16 -3.25 0.031 0.001 0020047 -.0138441 0409762 -.0034302 oilvol L1 .0462802 0701995 0168764 02293 2.74 3.06 0.006 0.002 0132031 0252574 0793574 1151415 oilvolsq L1 -.0004895 -.0008053 0001835 0002621 -2.67 -3.07 0.008 0.002 -.0008492 -.001319 -.0001298 -.0002916 _cons -2.200007 776293 -2.83 0.005 -3.721513 -.6785007  Kiểm định Sargan: Sargan test of overidentifying restrictions H0: overidentifying restrictions are valid chi2(36) Prob > chi2 = = 42.54466 0.2100  Kiểm định Arellano-Bond: Arellano-Bond test for zero autocorrelation in first-differenced errors Order z -3.2544 63463 Prob > z 0.0011 0.5257 H0: no autocorrelation 3.2 GMM-SYS2: System dynamic panel-data estimation Group variable: firm Time variable: year Number of instruments = Number of obs Number of groups Obs per group: 29 Coef ik L1 .5765734 0406071 cfk L1 -.2778056 -.1711525 q L1 Std Err 342 57 = avg = max = 6 = = 480.79 0.0000 Wald chi2(9) Prob > chi2 Two-step results ik = = z P>|z| [95% Conf Interval] 14.20 0.000 4969849 6561619 0540544 0819817 -5.14 -2.09 0.000 0.037 -.3837504 -.3318337 -.1718608 -.0104713 0178511 0059524 0039335 002794 4.54 2.13 0.000 0.033 0101415 0004763 0255607 0114286 oilvol L1 .0401184 0550193 0122284 0151325 3.28 3.64 0.001 0.000 0161513 0253601 0640856 0846785 oilvolsq L1 -.0004272 -.0006274 0001341 0001721 -3.19 -3.64 0.001 0.000 -.0006901 -.0009647 -.0001643 -.00029 _cons -1.736393 5449806 -3.19 0.001 -2.804535 -.6682501  Kiểm định Sargan: Sargan test of overidentifying restrictions H0: overidentifying restrictions are valid chi2(19) = 21.07281 Prob > chi2 = 0.3328  Kiểm định Arellano-Bond: Arellano-Bond test for zero autocorrelation in first-differenced errors Order z -3.0582 -.23293 Prob > z 0.0022 0.8158 H0: no autocorrelation PHỤ LỤC KẾT QUẢ CHẠY OLS VÀ CÁC KIỂM ĐỊNH GIẢ THIẾT OLS 1) Kết OLS: SS Source df MS Model Residual 10.525378 2.62310769 332 1.16948644 007900927 Total 13.1484857 341 038558609 ik Coef Std Err ik L1 .8726285 0248191 cfk L1 -.0898143 -.0030932 q L1 t Number of obs F( 9, 332) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 342 148.02 0.0000 0.8005 0.7951 08889 P>|t| [95% Conf Interval] 35.16 0.000 8238061 921451 0874467 0902655 -1.03 -0.03 0.305 0.973 -.2618338 -.1806577 0822052 1744713 0137901 0012316 0062909 0050121 2.19 0.25 0.029 0.806 001415 -.008628 0261651 0110911 oilvol L1 .0465975 0697769 0176771 0210095 2.64 3.32 0.009 0.001 0118242 0284485 0813708 1111054 oilvolsq L1 -.0004935 -.0008027 0001941 0002395 -2.54 -3.35 0.011 0.001 -.0008754 -.0012739 -.0001115 -.0003316 _cons -2.277288 76045 -2.99 0.003 -3.773196 -.7813801 2) Kết kiểm định :  Kiểm định đa cộng tuyến: Variable oilvolsq L1 oilvol L1 oilvolsq q cfk L1 q L1 ik L1 Mean VIF VIF 1/VIF 3615.09 0.000277 3519.25 2593.16 2428.75 2.36 0.000284 0.000386 0.000412 0.423436 2.30 2.22 0.434536 0.450064 1.98 0.505889 1.05 0.955279 1351.80 Kết luận : Có đa cộng tuyến mạnh mối quan hệ xác định biến động giá dầu biến động giá dầu bình phương  Kiểm định phương sai thay đổi: White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2(45) Prob > chi2 = = 87.64 0.0001 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source chi2 df p Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 87.64 10.41 1.78 45 0.0001 0.3183 0.1820 Total 99.84 55 0.0002 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ik chi2(1) Prob > chi2 = = 62.40 0.0000 Kết luận : Có phương sai thay đổi hai phương pháp White test BreuschPagan test  Kiểm định tự tương quan: Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 56) = 31.712 Prob > F = 0.0000 Kết luận : Có tự tương quan bậc  Kiểm định nội sinh : Tests of endogeneity Ho: variables are exogenous Durbin (score) chi2(3) Wu-Hausman F(3,272) = = 13.1882 4.3991 Kết luận : Mơ hình thực nghiệm bị nội sinh (p = 0.0042) (p = 0.0048) PHỤ LỤC DỮ LIỆU Kết chạy Thống kê mô tả Hệ số tương quan: sum ik cfk q oilvol oilvolsq Variable Obs Mean ik cfk q oilvol oilvolsq 399 399 399 399 399 3127388 1298253 0585449 37.67484 1600.218 oilvol oilvolsq corr ik (obs=399) cfk ik cfk q oilvol oilvolsq q Std Dev .1975735 0817186 1.300569 13.46396 1180.971 ik cfk q 1.0000 -0.0203 0.0773 0.0464 0.0488 1.0000 0.4827 -0.0230 -0.0272 1.0000 -0.1649 -0.1674 Min Max 0149 -.1024 -1.4181 25.9416 672.9667 9382 5437 12.3401 62.0844 3854.473 oilvol oilvolsq 1.0000 0.9969 1.0000 Kết kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test):  Phương pháp dùng thống kê t hay F (Bond et al, 2003): hồi quy biến theo giá trị trễ kỳ để ước lượng hệ số α  Tiếp theo kiểm định Wald  Biến đầu tư : reg ik l.ik Source SS df MS Model Residual 10.274883 2.87360261 340 10.274883 008451772 Total 13.1484857 341 038558609 ik Coef ik L1 .8747828 0250891 _cons 04034 0092739 Std Err test l.ik=1 ( 1) L.ik = F( 1, 340) = Prob > F = 24.91 0.0000 t Number of obs F( 1, 340) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = 342 = 1215.71 = 0.0000 = 0.7814 = 0.7808 = 09193 P>|t| [95% Conf Interval] 34.87 0.000 8254333 9241323 4.35 0.000 0220985 0585815  Biến dòng tiền: reg cfk l.cfk Source SS df MS Model Residual 1.00541808 1.2902916 340 1.00541808 003794975 Total 2.29570968 341 006732286 cfk Coef Std Err cfk L1 .6712264 0412382 _cons 03672 0063948 Number of obs F( 1, 340) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t = = = = = = 342 264.93 0.0000 0.4380 0.4363 0616 P>|t| [95% Conf Interval] 16.28 0.000 5901121 7523406 5.74 0.000 0241416 0492984 test l.cfk=1 ( 1) L.cfk = F( 1, 340) = Prob > F = 63.56 0.0000  Biến Topin’s Q: reg q l.q Source SS df MS Model Residual 123.117914 348.363546 340 123.117914 1.02459866 Total 471.481459 341 1.38264358 q Coef Std Err q L1 .4450123 0405965 _cons -.1843155 0550201 test l.q=1 ( 1) L.q = F( 1, 340) = Prob > F = 186.89 0.0000 t Number of obs F( 1, 340) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 342 120.16 0.0000 0.2611 0.2590 1.0122 P>|t| [95% Conf Interval] 10.96 0.000 3651605 5248642 -3.35 0.001 -.2925382 -.0760928  Biến biến động giá dầu: reg oilvol l.oilvol Source SS df MS Model Residual 1740.68025 63826.091 340 1740.68025 187.723797 Total 65566.7713 341 192.277922 oilvol Coef oilvol L1 _cons Number of obs F( 1, 340) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 342 9.27 0.0025 0.0265 0.0237 13.701 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 1662305 0545897 3.05 0.003 0588544 2736066 32.74519 2.286755 14.32 0.000 28.24722 37.24316 test l.oilvol = ( 1) L.oilvol = F( 1, 340) = Prob > F = 233.28 0.0000  Biến biến động giá dầu bình phương: reg oilvolsq l.oilvolsq Source SS df MS Model Residual 15834469.4 493277304 340 15834469.4 1450815.6 Total 509111773 341 1492996.4 oilvolsq Coef oilvolsq L1 _cons 342 10.91 0.0011 0.0311 0.0283 1204.5 t P>|t| [95% Conf Interval] 1783306 0539797 3.30 0.001 0721544 2845068 1425.871 114.9534 12.40 0.000 1199.761 1651.98 L.oilvolsq = F( = = = = = = Std Err test l.oilvolsq = ( 1) Number of obs F( 1, 340) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 1, 340) = Prob > F = 231.70 0.0000 PHỤ LỤC KẾT QUẢ HỒI QUY CỦA MỤC 1.2  Kết chạy hồi quy biến động giá xăng Việt Nam theo biến động giá dầu giới, liệu chuỗi thời gian có 32 quan sát biến (từ quý năm 2005 đến quý năm 2012) tsset reg year time variable: delta: oilvn year, to 32 unit oiltg Source SS df MS Model Residual 1228.86573 3303.88794 30 1228.86573 110.129598 Total 4532.75368 31 146.21786 sum oilvn Coef oiltg _cons 7728959 -5.748408 oilvn Std Err .2313773 4.518629 Number of obs F( 1, 30) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t P>|t| 3.34 -1.27 0.002 0.213 = = = = = = 32 11.16 0.0022 0.2711 0.2468 10.494 [95% Conf Interval] 3003603 -14.97668 1.245431 3.479863 oiltg Variable Obs Mean oilvn oiltg 32 32 8.014928 17.80749 Std Dev 12.09206 8.146112 Min Max 10.6969 52.8419 47.5134  Các kiểm định liên quan : • Kiểm định tự tương quan bậc : estat dwatson Durbin-Watson d-statistic( 2, 32) = 2.10196 estat durbinalt Durbin's alternative test for autocorrelation lags(p) chi2 df Prob > chi2 0.114 0.7352 H0: no serial correlation • Kiểm định phương sai thay đổi : imtest, white White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity chi2(2) Prob > chi2 = = 13.55 0.0011 Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source chi2 df p Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 13.55 0.77 2.15 1 0.0011 0.3797 0.1424 Total 16.47 0.0025 PHỤ LỤC DANH SÁCH CÔNG TY TRONG MẪU STT 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 CK ABT AGF BBC BHS BMC BMP BT6 CII CLC COM DHA DHG DMC DRC FMC FPT GIL GMC GMD HAP HBC HMC HRC HTV IMP ITA KDC KHA LBM LGC MCP NSC Tên công ty CTCP Xuất nhập Thủy sản Bến Tre CTCP Xuất nhập Thủy sản An Giang Công ty Cổ phần Bibica CTCP Đường Biên Hịa Cơng ty Cổ phần Khống sản Bình Định Cơng ty Cổ phần Nhựa Bình Minh Công ty Cổ phần Beton CTCP Đầu tư Hạ tầng Kỹ thuật TP.HCM Công ty Cổ phần Cát Lợi Công ty Cổ phần Vật tư - Xăng Dầu CTCP Hóa An CTCP Dược Hậu Giang CTCP Xuất nhập y tế DOMESCO Công ty Cổ phần Cao su Đà Nẵng Công ty Cổ phần Thực phẩm Sao Ta Công ty Cổ phần FPT CTCP Sản xuất Kinh doanh Xuất nhập Bình Thạnh CTCP Sản xuất Thương mại May Sài Gịn CTCP Đại lý Liên hiệp Vận chuyển Cơng ty Cổ phần Tập đoàn Hapaco CTCP Xây dựng Kinh doanh Địa ốc Hịa Bình Cơng ty Cổ phần Kim khí Thành phố Hồ Chí Minh Cơng ty Cổ phần Cao su Hịa Bình CTCP Vận tải Hà Tiên CTCP Dược phẩm Imexpharm CTCP Đầu tư Công nghiệp Tân Tạo CTCP Kinh Đô CTCP Xuất Nhập Khẩu Khánh Hội CTCP Khoáng sản Vật liệu Xây dựng Lâm Đồng Cơng ty Cổ phần Cơ khí - Điện Lữ Gia CTCP In Bao bì Mỹ Châu Cơng ty Cổ phần Giống trồng Trung Ương 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 CK PAC PGC PVD RAL REE SAM SCD SFC SFI SJD SJS SMC SSC TAC TDH TMS TNA TTP VIP VIS VNM VPK VSH VTB KHP Tên công ty CTCP Pin Ắc quy Miền Nam Tổng Công ty Gas Petrolimex - CTCP Tổng CTCP Khoan Dịch vụ Khoan Dầu khí Cơng ty Cổ phần Bóng đèn Phích nước Rạng Đông Công ty Cổ phần Cơ điện lạnh Công ty Cổ phần Đầu tư Phát triển Sacom Công ty Cổ phần Nước giải khát Chương Dương CTCP Nhiên liệu Sài Gịn Cơng ty Cổ phần Đại lý Vận tải Safi Công ty Cổ phần Thủy điện Cần Đơn CTCP Đầu tư Phát triển Đô thị Khu công nghiệp Sông Đà CTCP Đầu tư Thương mại SMC Công ty Cổ phần Giống Cây trồng Miền Nam Công ty Cổ phần Dầu thực vật Tường An CTCP Phát triển Nhà Thủ Đức CTCP Transimex-Saigon CTCP Thương mại Xuất nhập Thiên Nam CTCP Bao bì Nhựa Tân Tiến CTCP Vận tải Xăng dầu Vipco Công ty Cổ phần Thép Việt Ý Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam Cơng ty Cổ phần Bao Bì Dầu Thực vật CTCP Thủy Điện Vĩnh Sơn Sơng Hinh CTCP Viettronics Tân Bình Cơng ty Cổ phần Điện lực Khánh Hịa ... giá dầu lên đầu tư công ty mối quan hệ tuyến tính đơn giản? Mục tiêu nghiên cứu nghiên cứu ảnh hưởng biến động giá dầu lên định đầu tư chiến lược cơng ty, tìm điểm cực trị biến động giá dầu gây... tư chiến lược công ty Kết hữu ích cho người định, nhà đầu tư, quản lý, người làm sách người cần định đầu tư chiến lược giới bất định Từ khóa: Giá dầu, quyền chọn thực, đầu tư chiến lược, biến động. .. cứu 16 năm, nghiên cứu biến động giá dầu ảnh hưởng đến định đầu tư chiến lược công ty Kết thực nghiệm họ cho thấy có mối quan hệ hình chử U biến động giá dầu đầu tư công ty  Kết luận: Từ sở lý