Luận văn thạc sĩ tác động của hạn chế tài chính và phát triển tài chính đến đầu tư doanh nghiệp

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM o0o LÊ NGUYỄN NHẬT ÁNH TÁC ĐỘNG CỦA HẠN CHẾ TÀI CHÍNH VÀ PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH ĐẾN ĐẦU TƯ DOANH NGHIỆP – NGHIÊN CỨU ĐỐI VỚI CÁC DOANH NGHIỆP ĐƯỢC NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN 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.HCM o0o LÊ NGUYỄN NHẬT ÁNH TÁC ĐỘNG CỦA HẠN CHẾ TÀI CHÍNH VÀ PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH ĐẾN ĐẦU TƯ DOANH NGHIỆP – NGHIÊN CỨU ĐỐI VỚI CÁC DOANH NGHIỆP ĐƯỢC NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM Chun ngành : Tài - Ngân hàng 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 Luận văn với đề tài “Tác động hạn chế tài phát triển tài đến đầu tư doanh nghiệp – Nghiên cứu doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam” được thực hiện thông qua việc vận dụng các kiến thức đã học sự hướng dẫn, góp ý PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa Tôi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu tơi, số liệu được sử dụng luận văn hoàn toàn trung thực được xử lý khách quan Các tham khảo dùng luận văn được trích dẫn đầy đủ, rõ ràng Các kết quả luận văn chưa được công bố bất cứ công trình nghiên cứu TP Hồ Chí Minh, ngày 15 tháng 03 năm 2019 Người thực hiện luận văn LÊ NGUYỄN NHẬT ÁNH MỤC LỤC TRANG BÌA PHỤ LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC HÌNH DANH MỤC CÁC BẢNG TĨM TẮT ABSTRACT CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ NGHIÊN CỨU 1.1 Đặt vấn đề 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Kết cấu luận văn CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 2.1 Các khái niệm 2.1.1 Đầu tư doanh nghiệp 2.1.2 Hạn chế tài chính, điều kiện tài phát triển tài 2.1.2.1 Hạn chế tài 2.1.2.2 Điều kiện tài 2.1.2.3 Phát triển tài 2.2 Mối quan hệ phát triển tài chính, hạn chế tài chính đầu tư doanh nghiệp 2.3 Các nghiên cứu thực nghiệm CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP THỰC HIỆN NGHIÊN CỨU 15 3.1 Mơ hình nghiên cứu 15 3.1.1 Mơ hình hạn chế tài 15 3.1.2 Mơ hình phát triển tài 16 3.1.2 Dữ liệu 17 3.2 Phương pháp nghiên cứu 20 3.2.1 Quy trình nghiên cứu 20 3.2.2 Kiểm tra liệu 21 3.2.3 Lựa chọn phương pháp ước lượng 22 3.2.4 Kiểm định mô hình 22 3.2.4.1 Kiểm tra tính phù hợp mơ hình & biến cơng cụ 22 3.2.4.2 Kiểm định tự tương quan phần dư 23 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 24 4.1 Thống kê mô tả 24 4.2 Kết quả kiểm định lựa chọn mơ hình 26 4.2.1 Các kiểm định sơ liệu 26 4.2.2 Các kiểm định GMM 28 4.2 Kết quả nghiên cứu thực nghiệm 28 4.2.1 Tác động hạn chế tài phát triển tài cho tồn mẫu 28 4.2.2 Tác động hạn chế tài lên tỉ lệ đầu tư nhóm ngành 33 4.2.3 Tác động hạn chế tài phát triển tài lên tỉ lệ đầu tư nhóm ngành 36 CHƯƠNG 5: THẢO LUẬN KẾT QUẢ 42 5.1 Các kết quả chính 42 5.2 Kiến nghị 43 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu tiếp theo 43 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT Tên đầy đủ STT Tên viết tắt SGD Sở giao dịch HSX Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP Hồ Chí Minh HNX Sở Giao Dịch Chứng Khốn Hà Nội PTTC Phát triển tài GMM General Moment Methods D-GMM FE Fixed Effect RE Random Effect OLS Difference General Moment Methods Ordinal Least Square DANH MỤC HÌNH Hình 3.1: Phân bố mẫu theo sở niêm yết 20 DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1: Phân bố mẫu theo nhóm ngành năm thu thập 19 Bảng 4.1: Tóm tắt biến nghiên cứu từ Quý 4/2008 đến Quý 3/2018 24 Bảng 4.2: Kết quả thực nghiệm tác động hạn chế tài phát triển tài chính đầu tư công ty 28 Bảng 4.3: Ảnh hưởng hạn chế tài lên tỉ lệ đầu tư doanh nghiệp phân theo nhóm ngành 33 Bảng 4.4: Ảnh hưởng sự phát triển tài quy mô lên tỉ lệ đầu tư doanh nghiệp phân theo nhóm ngành 37 Bảng 4.5: Ảnh hưởng sự phát triển tài mặt hoạt động (FD2) lên tỉ lệ đầu tư doanh nghiệp phân theo nhóm ngành 39 TĨM TẮT Bài luận văn nghiên cứu tác động sự phát triển tài hạn chế tài đến đầu tư doanh nghiệp sử dụng liệu từ doanh nghiệp phi tài chính được niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam từ quý 4/2008 đến quý 3/2018 với 597 công ty 20.712 quan sát Mục tiêu nhằm tìm hiểu mối quan hệ phát triển tài hạn chế tài chính đến đầu tư cơng ty, ngồi ra, nhằm kiểm định lại nghiên cứu trước mối quan hệ yếu tố Bên cạnh việc sử dụng phương trình Euler làm mơ hình bản, nghiên cứu sử dụng mơ hình ước lượng D-GMM để ước lượng thử nghiệm kiểm định mơ hình Kết quả thực nghiệm cho thấy tồn ảnh hưởng hạn chế tài phát triển tài lên tỉ lệ đầu tư cơng ty niêm ́t tồn mẫu ngành khác Dòng tiền các cơng ty có tác động tích cực đến đầu tư cơng ty, tỷ lệ địn bẩy các cơng ty có tác động ngược lại Phát triển tài chính làm suy yếu ảnh hưởng hạn tài chính đầu tư công ty Các yếu tố tác động mạnh đáng kể công ty bị hạn chế tài cao Abstract: This essay examines the effect of financial development and financial constraints on firm investment using data from non-financial is listed on Vietnam's stock market from 2008Q4 to 2018Q3 with more than 597 firms and 20.712 observations The purpose of this essay was required to find out the relationship between financial development and financial constraints to firm investment, in addition to re-examine previous studies on the relationship between these factors Besides to using the Euler equation as a basic model, the paper uses the D-GMM estimation model to estimate and test model validation The empirical results showed that the effects of financial constraints and financial development exist on the investment rates of listed companies in the whole sample as well as in different industries The cash flow of firms had a positive effect on firm investment, while the leverage ratio of firms had a negative effect Financial development also weakened the effect of firm financial constraint on firm investment These effects were considerably higher in more financially constrained firms than less constrained ones CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Đặt vấn đề Kể từ thị trường vốn đời phát triển việc cho đời hai Sở giao dịch chứng khốn (Hà Nội Tp.HCM) góp phần to lớn phát triển kinh tế xã hội Việt Nam, động lực mạnh mẽ giúp doanh nghiệp gia tăng hội cổ phần hóa, phát triển quy mơ chất lượng việc sử dụng vốn đầu tư Tuy nhiên thị trường, việc phát sinh vấn đề thông tin bất cân xứng, chi phí đại diện làm cho chi phí sử dụng vốn từ nguồn tài trợ bên doanh nghiệp trở nên cao ảnh hưởng không nhỏ đến việc tiếp cận nguồn vốn hiệu việc sử dụng nguồn vốn để đầu tư Từ vấn đề đó, buộc doanh nghiệp phải tận dụng nguồn tài sẵn có nội doanh nghiệp (Lý thuyết trật tự phân hạng: Myers Majluf, 1984) Vấn đề dường xuất hầu hết quốc gia phát triển không riêng Việt Nam, từ có nhiều nghiên cứu hạn chế tài ảnh hưởng đến đầu tư doanh nghiệp Theo Farre - Mensa Ljungqvist (2013) Sliva Carreria (2012), hạn chế tài xem thước đo tài tình trạng bảng cân đối kế tốn doanh nghiệp Trong trường hợp này, hạn chế tài lớn điều kiện tài Angelopoulou Gibson (2007) cho tỷ lệ đòn bẩy tỷ lệ chi trả cổ tức doanh nghiệp ảnh hưởng đến khoản đầu tư, họ giải thích doanh nghiệp lớn có dịng tiền cao, cổ tức tỷ lệ đòn bẩy thấp bị hạn chế tài hơn, doanh nghiệp thường có nhiều hội để mở rộng đầu tư so với doanh nghiệp bị hạn chế tài cao Ngồi yếu tố hạn chế tài điều kiện tài chính, phát triển tài ảnh hướng đến đầu tư doanh nghiệp ảnh hưởng đến mối quan hệ hạn chế tài đầu tư tài Ảnh hưởng phát triển tài làm giảm tác động hạn chế tài đến đầu tư doanh nghiệp Một số nghiên cứu tập trung vào mối quan hệ hạn chế tài chính, phát triển tài đầu tư, đặc biệt ảnh hưởng hạn chế tài đầu tư 41 (5) Kết ước lượng DGMM cho ngành Hàng tiêu dùng (6) Kết ước lượng DGMM cho Nguyên vật liệu (7) Kết ước lượng DGMM cho ngành Bất động sản 42 CHƯƠNG 5: THẢO LUẬN KẾT QUẢ 5.1 Các kết Nghiên cứu xem xét ảnh hưởng hạn chế tài chính, phát triển tài lên tỉ lệ đầu tư doanh nghiệp phi tài niêm yết hai sở giao dịch chứng khoán Việt Nam giai đoạn Quý năm 2008 đến Quý năm 2018 nhằm bổ sung thêm vào kho tàng học thuật mối quan hệ hạn chế tài chính, phát triển tài đầu tư Việt Nam nói chung nước phát triển nói chung Kết nghiên cứu cho thấy tồn ảnh hưởng hạn chế tài phát triển tài lên tỉ lệ đầu tư cơng ty niêm yết tồn mẫu ngành khác Cụ thể điều kiện mẫu khảo sát tỉ lệ dịng tiền tự có tác động âm đến tỉ lệ đầu tư, tỉ lệ địn bẩy lại có tác động dương đến tỉ lệ đầu tư Điều giải thích mà phần lớn cơng ty mẫu doanh nghiệp sản xuất thuộc nhóm ngành cơng nghiệp Đặc điểm nhóm doanh nghiệp khởi nguồn doanh nghiệp nhà nước, hoạt động lâu năm lĩnh vực sản xuất công nghiệp hàng tiêu dùng với việc phân phối phần lớn lợi nhuận cho chi trả cổ tức cho cổ đông sử dụng địn bẩy tín dụng để tài trợ cho hoạt động đầu tư Việc phát triển tài làm nhẹ ảnh hưởng điều kiện hạn chế tài lên tỉ lệ đầu tư công ty Tuy nhiên, mức độ làm giảm nhỏ so với điều kiện hạn chế tài ban đầu, tỉ lệ đòn bẩy mà giá trị ước lượng biến tương tác phát triển tài nhỏ hai số mặt quy mô lẫn hoạt động Đặt mối quan hệ so sánh mức độ làm giảm khía cạnh tỉ lệ dịng tiền hai số (quy mơ hoạt động) hiệu làm giảm điều kiện hạn chế tài số phát triển tài quy mơ lớn so với số phát triển tài mặt hoạt động Điều cho thấy cần ưu tiên phát triển quy mơ tài để tăng tính khoản mở rộng hội thu hút nguồn vốn tài trợ bên ngồi Ngược lại, khía cạnh địn bẩy tài số phát triển tài hoạt động lại làm tăng 43 mức độ tác động tỉ lệ đòn bẩy lên tỉ lệ đầu tư so với số phát triển tài quy mơ Ngồi ra, ảnh hưởng hạn chế tài lên đầu tư cơng ty thay đổi tùy thuộc vào tình hình tài ngành Theo đó, ảnh hưởng tỉ lệ dòng tiền lên tỉ lệ đầu tư cao nhóm Dịch vụ tiêu dùng thấp nhóm Dược phẩm – Y tế Đồng thời, mức độ ảnh hưởng phát triển tài quy mô lẫn hoạt động lên tỉ lệ đầu tư ngành Công nghiệp cao 5.2 Kiến nghị Kết từ nghiên cứu gợi số ý nghĩa quan trọng sách Việt Nam Kết cho thấy hạn chế tài cơng ty ảnh hưởng đến đầu tư cơng ty, vậy, cơng ty nhà đầu tư nên coi cấu trúc điều kiện tài yếu tố quan trọng định đầu tư họ Quản lý rủi ro cơng ty nên cải thiện để có chuẩn bị tốt để ngăn ngừa rủi ro tài kinh tế xảy ra, đặc biệt công ty bị hạn chế tài Ngồi ra, phát triển tài quy mơ lẫn hoạt động có tác động đến tỉ lệ đầu tư thông qua làm giảm mức độ ảnh hưởng tỉ lệ dòng tiền tự làm tăng tỉ lệ nợ đến tỉ lệ đầu tư nên nhà hoạch định sách nên xem xét chuẩn bị điều kiện lên kế hoạch tận dụng hội phát triển tài thị trường tương lai 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu Mặc dù, nghiên cứu tập trung vào nghiên cứu công ty niêm yết Việt Nam, nhiên, Việt Nam trường hợp điển hình cho thị trường cịn non trẻ phát triển Vì vậy, chủ đề tương lai, nghiên cứu xem xét nhóm nước phát triển, chẳng hạn quốc gia Đơng Nam Á để có cách nhìn sâu sắc toàn diện mối quan hệ hạn chế phát triển tài lên đầu tư cơng ty 44 Ngồi ra, nghiên cứu mở rộng đối tượng nghiên cứu bên cạnh phát triển tài chính, bổ sung thêm chủ đề cạnh tranh tài tự hóa tài lên đầu tư công ty TÀI LIỆU THAM KHẢO TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT Quốc Hội Việt Nam (2014), “Luật đầu tư” TÀI LIỆU TIẾNG ANH Arbelaez, M A., & Echavarria, J J., 2002 Credit, financial liberalisation and manufacturing investment in Colombia Inter-American Development Bank Working Paper, 160, 1-59 Arellano, C., Bai, Y., & Zhang, J., 2012 Firm dynamics and financial development Journal of Monetary Economics, Vol 59(6), 533-549 Arellano, M., & Bond, S., 1991 Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations The Review of Economic Studies, 58(2), 277-297 Arellano, M., and Bover, O., 1995 Another look at the instrumental variable estimation of error-components models Journal of Econometrics, Vol 68, pp: 29– 51 Baltagi, B.H., 2008 Econometric Analysis of Panel Data John Wiley & Sons Ltd., Chichester Basu, S R., 2008 A new way to link development to institutions, policies and geography UNCTAD Policy Issues in International Trade and Commodities Study Series, No 37 Baum, F C., 2006 An Introduction to Modern Econometrics Using Stata, Texas: Stata Press Blundell, R and Bond, S., 1998 Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models Journal of Econometrics, Vol 87, pp 11-143 Bond, S., Elston, J., Mairesse, J., & Mulkay, B., 1997 Financial factors and investment in Belgium, France, Germany and the UK: A comparison using company panel data The Review of Economics and Statistics, Vol 85(1), 153-165 Bond, S., & Meghir, C., 1994a Dynamic investment model and the firm's financial policy The Review of Economic Studies, Vol 61(2), 197-222 Bond, S., & Meghir, C., 1994b Financial constraints and company investment Fiscal Studies, Vol 15(2), 1-18 Butzen, P., Fuss, C., & Vermeulen, P., 2001 The interest rate and credit channels in Belgium: An investigation with micro-level firm data European Central Bank Working Paper, Vol 107, 1-54 Chatelain, J B., Generale, A., Hernando, I., Von Kalckreuth, U., & Vermeulen, P., 2003 New findings on firm investment and monetary policy transmission in the Euro area Oxford Review of Economic Policy, Vol 19(1), 1-11 Guariglia, A (1999) The effects of financial constraints on inventory investment: Evidence froma panel of UK firms Economica, Vol 66(261), 43-62 Gujarati, D.N., 2004 Basic Econometrics 4th Edition, McGraw-Hill Companies Harris, J R., Schiantarelli, F., & Siregar, M G., 1994 The effect of financial liberalization on the capital structure and investment decisions of Indonesian manufacturing establishments The World Bank Economic Review, Vol 8(1), 17-47 Im, K., Pesaran, H., Shin, Y., 2003 Testing for unit roots in heterogeneous panels Journal of Econometrics, Vol 115, 53-74 Islam, S S., & Mozumdar, A., 2007 Financial market development and the importance of internal cash: Evidence from international data Journal of Banking & Finance, Vol 31(3), 641-658 Kaplan, S., & Zingales, L., 1997 Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints? The Quarterly Journal of Economics, Vol 112(1), 169-215 Lerskullawat, A., 2018 Financial development, financial constraint, and firm investment: Evidence from Thailand Kasetsart Journal of Social Sciences, https://doi.org/10.1016/j.kjss.2018.01.010 Love, I., 2003 Financial development and financing constraints: International evidence from the structural investment model The Review of Financial Studies, Vol 16(3), 765-791 Roodman, D., 2009 How to xtabond2: An introduction to difference and system GMM in Stata Stata Journal, Vol 9(1): 86-136 Rungsomboon, S., 2005 Deterioration of firm balance sheet and investment behaviour: Evidence from panel data on Thai firms Asian Economic Journal, Vol 19(3), 335-354 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Kết kiểm định khác giá trị trung bình số phân theo sở giao dịch ngành 1.1 Kết kiểm định t-test Kiểm định t-test khác GTTB biến IK theo sàn Summary for variables: IK by categories of: SGD (Sở giao dịch) SGD | mean -+ -HSX | 4521114 HNX | 7175444 -+ -Total | 5956532 -Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -HSX | 9,509 4521114 0674631 6.578607 3198693 5843536 HNX | 11,198 7175444 0178522 1.889127 682551 7525378 -+ -combined | 20,707 5956532 0324617 4.671215 5320257 6592806 -+ -diff | -.265433 0651159 -.3930653 -.1378007 -diff = mean(HSX) - mean(HNX) t = -4.0763 Ho: diff = degrees of freedom = 20705 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 Kiểm định t-test khác GTTB biến YK theo sàn Summary for variables: YK by categories of: SGD (Sở giao dịch) SGD | mean -+ -HSX | 7280013 HNX | 8572439 -+ -Total | 7977246 -Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -HSX | 9,461 7280013 016702 1.624565 6952618 7607409 HNX | 11,083 8572439 0089511 9423371 8396981 8747896 -+ -combined | 20,544 7977246 0090927 1.303279 7799021 8155471 -+ -diff | -.1292425 0182206 -.1649563 -.0935287 -diff = mean(HSX) - mean(HNX) t = -7.0932 Ho: diff = degrees of freedom = 20542 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 Kiểm định t-test khác GTTB biến CK theo sàn Summary for variables: CK by categories of: SGD (Sở giao dịch) SGD | mean -+ -HSX | 0521889 HNX | 0615233 -+ -Total | 0572368 -Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -HSX | 9,509 0521889 0033845 330034 0455546 0588232 HNX | 11,198 0615233 0027158 2873849 0561999 0668467 -+ -combined | 20,707 0572368 0021385 3077325 0530451 0614285 -+ -diff | -.0093344 004291 -.0177451 -.0009238 -diff = mean(HSX) - mean(HNX) t = -2.1754 Ho: diff = degrees of freedom = 20705 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0148 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0296 Ha: diff > Pr(T > t) = 0.9852 Kiểm định t-test khác GTTB biến DK theo sàn Summary for variables: DK by categories of: SGD (Sở giao dịch) SGD | mean -+ -HSX | 1.58113 HNX | 2.000801 -+ -Total | 1.808081 -Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -HSX | 9,509 1.58113 0678988 6.621086 1.448034 1.714226 HNX | 11,198 2.000801 0322581 3.413576 1.937569 2.064033 -+ -combined | 20,707 1.808081 0357571 5.145417 1.737995 1.878168 -+ -diff | -.419671 0716957 -.5602001 -.2791418 -diff = mean(HSX) - mean(HNX) t = -5.8535 Ho: diff = degrees of freedom = 20705 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 1.2 Kết kiểm định ANOVA Kiểm định ANOVA khác GTTB biến IK ngành Summary for variables: IK by categories of: NGANH (Nhóm ngành) NGANH | mean -+ -Cong nghe thong | 2558724 Cong nghiep | 771424 Dich vu tieu dun | 3685425 Duoc pham - Y te | 3983902 Hang tieu dung | 4950727 Nguyen vat lieu | 8250177 Bat dong san | 0917092 -+ -Total | 5956532 -Number of obs = Root MSE = 20,707 4.66539 R-squared = Adj R-squared = 0.0028 0.0025 Source | Partial SS df MS F Prob>F -+ -Model | 1257.643 209.60717 9.63 0.0000 | NGANH | 1257.643 209.60717 9.63 0.0000 | Residual | 450552.47 20,700 21.76582 -+ -Total | 451810.11 20,706 21.820251 Kiểm định ANOVA khác GTTB biến YK ngành Summary for variables: YK by categories of: NGANH (Nhóm ngành) NGANH | mean -+ -Cong nghe thong | 604494 Cong nghiep | 7730934 Dich vu tieu dun | 9816258 Duoc pham - Y te | 1.245353 Hang tieu dung | 9505276 Nguyen vat lieu | 1.023018 Bat dong san | 1840441 -+ -Total | 7977246 -Number of obs = Root MSE = 20,544 1.2791 R-squared = Adj R-squared = 0.0370 0.0368 Source | Partial SS df MS F Prob>F -+ -Model | 1292.3351 215.38918 131.65 0.0000 | NGANH | 1292.3351 215.38918 131.65 0.0000 | Residual | 33600.676 20,537 1.6361044 -+ -Total | 34893.011 20,543 1.6985353 Kiểm định ANOVA khác GTTB biến CK ngành Summary for variables: CK by categories of: NGANH (Nhóm ngành) NGANH | mean -+ -Cong nghe thong | 0350008 Cong nghiep | 0600095 Dich vu tieu dun | 0427196 Duoc pham - Y te | 0609243 Hang tieu dung | 0661324 Nguyen vat lieu | 0765486 Bat dong san | 0270442 -+ -Total | 0572368 Number of obs = Root MSE = 20,707 307442 R-squared = Adj R-squared = 0.0022 0.0019 Source | Partial SS df MS F Prob>F -+ -Model | 4.2649314 7108219 7.52 0.0000 | NGANH | 4.2649314 7108219 7.52 0.0000 | Residual | 1956.5791 20,700 09452073 -+ -Total | 1960.844 20,706 09469932 Kiểm định ANOVA khác GTTB biến DK ngành Summary for variables: DK by categories of: NGANH (Nhóm ngành) NGANH | mean -+ -Cong nghe thong | 1.186315 Cong nghiep | 2.289836 Dich vu tieu dun | 1.036066 Duoc pham - Y te | 2.077284 Hang tieu dung | 1.405527 Nguyen vat lieu | 1.629648 Bat dong san | 1.390267 -+ -Total | 1.808081 -Number of obs = Root MSE = 20,707 5.12493 R-squared = Adj R-squared = 0.0082 0.0079 Source | Partial SS df MS F Prob>F -+ -Model | 4515.0783 752.51305 28.65 0.0000 | NGANH | 4515.0783 752.51305 28.65 0.0000 | Residual | 543682.82 20,700 26.264871 -+ -Total | 548197.9 20,706 26.475316 Phụ lục 2: Kết kiểm định tính dừng chuỗi Kiểm định tính dừng chuỗi IK (5 missing values generated) Fisher-type unit-root test for IK Based on augmented Dickey-Fuller tests -Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary Number of panels = Avg number of periods = 597 34.70 AR parameter: Panel-specific Asymptotics: T -> Infinity Panel means: Included Time trend: Not included Drift term: Not included ADF regressions: lags -Statistic p-value -Inverse chi-squared(1194) P 2289.7719 0.0000 Inverse normal Z -5.6403 0.0000 Inverse logit t(2934) L* -9.4374 0.0000 Modified inv chi-squared Pm 22.4235 0.0000 -P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels Kiểm định tính dừng chuỗi YK (5 missing values generated) Fisher-type unit-root test for YK Based on augmented Dickey-Fuller tests -Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary Number of panels = Avg number of periods = 596 34.49 AR parameter: Panel-specific Asymptotics: T -> Infinity Panel means: Included Time trend: Not included Drift term: Not included ADF regressions: lags -Statistic p-value -Inverse chi-squared(1188) P 1977.1564 0.0000 Inverse normal Z -5.6266 0.0000 Inverse logit t(2939) L* -9.4247 0.0000 Modified inv chi-squared Pm 16.1897 0.0000 -P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels Kiểm định tính dừng chuỗi CK (5 missing values generated) Fisher-type unit-root test for CK Based on augmented Dickey-Fuller tests -Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary Number of panels = Avg number of periods = 597 34.70 AR parameter: Panel-specific Asymptotics: T -> Infinity Panel means: Included Time trend: Not included Drift term: Not included ADF regressions: lags -Statistic p-value -Inverse chi-squared(1194) P 2969.7498 0.0000 Inverse normal Z -18.9507 0.0000 Inverse logit t(2949) L* -24.8530 0.0000 Modified inv chi-squared Pm 36.3383 0.0000 -P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels Kiểm định tính dừng chuỗi DK (5 missing values generated) Fisher-type unit-root test for DK Based on augmented Dickey-Fuller tests -Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary Number of panels = Avg number of periods = 597 34.70 AR parameter: Panel-specific Asymptotics: T -> Infinity Panel means: Included Time trend: Not included Drift term: Not included ADF regressions: lags -Statistic p-value -Inverse chi-squared(1194) P 1746.2979 0.0000 Inverse normal Z -0.4346 0.3319 Inverse logit t(2959) L* -3.4658 0.0003 Modified inv chi-squared Pm 11.3020 0.0000 -P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels Phụ lục 3: Ước lượng OLS, FE RE Phụ lục 3.1: Tổng hợp kết ước lượng OLS, FE RE Variable | OLS FE RE -+ IK | L1 | -1.637*** -1.731*** -1.637*** L2 | 1.811*** 1.635*** 1.811*** L3 | -0.436*** -0.431*** -0.436*** L4 | 1.464*** 0.928*** 1.464*** | IK2 | L1 | 0.002*** 0.002*** 0.002*** L2 | -0.011*** -0.011*** -0.011*** L3 | 0.005*** 0.004*** 0.005*** L4 | -0.010*** -0.007*** -0.010*** | YK | L1 | -1.253*** -1.305*** -1.253*** L2 | 1.163*** 1.084*** 1.163*** L3 | 0.087 0.028 0.087 L4 | -0.123** -0.105* -0.123** | CK | L1 | -2.723*** -3.174*** -2.723*** L2 | -0.867*** -1.444*** -0.867*** L3 | 1.398*** 0.728*** 1.398*** L4 | -0.210* -0.378*** -0.210* | DK2 | L1 | 0.002*** 0.002*** 0.002*** L2 | 0.008*** 0.009*** 0.008*** L3 | -0.004*** -0.003*** -0.004*** L4 | -0.000 0.000 -0.000 | _cons | 0.113*** 0.756*** 0.113*** legend: * p