Ảnh Hưởng Của Độ Bất Ổn Trong Các Yếu Tố Vĩ Mô Của Nền Kinh Tế

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 mô 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 mơ 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 Mô 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 Mơ hình tác động cố định GMM Mơ hình hồi quy moment tổng qt 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 mơ 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 môi trường kinh tế; đó, tác giả muốn xem xét tác động độ bất ổn yếu tố vĩ mô 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 mô 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 không 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 mơ Kết luận hàm ý: Khi có bất ổn kinh tế vĩ mô, công 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 KHĨA: kinh tế vĩ mơ, đặc thù doanh nghiệp, định đầu tư, không chắn, rủi ro ABSTRACT The reason to choose a topic: Firms alway exist and develop in an economic environment; Therefore, the author wants to consider how macroeconomic factors influences firms’ investment decision in Viet Nam Objectives: Finding relationship between investment decisions and macroeconomic factors (in addition to the Firm-specific factors that have been studied in many previous researches) to help economists and managers make the right decisions in each period of the economy Methods: The author uses panel data of Firms’ financial statements in Viet Nam in the period of 2009 to 2018 Macroeconomic factors are calculated by the conditional variances obtained by estimating the ARCH model for the consumer price index (CPI) and industrial production index (IPI) The Firm-specifics uncertainty factors (risk) are calculated based on the residual of the net revenue from the model of AR (1) The author replaces the elements one by one to consider impact on each other's Then, the author uses Generalized Method of Moments (GMM) to estimate the empirical model and minimize endogenous problems Results: The author realizes that Firm can reduce spending on investments when macroeconomic factors or Firm-specifics uncertainty factors (risk) increase In particular, macroeconomic factors have stronger impact than the Firm-specifics uncertainty factors (risk) on investment decisions; it means that investment decisions are more sensitive than macroeconomic factors Conclusion: On macroeconomic instability, the Firm not predict risks in the future, so the Firm will have tendency to narrow investments due to they think that economic issues affect their business KEYS: macroeconomics, Firm-specifics, investment decisions, uncertainty, risks * Chọn FEM hay REM: hausman FEM REM Coefficients (b) (B) FEM REM (b-B) Difference - Kiểm định chọn lựa Pooled OLS REM: xttest0 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E IK L1 .1028574 4273506 -.3244932 Breusch and IK2Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LD .1864603 -.1960708 3825311 IK[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] BK L1 -.1099923 -.0138217 -.0961706 Estimated results: RBK Var sd = sqrt(Var) LD -.3084207 -.7190257 410605 SK IK 0036549 0604558 L1 .0080383 0108662 -.0028279 e 0025658 0506533 GS u 0 L1 -.0058935 0040909 -.0099844 cv_cpi Test: Var(u) = L1 31.08154 chibar2(01) 19.18257 = 11.89897 0.00 usale Prob > chibar2 = 1.0000 L1 -.0029331 -.0124164 0094833 0307259 0268433 0225063 0090203 0030769 0265895 = consistent under - Kiểm định chọn lựa giữab FEM REM: 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) = 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 vif tra tượng đa cộng tuyến: Variable IK2 LD IK L1 SK L1 usale L1 RBK LD cv_cpi L1 GS L1 BK L1 Mean VIF VIF 1/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 0.941036 1.23 - Kiểm tra tượng tự tương quan: xtserial IK IK1 IK21 BK1 RBK1 SK1 GS1 cv_cpi1 usale1 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: xttest3 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 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) = 2290.48 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max IK Coef IK L1 .2127297 0173603 IK2 LD .2291135 BK L1 Std Err z = = = = = 616 77 8.00 P>|z| [95% Conf Interval] 12.25 0.000 1787042 2467552 0217469 10.54 0.000 1864905 2717366 -.0289321 006251 -4.63 0.000 -.0411837 -.0166804 RBK LD -.3856812 1108364 -3.48 0.001 -.6029166 -.1684459 SK L1 .0174905 0022792 7.67 0.000 0130232 0219577 GS L1 .0181707 0040747 4.46 0.000 0101845 026157 cv_cpi L1 -17.24463 7.852235 -2.20 0.028 -32.63473 -1.854536 usale L1 -.0192547 0071785 -2.68 0.007 -.0333243 -.005185 _cons 0277628 0039715 6.99 0.000 0199787 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 = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -3.44 -0.88 overid restrictions: chi2(50) = 60.65 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(50) = 58.54 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.001 0.377 Prob > chi2 = 0.144 Prob > chi2 = 0.191 Mơ hình kết hợp biến khơng chắn µcpi biến φresid^2: * Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM, REM: * Hồi quy OLS, FEM, REM: * Phương pháp Pool OLS: reg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_cpi l.uresid2 Source Model Residual SS df MS 482608755 1.76515521 607 060326094 002907999 - Mơ hình OLS: TotalPooled 2.24776396 615 003654901 IK Coef IK L1 .4249478 0389338 IK2 LD -.183557 BK L1 Std Err t Number of obs F(8, 607) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 616 20.74 0.0000 0.2147 0.2044 05393 P>|t| [95% Conf Interval] 10.91 0.000 3484866 5014091 0998722 -1.84 0.067 -.3796939 01258 -.0145724 0107461 -1.36 0.176 -.0356764 0065316 RBK LD -.7023663 2102635 -3.34 0.001 -1.115299 -.2894341 SK L1 .0110686 0034579 3.20 0.001 0042778 0178594 GS L1 .0072388 0080396 0.90 0.368 -.00855 * Phương pháp FEM: xtreg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_cpi l.uresid2, fe cv_cpi L1 (within) 19.41878 22.28599 0.87 0.384 Fixed-effects regression Number of-24.34823 obs = Group variable: firm Number of groups = uresid2 L1 -.020856 0134197 -1.55 0.121 -.0472106 R-sq: Obs per group: within = 0.0926 _cons = 0.0063 0144737 between overall = 0.0332 0063783 2.27 0.024 0230277 63.18578 616 77 0054986 = 0019474 avg = max = 0269999 8.0 = 6.77 0.0000 F(8,531) -corr(u_i, Mô hìnhXb)FEM, kiểm định chọn lựa Pooled OLS FEM: = -0.3758 Prob > F = IK Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] IK L1 .1027681 0495778 2.07 0.039 0053753 2001608 IK2 LD .1871203 1031423 1.81 0.070 -.0154968 3897373 BK L1 -.1099627 0250242 -4.39 0.000 -.1591213 -.0608042 RBK LD -.3071309 2067824 -1.49 0.138 -.7133429 0990811 SK L1 .0080513 00984 0.82 0.414 -.0112789 0273814 GS L1 -.0057837 008567 -0.68 0.500 -.0226131 0110456 cv_cpi L1 30.95771 21.60792 1.43 0.153 -11.48979 73.40521 uresid2 L1 -.0011694 0140497 -0.08 0.934 -.0287691 0264304 _cons 0604871 0151714 3.99 0.000 0306838 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 xtreg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_cpi l.uresid2, re Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 616 77 R-sq: within = 0.0349 between = 0.8397 overall = 0.2147 Obs per group: = avg = max = 8.0 -corr(u_i, Mơ hìnhX)REM: = Wald chi2(8) Prob > chi2 (assumed) IK Coef IK L1 .4249478 0389338 IK2 LD -.183557 BK L1 Std Err z = = 165.96 0.0000 P>|z| [95% Conf Interval] 10.91 0.000 3486391 5012566 0998722 -1.84 0.066 -.3793028 0121889 -.0145724 0107461 -1.36 0.175 -.0356343 0064896 RBK LD -.7023663 2102635 -3.34 0.001 -1.114475 -.2902575 SK L1 .0110686 0034579 3.20 0.001 0042913 0178459 GS L1 .0072388 0080396 0.90 0.368 -.0085185 0229962 cv_cpi L1 19.41878 22.28599 0.87 0.384 -24.26096 63.09851 uresid2 L1 -.020856 0134197 -1.55 0.120 -.0471581 0054461 _cons * Chọn FEM hay.0144737 REM: hausman FEM REM 0063783 2.27 0.023 0019724 026975 sigma_u sigma_e rho 05065341 0Coefficients (fraction of variance due to u_i) (b) FEM (B) REM (b-B) Difference - Kiểm định chọn lựa Pooled OLS REM: xttest0 IK sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E L1 .1027681 4249478 -.3221798 IK2 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LD .1871203 -.183557 3706772 BK IK[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] L1 -.1099627 -.0145724 -.0953903 RBK Estimated results: LD -.3071309 -.7023663 3952354 Var sd = sqrt(Var) SK L1 .0080513 0110686 -.0030173 IK 0036549 0604558 GS e 0025658 0506534 u 0 L1 -.0057837 0072388 -.0130226 cv_cpi Test: Var(u) = L1 30.95771 19.41878 11.53893 chibar2(01) = 0.00 uresid2 chibar2 = 1.0000 L1 -.0011694Prob >-.020856 0196866 b = consistent under Ho and - Kiểm định Bchọn lựa FEM REM: = inconsistent under Ha, efficient under Test: Ho: 030694 025766 0225994 0092124 0029593 00416 Ha; obtained from xtreg Ho; obtained from xtreg 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 vif tra tượng đa cộng tuyến: Variable IK2 LD IK L1 RBK LD uresid2 L1 cv_cpi L1 GS L1 SK L1 BK L1 Mean VIF VIF 1/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 0.960208 1.21 -.Kiểm tra hiệnIK tượng tươngBK1 quan: xtserial IK1tựIK21 RBK1 SK1 GS1 cv_cpi1 uresid21 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: xttest3 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 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max IK Coef Std Err IK L1 .2272015 0083579 IK2 LD .2178238 BK L1 z = = = = = 616 77 8.00 P>|z| [95% Conf Interval] 27.18 0.000 2108203 2435827 0119107 18.29 0.000 1944792 2411684 -.0276919 0037067 -7.47 0.000 -.0349569 -.020427 RBK LD -.1941057 0491856 -3.95 0.000 -.2905076 -.0977037 SK L1 .0170625 0011454 14.90 0.000 0148175 0193075 GS L1 .0046635 0018241 2.56 0.011 0010884 0082386 cv_cpi L1 -8.868315 2.660662 -3.33 0.001 -14.08312 -3.653513 uresid2 L1 -.0221069 0025643 -8.62 0.000 -.0271328 -.017081 _cons 0253344 0023175 10.93 0.000 0207922 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 = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -3.35 -0.89 overid restrictions: chi2(63) = 74.01 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(63) = 66.18 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.001 0.374 Prob > chi2 = 0.162 Prob > chi2 = 0.368 Mô hình kết hợp biến khơng chắn µipi biến φsales: * Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM, REM: * Hồi quy OLS, FEM, REM: * Phương pháp Pool OLS: reg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_ipi l.usale Source Model Residual SS df MS 480242726 1.76752124 607 060030341 002911897 Mơ hình Pooled OLS: Total 2.24776396 615 003654901 IK Coef IK L1 .4272299 0389216 IK2 LD -.1983828 BK L1 Std Err t Number of obs F(8, 607) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 616 20.62 0.0000 0.2137 0.2033 05396 P>|t| [95% Conf Interval] 10.98 0.000 3507926 5036671 0995123 -1.99 0.047 -.3938129 -.0029527 -.0142429 0108584 -1.31 0.190 -.0355674 0070816 RBK LD -.7218484 2047613 -3.53 0.000 -1.123975 -.3197219 SK L1 .0107064 0037176 2.88 0.004 0034056 0180073 GS L1 .0036875 007777 0.47 0.636 -.0115855 * Phương pháp FEM: xtreg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_ipi l.usale, fe cv_ipi L1 -.0566031 0426726 -1.33 0.185 -.1404069 Fixed-effects (within) regression Number of obs = Group variable: firm Number of groups = usale L1 -.0115171 0163179 -0.71 0.481 -.0435635 R-sq: Obs per group: within = 0.0977 = _cons 0269555 0082602 3.26 0.001 0107334 between = 0.0029 avg = overall = 0.0303 max = 0189606 0272007 616 77 0205293 0431776 8.0 F(8,531) = 7.19 -corr(u_i, Mơ hìnhXb)FEM, kiểm định chọn lựa Pooled OLS FEM: = -0.4000 Prob > F = 0.0000 IK Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] IK L1 .0994185 0494383 2.01 0.045 0022999 1965371 IK2 LD .1860769 1027487 1.81 0.071 -.0157669 3879207 BK L1 -.1147651 0250393 -4.58 0.000 -.1639534 -.0655769 RBK LD -.3073156 1997119 -1.54 0.124 -.699638 0850068 SK L1 .006318 0097162 0.65 0.516 -.0127688 0254048 GS L1 -.0063741 0083568 -0.76 0.446 -.0227906 0100423 cv_ipi L1 -.0925408 041047 -2.25 0.025 -.1731752 -.0119063 usale L1 .0025252 0311446 0.08 0.935 -.0586566 0637069 _cons 080442 0176932 4.55 0.000 0456848 1151993 sigma_u sigma_e rho 04019243 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 xtreg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_ipi l.usale, re Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 616 77 R-sq: within = 0.0368 between = 0.8338 overall = 0.2137 Obs per group: = avg = max = 8.0 -corr(u_i, Mơ hìnhX)REM: = Wald chi2(8) Prob > chi2 (assumed) = = 164.92 0.0000 IK Coef IK L1 .4272299 0389216 10.98 0.000 350945 5035147 IK2 LD -.1983828 0995123 -1.99 0.046 -.3934232 -.0033423 BK L1 -.0142429 0108584 -1.31 0.190 -.0355249 0070391 RBK LD -.7218484 2047613 -3.53 0.000 -1.123173 -.3205237 SK L1 .0107064 0037176 2.88 0.004 0034201 0179927 GS L1 .0036875 007777 0.47 0.635 -.0115551 0189301 cv_ipi L1 -.0566031 0426726 -1.33 0.185 -.1402398 0270336 usale L1 -.0115171 0163179 -0.71 0.480 -.0434996 0204654 _cons 0269555 0082602 3.26 0.001 0107657 0431453 * Chọn FEM hay REM: hausman FEM REM sigma_u sigma_e rho Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 05051075 (fraction of variance due to u_i) Coefficients (b) FEM (B) REM (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E - Kiểm định chọn lựa Pooled OLS REM: xttest0 IK L1 .0994185 4272299 -.3278114 Breusch and IK2Pagan Lagrangian multiplier test for random effects LD .1860769 -.1983828 3844597 IK[firm,t] = Xb + u[firm] + e[firm,t] BK L1 -.1147651 -.0142429 -.1005222 Estimated results: RBK Var sd = sqrt(Var) LD -.3073156 -.7218484 4145328 SK IK 0036549 0604558 L1 .006318 0107064 -.0043885 e 0025513 0505107 GS u 0 L1 -.0063741 0036875 -.0100617 cv_ipi Test: Var(u) = L1 -.0925408 -.0566031 -.0359377 chibar2(01) = 0.00 usale > chibar2 = 1.0000 L1 .0025252Prob -.0115171 0140423 b = consistent under Ho and - Kiểm định Bchọn lựa FEM REM: = inconsistent under Ha, efficient under Test: Ho: 0304837 0255852 0225624 0089768 0030586 0265276 Ha; obtained from xtreg Ho; obtained from xtreg 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 vif tra tượng đa cộng tuyến: Variable IK2 LD IK L1 SK L1 usale L1 RBK LD cv_ipi L1 GS L1 BK L1 Mean VIF VIF 1/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 0.941713 1.22 xtserial IK1tựIK21 RBK1 SK1 GS1 cv_ipi1 usale1 -.Kiểm tra hiệnIK tượng tươngBK1 quan: Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 76) = 59.091 Prob > F = 0.0000 -.Kiểm tra tượng phương sai thay đổi: xttest3 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 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max IK Coef Std Err IK L1 .1933175 0127416 IK2 LD .2311364 BK L1 z = = = = = 616 77 8.00 P>|z| [95% Conf Interval] 15.17 0.000 1683444 2182906 0185492 12.46 0.000 1947806 2674922 -.0241088 0056628 -4.26 0.000 -.0352076 -.0130099 RBK LD -.519182 0995401 -5.22 0.000 -.714277 -.3240869 SK L1 .0149529 0025449 5.88 0.000 009965 0199408 GS L1 .0035161 0023973 1.47 0.142 -.0011825 0082148 cv_ipi L1 -.0807403 0098453 -8.20 0.000 -.1000367 -.061444 usale L1 -.0215189 0080883 -2.66 0.008 -.0373717 -.0056661 _cons 0384444 0046711 8.23 0.000 0292892 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 -3.38 -0.88 overid restrictions: chi2(50) = 59.21 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(50) = 51.22 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.001 0.379 Prob > chi2 = 0.175 Prob > chi2 = 0.426 Mơ hình kết hợp biến khơng chắn µipi biến φresid^2: * Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS, FEM, REM: * Hồi quy OLS, FEM, REM: * Phương pháp Pool OLS: reg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_ipi l.uresid2 Source Model Residual SS df MS 485138645 1.76262532 607 060642331 002903831 Mơ hình Pooled OLS: Total 2.24776396 615 003654901 IK Coef IK L1 .4249617 038897 IK2 LD -.186334 BK L1 Std Err t Number of obs F(8, 607) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 616 20.88 0.0000 0.2158 0.2055 05389 P>|t| [95% Conf Interval] 10.93 0.000 3485727 5013507 0998057 -1.87 0.062 -.3823404 0096724 -.0149293 0107339 -1.39 0.165 -.0360094 0061508 RBK LD -.7030044 2049746 -3.43 0.001 -1.10555 -.3004589 SK L1 .0109469 0034544 3.17 0.002 0041628 0177309 GS L1 .0067439 0080418 0.84 0.402 -.0090493 * Phương pháp FEM: xtreg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_ipi l.uresid2, fe cv_ipi 0225372 L1 -.0544624 0426379 Fixed-effects (within) regression Groupuresid2 variable: firm -1.28 0.202 -.1381982 Number of obs = Number of groups = 0292733 616 77 L1 -.0198536 R-sq: within _cons = 0.0977 0248772 between = 0.0027 overall = 0.0299 0134295 -1.48 0065203 0082104 3.03 0.140 -.0462275 Obs per group: = 0.003 008753 avg = max = 0410014 8.0 F(8,531) = 7.19 -corr(u_i, Mơ hìnhXb)FEM, kiểm định chọn lựa Pooled OLS FEM: = -0.4016 Prob > F = 0.0000 IK Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] IK L1 .0994193 0493807 2.01 0.045 0024139 1964248 IK2 LD .1854022 1027222 1.80 0.072 -.0163896 387194 BK L1 -.1148409 0250774 -4.58 0.000 -.1641041 -.0655778 RBK LD -.3086099 2003472 -1.54 0.124 -.7021802 0849605 SK L1 .0062551 0097935 0.64 0.523 -.0129837 0254938 GS L1 -.0065136 0085523 -0.76 0.447 -.0233141 0102868 cv_ipi L1 -.0927461 0411872 -2.25 0.025 -.173656 -.0118362 uresid2 L1 .0013493 0140735 0.10 0.924 -.0262973 028996 _cons 0810806 0176645 4.59 0.000 0463797 1157814 sigma_u sigma_e rho 0402401 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 xtreg IK l.IK ld.IK2 l.BK ld.RBK l.SK l.GS l.cv_ipi l.uresid2, re Random-effects GLS regression Group variable: firm Number of obs Number of groups = = 616 77 R-sq: within = 0.0366 between = 0.8397 overall = 0.2158 Obs per group: = avg = max = 8.0 -corr(u_i, Mơ hìnhX)REM: = Wald chi2(8) Prob > chi2 (assumed) = = 167.07 0.0000 IK Coef IK L1 .4249617 038897 10.93 0.000 348725 5011984 IK2 LD -.186334 0998057 -1.87 0.062 -.3819495 0092815 BK L1 -.0149293 0107339 -1.39 0.164 -.0359674 0061088 RBK LD -.7030044 2049746 -3.43 0.001 -1.104747 -.3012616 SK L1 .0109469 0034544 3.17 0.002 0041764 0177173 GS L1 .0067439 0080418 0.84 0.402 -.0090178 0225057 cv_ipi L1 -.0544624 0426379 -1.28 0.201 -.1380313 0291064 -.0198536 * ChọnL1 FEM hay REM: hausman FEM REM 0134295 -1.48 0.139 -.0461749 0064677 0082104 3.03 0.002 0087851 0409692 Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] uresid2 _cons 0248772 0Coefficients (b) (B) (b-B) 05051062 (fraction REM of variance due to u_i) FEM Difference sigma_u sigma_e rho IK L1 .0994193 - Kiểm định chọn lựa Pooled 4249617 OLS REM: -.3255424 xttest0 IK2 LD .1854022 -.186334 3717362 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects BK L1 -.1148409 -.0999117 IK[firm,t] = Xb + u[firm] -.0149293 + e[firm,t] RBK LD -.3086099 -.7030044 3943945 Estimated results: Var sd = sqrt(Var) SK L1 .0062551 0109469 -.0046918 IK 0036549 0604558 GS e 0025513 L1 -.0065136 0067439 0505106-.0132576 u 0 cv_ipi L1 Var(u) -.0927461 -.0544624 -.0382837 Test: = uresid2 chibar2(01) = 0.00 L1 .0013493 -.0198536 Prob > chibar2 = 1.0000 0212029 b = consistent under Ho and - Kiểm định chọn lựa FEM REM: B = inconsistent under Ha, efficient under Test: Ho: sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0304217 024304 0226641 009164 0029104 0042088 Ha; obtained from xtreg Ho; obtained from xtreg 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) * Kiểm tra tượng đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai thay đổi: -.Kiểm vif tra tượng đa cộng tuyến: Variable IK2 LD IK L1 uresid2 L1 GS L1 RBK LD SK L1 cv_ipi L1 BK L1 Mean VIF VIF 1/VIF 1.42 0.705131 1.41 0.710654 1.19 0.840585 1.15 0.870495 1.15 0.872664 1.12 0.895374 1.09 0.918620 1.04 0.961007 1.19 -.Kiểm tra hiệnIK tượng tươngBK1 quan:RBK1 SK1 GS1 cv_ipi1 uresid21 xtserial IK1tựIK21 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 76) = 58.537 Prob > F = 0.0000 -.Kiểm tra tượng phương sai thay đổi: xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (77) = Prob>chi2 = 26187.99 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) = 2057.19 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err z P>|z| = = = = = 616 77 8.00 IK Coef [95% Conf Interval] IK L1 .1981129 0137895 14.37 0.000 171086 2251398 IK2 LD .2342972 019429 12.06 0.000 1962171 2723773 BK L1 -.0268579 0049057 -5.47 0.000 -.0364729 -.017243 RBK LD -.5585396 1009167 -5.53 0.000 -.7563326 -.3607465 SK L1 .0158702 0024521 6.47 0.000 0110641 0206763 GS L1 .0062192 0027151 2.29 0.022 0008977 0115406 cv_ipi L1 -.0840874 0096663 -8.70 0.000 -.103033 -.0651419 uresid2 L1 -.0239008 0032816 -7.28 0.000 -.0303327 -.017469 _cons 0350308 0046119 7.60 0.000 0259915 04407 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.uresid2) 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.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 = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -3.41 -0.83 overid restrictions: chi2(50) = 60.15 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(50) = 51.49 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = 0.001 0.409 Prob > chi2 = 0.154 Prob > chi2 = 0.415 ... ? ?Ảnh hưởng độ bất ổn yếu tố vĩ mô kinh tế đến định đầu tư doanh nghiệp sản xuất Việt Nam” giai đoạn 2009-2018 Mục tiêu tìm chứng để nhà quản lý xem xét độ bất ổn yếu tố vĩ mô kinh tế có ảnh hưởng. .. lường không chắn kinh tế vĩ mô Trong nghiên cứu này, tác giả dùng CPI, IPI đại diện cho yếu tố kinh tế vĩ mô Biến kinh tế vĩ mô (hay không chắn kinh tế vĩ mô) hiểu độ lớn biến động CPI, IPI quanh... 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