BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ĐỖ THỊ BÍCH HÀO NHÀ ĐẦU TƯ NƯỚC NGỒI CĨ CẢI THIỆN HIỆU QUẢ THƠNG TIN CỦA GIÁ CHỨNG KHOÁN? BẰNG CHỨNG TỪ VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh - Năm 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ĐỖ THỊ BÍCH HÀO NHÀ ĐẦU TƯ NƯỚC NGỒI CĨ CẢI THIỆN HIỆU QUẢ THƠNG TIN CỦA GIÁ CHỨNG KHOÁN? BẰNG CHỨNG TỪ VIỆT NAM Chuyên ngành: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS TRẦN THỊ THÙY LINH TP Hồ Chí Minh - Năm 2016 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận văn Thạc sĩ Kinh tế với đề tài “Nhà đầu tư nước ngồi có cải thiện hiệu thơng tin giá chứng khốn? Bằng chứng từ Việt Nam” cơng trình nghiên cứu với hướng dẫn Giảng viên PGS.TS Trần Thị Thùy Linh chưa công bố trước Các số liệu, kết luận văn trung thực, tất tài liệu tham khảo sử dụng luận văn trích dẫn đầy đủ rõ ràng Tơi chịu trách nhiệm nội dung trình bày luận văn TP Hồ Chí Minh, Ngày tháng năm 2016 Người thực Đỗ Thị Bích Hào MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU TÓM TẮT CHƢƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu chung 1.2.2 Mục tiêu nghiên cứu cụ thể 1.3 Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu .3 1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa thực tiễn đề tài 1.6 Kết cấu luận văn .4 CHƢƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Lý thuyết bước ngẫu nhiên (The Random Walk Theory ) 2.1.2 Lý thuyết thị trường hiệu (Efficient Market Hypothesis: EMH) 2.2 Tổng quan nghiên cứu trƣớc 2.2.1 Tác động nhà đầu tư nước ngồi lên hiệu thơng tin giá chứng khoán 2.2.2 Mối quan hệ nhân ngược sở hữu nước hiệu thơng tin giá chứng khốn 15 CHƢƠNG PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 20 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 20 3.2 Giả thuyết nghiên cứu 20 3.3 Mô tả biến .21 3.3.1 Biến phụ thuộc 22 3.3.2 Biến độc lập .26 3.3.3 Biến kiểm soát 27 3.4 Mơ hình nghiên cứu .31 3.4.1 Tác động sở hữu nước ngồi lên hiệu thơng tin giá chứng khoán 31 3.4.2 Xem xét mối quan hệ nhân sở hữu nước ngồi hiệu thơng tin giá chứng khoán 32 3.5 Phƣơng pháp kiểm định 32 3.5.1 Thống kê mô tả 33 3.5.2 Kiểm định tương quan biến mơ hình đa cộng tuyến 33 3.5.3 Kiểm định tượng phương sai thay đổi phần dư liệu bảngGreene (2000) .34 3.5.4 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư liệu bảngWooldridge (2002) Drukker (2003) 34 3.5.5 Phương pháp ước lượng mơ hình 35 CHƢƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 37 4.1 Phân tích thống kê mơ tả biến mơ hình nghiên cứu .37 4.2 Kiểm định tƣơng quan đa cộng tuyến biến mơ hình 40 4.3 Phân tích đơn biến mối quan hệ nhà đầu tƣ nƣớc hiệu giá 43 4.4 Kiểm tra tác động nhà đầu tƣ nƣớc việc cải thiện hiệu thơng tin giá chứng khốn 45 4.4.1 Phân tích hồi quy phương pháp Pooled OLS, FEM, REM 45 4.4.2 Phân tích hồi quy phương pháp GMM .54 4.5 Kiểm tra mối quan hệ nhân Granger sở hữu nƣớc hiệu thơng tin giá chứng khốn 58 4.6 Tổng hợp thảo luận kết nghiên cứu 61 CHƢƠNG KẾT LUẬN .64 5.1 Kết luận 64 5.2 Những hạn chế luận văn .65 5.3 Những gợi ý hƣớng nghiên cứu .66 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT EMH: Lý thuyết thị trường hiệu (Efficient Market Hypothesis) HOSE: Sở Giao Dịch Chứng Khốn Thành Phố Hồ Chí Minh FEM: Mơ hình tác động cố định (Fixed Effects Model) REM: Mơ hình tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model) GMM: Generalized method of moments TPP: Hiệp Định Đối Tác Xuyên Thái Bình Dương (Trans-Pacific Strategic Economic Partnership Agreement ) TTCK: Thị Trường Chứng Khoán WTO: Tổ Chức Thương Mại Thế Giới (World Trade Organization) DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1 - Tổng hợp nghiên cứu thực nghiệm tác động nhà đầu tư nước hiệu thơng tin giá chứng khốn Bảng 3.1 - Tóm tắt biến sử dụng mơ hình nghiên cứu Bảng 4.1 - Thống kê mơ tả biến Bảng 4.2.1 - Kiểm tra hệ số tương quan biến mơ hình Bảng 4.2.2 - Kiểm tra tượng đa cộng tuyến biến mơ hình Bảng 4.3 - Thống kê tóm tắt cho quy mơ doanh nghiệp sở hữu nước ngồi Bảng 4.4 - Mối quan hệ sở hữu nước hiệu giá: Pooled OLS, FEM, REM Bảng 4.5 - Kết kiểm định lựa cho mơ hình Pooled OLS hay FEM Bảng 4.6 - Kết kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled OLS hay REM Bảng 4.7 - Kết kiểm định lựa chọn mơ hình FEM hay REM Bảng 4.8 - Kết kiểm định phương sai thay đổi Bảng 4.9 – Kết kiểm định tự tương quan Bảng 4.10 - Mối quan hệ sở hữu nước hiệu giá: Hồi quy GMM Bảng 4.11 - Phân tích mối quan hệ Granger cho hai nhân tố INEFFICIENCY FIOCHG NHÀ ĐẦU TƯ NƯỚC NGỒI CĨ CẢI THIỆN HIỆU QUẢ THƠNG TIN CỦA GIÁ CHỨNG KHỐN? BẰNG CHỨNG TỪ VIỆT NAM TĨM TẮT Luận văn tập trung nghiên cứu tác động nhà đầu tư nước việc cải thiện hiệu thơng tin giá chứng khốn Với mẫu nghiên cứu 326 công ty giai đoạn từ 2005 đến 2014, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Pooled OLS, FEM GMM để ước lượng mô hình tác động nhà đầu tư nước ngồi việc cải thiện hiệu thông tin giá Sau tác giả thực kiểm định nhân Granger để kiểm định mối quan hệ nhân sở hữu nước ngồi hiệu giá chứng khốn Kết nghiên cứu cho thấy chứng khoán có sở hữu nước ngồi cao giá hiệu hơn, chứng khốn có thay đổi sở hữu nhà đầu tư nước nhà đầu tư tổ chức nước cao giá chứng khốn hiệu Cuối cùng, kiểm định mối quan hệ nhân Granger cho kết thay đổi hoạt động giao dịch nhà đầu tư nước ngồi dự đốn thay đổi hiệu giá chứng khốn, khơng có chiều ngược lại Từ khóa: Sở hữu nước ngồi, hiệu giá chứng khốn, nhà đầu tư nước ngồi CHƢƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài Thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam hoạt động 15 năm nhìn chung cịn non trẻ Tuy nhiên, TTCK có bước phát triển nhanh chóng, góp phần vào phát triển kinh tế đất nước, kênh huy động vốn hiệu cho doanh nghiệp giúp đánh giá giá trị doanh nghiệp tình hình kinh tế, cung cấp mơi trường đầu tư cho công chúng trở thành tâm điểm thu hút ý nhiều nhà đầu tư Và thơng qua thị trường chứng khốn, doanh nghiệp dễ dàng tiếp cận nguồn vốn, thực dự án kinh doanh Từ lại giải việc làm cho lượng lớn nhân công, cải thiện đời sống người tiêu dùng, giúp nhà nước cải thiện ngân sách, sở hạ tầng… Đặc biệt, với xu hướng tự hóa kinh tế toàn cầu diễn mạnh mẽ nay, rào cản quốc tế ngày thu hẹp Thị trường chứng khoán Việt Nam thỏi nam châm thu hút nguồn vốn đầu tư nước chảy vào Sau gia nhập WTO năm 2007, TTCK bắt đầu lớn mạnh thực trở thành kênh đầu tư mới, hiệu với nhà đầu tư Gần nhất, vào ngày 4-2-2016 Việt Nam thức gia nhập Hiệp định đối tác xuyên Thái Bình Dương (TPP), việc ký kết hiệp định quan trọng đánh dấu bước tiến TTCK Việt Nam trình hội nhập quốc tế từ sau giai đoạn WTO Các nước TPP cam kết xóa bỏ thuế nhập dành cho háng hóa Việt Nam hiệp định có hiệu lực 78%-95% số dịng thuế xóa bỏ hồn tồn từ 97%-100% dịng thuế Nhiều mặt hàng xuất chủ lực Việt Nam vào thị trường TPP hưởng thuế xuất 0% sau Hiệp định có hiệu lực sau 3-5 năm như: nơng sản, thủy sản, dệt may, giày dép, đồ gỗ, điện tử… Ngoài ra, cam kết thuộc Chương dịch vụ tài Hiệp định TPP cam kết minh bạch hóa tạo hội tiếp cận thị trường tốt cho nhà đầu tư nước ngồi Do đó, thời gian tới TTCK có tăng 10/ Phụ lục cho bảng 4.9 *KIEM DINH TU TUONG QUAN xtserial vr15 lvr15 lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 148) = 67.579 Prob > F = 0.0000 xtserial vr110 lvr110 lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 148) = 48.015 Prob > F = 0.0000 xtserial autod lautod lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 148) = 105.379 Prob > F = 0.0000 xtserial autow lautow lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 148) = 71.776 Prob > F = 0.0000 11/ Phụ lục cho bảng 4.10 * Mo Hinh GMM xtabond2 vr15 lvr15 lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud, gmm(dlfio lfio , eq(d) lag(1 )) iv(dlfio dldio ) nomata robust Building GMM instruments instrument(s) dropped because of collinearity Estimating Warning: Two-step estimated covariance matrix of moment conditions is singular Number of instruments may be large relative to number of groups Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Performing specification tests Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firm Time variable : nm Number of instruments = 59 Wald chi2(8) = 30.42 Prob > chi2 = 0.000 vr15 Coef lvr15 lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud _cons -.2851964 -.5332316 0883903 -.4631053 2610939 2371308 -.1644207 2842271 -.0000598 -4.373765 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err .120214 1678493 0999556 3156489 1979461 0616019 0517086 1544324 0001623 1.209703 z -2.37 -3.18 0.88 -1.47 1.32 3.85 -3.18 1.84 -0.37 -3.62 P>|z| 0.018 0.001 0.377 0.142 0.187 0.000 0.001 0.066 0.713 0.000 = = = = = 794 241 3.29 [95% Conf Interval] -.5208116 -.8622102 -.1075192 -1.081766 -.1268734 1163934 -.2657678 -.018455 -.0003779 -6.74474 -.0495812 -.204253 2842997 1555552 6490612 3578682 -.0630736 5869091 0002583 -2.00279 Instruments for first differences equation Standard D.(dlfio dldio) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(dlfio lfio) Instruments for levels equation Standard _cons dlfio dldio Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.29 Pr > z = 0.022 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.51 Pr > z = 0.130 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(49) = 54.06 Prob > chi2 = 0.287 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(49) = 35.91 Prob > chi2 = 0.918 weakened by many instruments.) xtabond2 vr110 lvr110 lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud, gmm(ldio lsize lprice lzeros lamihud, eq(l) lag(3 0)) iv(d2.ldio lprice lamihud) nomata robust Building GMM instruments instrument(s) dropped because of collinearity Estimating Warning: Two-step estimated covariance matrix of moment conditions is singular Number of instruments may be large relative to number of groups Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Performing specification tests Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firm Time variable : nm Number of instruments = 120 Wald chi2(8) = 37.91 Prob > chi2 = 0.000 vr110 lvr110 lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Coef Std Err -.0358948 -.3485841 -.2672209 1231252 -.3528641 -.037568 1000525 2464374 6.25e-06 3480948 0637321 1558083 2666874 1114696 1462898 0139301 0194045 1151622 000052 3317387 = = = = = 547 190 2.88 z P>|z| [95% Conf Interval] -0.56 -2.24 -1.00 1.10 -2.41 -2.70 5.16 2.14 0.12 1.05 0.573 0.025 0.316 0.269 0.016 0.007 0.000 0.032 0.904 0.294 -.1608074 0890178 -.6539627 -.0432056 -.7899187 2554769 -.0953513 3416016 -.6395868 -.0661414 -.0648704 -.0102655 0620203 1380846 0207236 4721513 -.0000957 0001082 -.3021012 9982907 Instruments for first differences equation Standard D.(D2.ldio lprice lamihud) Instruments for levels equation Standard _cons D2.ldio lprice lamihud GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(0/3).(ldio lsize lprice lzeros lamihud) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -4.72 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.58 Pr > z = 0.560 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(110) = 235.76 Prob > chi2 = 0.000 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(110) = 108.53 Prob > chi2 = 0.522 weakened by many instruments.) xtabond2 autod lautod lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud, gmm(ldio dlfio lprice lamihud, eq(b) lag(7 4)) iv(dldio ldio lsize lzeros) nomata robust Building GMM instruments Estimating Warning: Two-step estimated covariance matrix of moment conditions is singular Number of instruments may be large relative to number of groups Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Performing specification tests Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firm Time variable : nm Number of instruments = 76 Wald chi2(8) = 18.24 Prob > chi2 = 0.032 autod lautod lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Coef Std Err .0646841 -.0152323 -.1769879 -.0152603 -.0467034 0108486 -.0183524 -.1082713 0001394 0135709 0857207 0687235 0936656 0290754 0526246 0052628 0125629 0543693 000054 0917193 z 0.75 -0.22 -1.89 -0.52 -0.89 2.06 -1.46 -1.99 2.58 0.15 = = = = = 794 241 3.29 P>|z| [95% Conf Interval] 0.450 0.825 0.059 0.600 0.375 0.039 0.144 0.046 0.010 0.882 -.1033254 2326937 -.149928 1194633 -.3605691 0065933 -.072247 0417265 -.1498457 0564389 0005336 0211636 -.0429751 0062704 -.2148331 -.0017094 0000336 0002451 -.1661956 1933375 Instruments for first differences equation Standard D.(dldio ldio lsize lzeros) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(4/7).(ldio dlfio lprice lamihud) Instruments for levels equation Standard _cons dldio ldio lsize lzeros GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL3.(ldio dlfio lprice lamihud) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -4.81 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.64 Pr > z = 0.523 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(66) = 82.69 Prob > chi2 = 0.080 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(66) = 51.67 Prob > chi2 = 0.902 weakened by many instruments.) xtabond2 autow lautow lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud, gmm(lfio ldio , eq(l) lag(3 0)) iv(d2.lsize d.lprice ldio) nomata robust Building GMM instruments Estimating Warning: Two-step estimated covariance matrix of moment conditions is singular Number of instruments may be large relative to number of groups Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Performing specification tests Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firm Time variable : nm Number of instruments = 54 Wald chi2(8) = 11.44 Prob > chi2 = 0.247 autow lautow lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Coef Std Err -.0344841 1215892 0490675 -.0064406 -.1169094 -.0343493 0110943 0771772 000128 9147665 1402273 0774157 090271 0411067 0558913 0145539 0192646 1261566 0001125 2807902 z -0.25 1.57 0.54 -0.16 -2.09 -2.36 0.58 0.61 1.14 3.26 = = = = = 623 222 2.81 P>|z| [95% Conf Interval] 0.806 0.116 0.587 0.875 0.036 0.018 0.565 0.541 0.255 0.001 -.3093245 2403563 -.0301427 2733211 -.1278603 2259954 -.0870083 0741272 -.2264543 -.0073646 -.0628744 -.0058242 -.0266636 0488522 -.1700852 3244396 -.0000924 0003485 3644278 1.465105 Instruments for first differences equation Standard D.(D2.lsize D.lprice ldio) Instruments for levels equation Standard _cons D2.lsize D.lprice ldio GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(0/3).(lfio ldio) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.77 Pr > z = 0.006 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.89 Pr > z = 0.376 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(44) = 64.45 Prob > chi2 = 0.024 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(44) = 29.74 Prob > chi2 = 0.951 weakened by many instruments.) 12/ Phụ lục cho bảng 4.11 xtabond2 dvr15 dlvr15 dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud, gmm(dldiochg, eq(l) lag(1 )) iv(dlfiochg l.dlsize) robust nomata Building GMM instruments Estimating Warning: Two-step estimated covariance matrix of moment conditions is singular Number of instruments may be large relative to number of groups Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Performing specification tests Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firm Time variable : nm Number of instruments = 24 Wald chi2(6) = 98.59 Prob > chi2 = 0.000 dvr15 Coef dlvr15 dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud _cons -.4343464 2847323 -.6799968 1579591 -.1186243 3369024 0000387 0130084 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err .1594963 1882579 403283 1670023 1240204 0554899 0002001 0187284 z -2.72 1.51 -1.69 0.95 -0.96 6.07 0.19 0.69 P>|z| 0.006 0.130 0.092 0.344 0.339 0.000 0.847 0.487 = = = = = 545 188 2.90 [95% Conf Interval] -.7469533 -.0842464 -1.470417 -.1693594 -.3616999 2281443 -.0003534 -.0236985 -.1217394 653711 1104233 4852776 1244512 4456606 0004309 0497153 Instruments for first differences equation Standard D.(dlfiochg L.dlsize) Instruments for levels equation Standard _cons dlfiochg L.dlsize GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(1/.).dldiochg Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.22 Pr > z = 0.001 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.25 Pr > z = 0.801 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(16) = 17.74 Prob > chi2 = 0.340 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(16) = 7.18 Prob > chi2 = 0.970 weakened by many instruments.) xtabond2 dvr110 dlvr110 dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud, gmm(dldiochg, eq(b) lag(2 1)) iv(l2.dlfiochg) robust nomata Building GMM instruments instrument(s) dropped because of collinearity Estimating Warning: Two-step estimated covariance matrix of moment conditions is singular Number of instruments may be large relative to number of groups Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Performing specification tests Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firm Time variable : nm Number of instruments = 17 Wald chi2(6) = 686.99 Prob > chi2 = 0.000 dvr110 Coef dlvr110 dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud _cons -.7949701 -.8747535 -.0029816 -.2311978 1270573 -.8560354 -.000068 05885 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err .2001985 3801057 2248921 6296281 6632257 677563 0009703 0733107 z -3.97 -2.30 -0.01 -0.37 0.19 -1.26 -0.07 0.80 P>|z| 0.000 0.021 0.989 0.713 0.848 0.206 0.944 0.422 = = = = = 239 96 2.49 [95% Conf Interval] -1.187352 -1.619747 -.443762 -1.465246 -1.172841 -2.184034 -.0019697 -.0848364 -.4025882 -.1297599 4377987 1.002851 1.426956 4719637 0018337 2025364 Instruments for first differences equation Standard D.L2.dlfiochg GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).dldiochg Instruments for levels equation Standard _cons L2.dlfiochg GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.dldiochg Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.69 Pr > z = 0.091 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.43 Pr > z = 0.666 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(9) = 10.91 Prob > chi2 = 0.282 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(9) = 5.91 Prob > chi2 = 0.749 weakened by many instruments.) xtabond2 dautod dlautod dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud, gmm(dlfiochg , eq(b) lag(2 1)) iv(dlfiochg ) robust nomata Building GMM instruments Estimating Warning: Two-step estimated covariance matrix of moment conditions is singular Number of instruments may be large relative to number of groups Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Performing specification tests Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firm Time variable : nm Number of instruments = 22 Wald chi2(6) = 12.89 Prob > chi2 = 0.075 dautod Coef dlautod dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud _cons -.6841538 0823653 0233481 0711958 -.092546 -.5018814 0006074 -.040483 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err .2680928 1042527 3568453 1070733 1155109 2683641 0005417 0221506 z -2.55 0.79 0.07 0.66 -0.80 -1.87 1.12 -1.83 P>|z| 0.011 0.429 0.948 0.506 0.423 0.061 0.262 0.068 = = = = = 568 190 2.99 [95% Conf Interval] -1.209606 -.1219663 -.6760559 -.1386641 -.3189432 -1.027865 -.0004543 -.0838973 -.1587015 2866969 7227521 2810557 1338513 0241025 0016691 0029313 Instruments for first differences equation Standard D.dlfiochg GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).dlfiochg Instruments for levels equation Standard _cons dlfiochg GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.dlfiochg Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.74 Pr > z = 0.082 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.54 Pr > z = 0.591 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(14) = 11.23 Prob > chi2 = 0.668 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(14) = 7.39 Prob > chi2 = 0.919 weakened by many instruments.) xtabond2 dautow dlautow dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud, gmm(dldiochg , eq(d) lag(2 1)) iv(dlfiochg dlzeros) robust nomata Building GMM instruments instrument(s) dropped because of collinearity Estimating Performing specification tests Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firm Time variable : nm Number of instruments = 14 Wald chi2(6) = 18.39 Prob > chi2 = 0.010 dautow dlautow dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Coef Std Err -.3499558 -.0813459 1666128 1688121 -.2261075 1859672 -.0003846 -.0078318 2348645 1111887 0929787 1712267 1659213 1442666 000505 022506 = = = = = 568 190 2.99 z P>|z| [95% Conf Interval] -1.49 -0.73 1.79 0.99 -1.36 1.29 -0.76 -0.35 0.136 0.464 0.073 0.324 0.173 0.197 0.446 0.728 -.8102819 -.2992719 -.0156222 -.166786 -.5513073 -.0967901 -.0013744 -.0519429 1103703 13658 3488477 5044102 0990923 4687246 0006052 0362792 Instruments for first differences equation Standard D.(dlfiochg dlzeros) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).dldiochg Instruments for levels equation Standard _cons dlfiochg dlzeros Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.76 Pr > z = 0.079 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.23 Pr > z = 0.817 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(6) = 10.08 Prob > chi2 = 0.121 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(6) = 9.23 Prob > chi2 = 0.161 weakened by many instruments.) xtabond2 dfiochg dlvr15 dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud, gmm(dlfiochg dldiochg , eq(d) lag(1 )) iv(dldiochg dlzeros dlamihud) robust 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 robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firm Time variable : nm Number of instruments = 47 Wald chi2(7) = 40.79 Prob > chi2 = 0.000 dfiochg dlvr15 dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Coef Std Err .0042615 -.27233 -.0709879 -.008029 0053264 0105285 0000303 -.0052246 0344277 0487997 0483664 0448757 050445 0295734 0000152 0058444 z 0.12 -5.58 -1.47 -0.18 0.11 0.36 2.00 -0.89 = = = = = 546 180 3.03 P>|z| [95% Conf Interval] 0.901 0.000 0.142 0.858 0.916 0.722 0.046 0.371 -.0632155 0717385 -.3679758 -.1766843 -.1657843 0238084 -.0959838 0799259 -.0935439 1041968 -.0474342 0684912 5.43e-07 00006 -.0166794 0062302 Instruments for first differences equation Standard D.(dldiochg dlzeros dlamihud) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/9).(dlfiochg dldiochg) Instruments for levels equation Standard dldiochg dlzeros dlamihud _cons Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.10 Pr > z = 0.002 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.88 Pr > z = 0.061 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(39) = 71.67 Prob > chi2 = 0.001 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(39) = 26.55 Prob > chi2 = 0.936 weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(dldiochg dlzeros dlamihud) Hansen test excluding group: chi2(36) = 24.55 Prob > chi2 = 0.926 Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 1.99 Prob > chi2 = 0.574 xtabond2 dfiochg dlvr110 dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud, gmm(dlfiochg , eq(l) lag(1 )) iv(dlfiochg dldiochg dlsize ) robust 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 robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firm Time variable : nm Number of instruments = 25 Wald chi2(7) = 135.99 Prob > chi2 = 0.000 dfiochg dlvr110 dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Coef Std Err .0372813 -.518094 -.0369582 -.0262073 0287932 -.0353623 -.0001521 0040683 047777 064451 0466601 098021 1039238 0331734 0002242 017276 z 0.78 -8.04 -0.79 -0.27 0.28 -1.07 -0.68 0.24 = = = = = 546 180 3.03 P>|z| [95% Conf Interval] 0.435 0.000 0.428 0.789 0.782 0.286 0.498 0.814 -.0563599 1309226 -.6444157 -.3917724 -.1284102 0544938 -.2183249 1659102 -.1748937 2324802 -.1003809 0296564 -.0005915 0002873 -.029792 0379286 Instruments for first differences equation Standard D.(dlfiochg dldiochg dlsize) Instruments for levels equation Standard dlfiochg dldiochg dlsize _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(1/8).dlfiochg Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.68 Pr > z = 0.093 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.70 Pr > z = 0.090 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(17) = 29.83 Prob > chi2 = 0.028 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(17) = 7.38 Prob > chi2 = 0.978 weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(dlfiochg dldiochg dlsize) Hansen test excluding group: chi2(14) = 0.47 Prob > chi2 = 1.000 Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 6.92 Prob > chi2 = 0.075 xtabond2 dfiochg dlautod dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud, gmm(dlfiochg , eq(l) lag(1 )) iv(dlfiochg dldiochg) robust 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 robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firm Time variable : nm Number of instruments = 24 Wald chi2(7) = 108.65 Prob > chi2 = 0.000 dfiochg Coef dlautod dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud _cons 1407661 -.5201906 -.0141215 -.138178 0979373 -.0513059 -.0001423 0116177 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err .0875189 0535609 0506646 1064284 1017094 0398051 0002197 0182573 z 1.61 -9.71 -0.28 -1.30 0.96 -1.29 -0.65 0.64 P>|z| 0.108 0.000 0.780 0.194 0.336 0.197 0.517 0.525 = = = = = 546 180 3.03 [95% Conf Interval] -.0307678 -.6251679 -.1134223 -.3467738 -.1014096 -.1293224 -.0005729 -.0241659 3123001 -.4152132 0851793 0704177 2972841 0267107 0002883 0474012 Instruments for first differences equation Standard D.(dlfiochg dldiochg) Instruments for levels equation Standard dlfiochg dldiochg _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(1/8).dlfiochg Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.75 Pr > z = 0.080 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.70 Pr > z = 0.090 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(16) = 19.25 Prob > chi2 = 0.256 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(16) = 7.76 Prob > chi2 = 0.956 weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(dlfiochg dldiochg) Hansen test excluding group: chi2(14) = 2.67 Prob > chi2 = 1.000 Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 5.09 Prob > chi2 = 0.078 xtabond2 dfiochg dlautow dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud, gmm(dlfiochg dlprice, eq(l) lag(1 )) iv(dlfiochg dldiochg) robust 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 robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: firm Time variable : nm Number of instruments = 45 Wald chi2(7) = 180.73 Prob > chi2 = 0.000 dfiochg Coef dlautow dlfiochg dldiochg dlsize dlprice dlzeros dlamihud _cons 064549 -.5104738 -.0325669 -.1026925 0952432 -.0439944 -.000091 007352 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err .0609492 0476099 0460204 037184 0337976 0250208 0000838 005635 z 1.06 -10.72 -0.71 -2.76 2.82 -1.76 -1.09 1.30 P>|z| 0.290 0.000 0.479 0.006 0.005 0.079 0.277 0.192 = = = = = 546 180 3.03 [95% Conf Interval] -.0549091 -.6037874 -.1227653 -.1755719 029001 -.0930343 -.0002553 -.0036924 1840072 -.4171601 0576314 -.0298131 1614853 0050455 0000733 0183964 Instruments for first differences equation Standard D.(dlfiochg dldiochg) Instruments for levels equation Standard dlfiochg dldiochg _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(1/8).(dlfiochg dlprice) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.61 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.85 Pr > z = 0.065 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(37) = 50.09 Prob > chi2 = 0.074 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(37) = 28.63 Prob > chi2 = 0.836 weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(dlfiochg dldiochg) Hansen test excluding group: chi2(35) = 25.58 Prob > chi2 = 0.878 Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 3.05 Prob > chi2 = 0.218 13/ Phụ lục hồi quy Fama-MacBeth *Mo Hinh Fama MacBeth regression xtfmb vr15 lvr15 lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud Fama-MacBeth (1973) Two-Step procedure vr15 Coef lvr15 lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud _cons 4812143 -.0150444 1148227 0111733 0956899 0000896 0085237 -.1230051 -.0006408 1058359 Fama-MacBeth Std Err .2621581 0690535 0757441 0495356 1088368 0230003 0421179 3669655 0010104 2232837 Number of obs Num time periods F( 9, 7) Prob > F avg R-squared t 1.84 -0.22 1.52 0.23 0.88 0.00 0.20 -0.34 -0.63 0.47 P>|t| 0.109 0.834 0.173 0.828 0.408 0.997 0.845 0.747 0.546 0.650 = = = = = 794 7.00 0.0089 0.4298 [95% Conf Interval] -.138691 -.17833 -.0642835 -.1059597 -.1616682 -.0542974 -.0910692 -.9907406 -.00303 -.4221462 1.10112 1482411 293929 1283064 353048 0544765 1081166 7447304 0017483 633818 xtfmb vr110 lvr110 lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud Fama-MacBeth (1973) Two-Step procedure vr110 Coef lvr110 lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud _cons 1757117 0045465 -.0093165 0661348 -.0565798 -.0163026 027571 2032542 -.0009521 3715599 Fama-MacBeth Std Err .0629818 1498156 098402 1082447 1030316 0118286 0294931 0963538 0009758 0834026 Number of obs Num time periods F( 9, 7) Prob > F avg R-squared t 2.79 0.03 -0.09 0.61 -0.55 -1.38 0.93 2.11 -0.98 4.46 P>|t| 0.027 0.977 0.927 0.561 0.600 0.211 0.381 0.073 0.362 0.003 = = = = = 794 7.00 0.0089 0.3563 [95% Conf Interval] 0267833 -.3497112 -.2420004 -.1898232 -.3002108 -.0442729 -.0421692 -.0245864 -.0032595 174344 32464 3588042 2233674 3220929 1870512 0116676 0973111 4310948 0013552 5687758 xtfmb autod lautod lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud Fama-MacBeth (1973) Two-Step procedure autod Coef lautod lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud _cons 0966296 -.0077055 0258905 -.03309 0215526 001603 0015207 -.1608332 -.0008039 1032244 Fama-MacBeth Std Err .064086 0272266 0428254 0186738 0465531 0070437 0127045 155922 0005586 0559085 Number of obs Num time periods F( 9, 7) Prob > F avg R-squared t 1.51 -0.28 0.60 -1.77 0.46 0.23 0.12 -1.03 -1.44 1.85 P>|t| 0.175 0.785 0.565 0.120 0.657 0.826 0.908 0.337 0.193 0.107 = = = = = 794 7.00 0.0089 0.3545 [95% Conf Interval] -.0549097 -.0720861 -.0753756 -.0772464 -.088528 -.0150526 -.0285206 -.5295301 -.0021247 -.0289783 2481689 0566751 1271566 0110665 1316331 0182587 031562 2078637 0005169 235427 xtfmb autow lautow lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud Fama-MacBeth (1973) Two-Step procedure autow Coef lautow lfio dlfio ldio dldio lsize lprice lzeros lamihud _cons 0955831 0157626 0908591 -.0065039 0954517 -.0016351 0071832 1434742 0012804 0447542 Fama-MacBeth Std Err .0520924 0505187 0574923 0285088 1798785 003576 0121649 0568841 001298 051283 Number of obs Num time periods F( 9, 7) Prob > F avg R-squared t 1.83 0.31 1.58 -0.23 0.53 -0.46 0.59 2.52 0.99 0.87 P>|t| 0.109 0.764 0.158 0.826 0.612 0.661 0.573 0.040 0.357 0.412 = = = = = 794 7.00 0.0089 0.2913 [95% Conf Interval] -.0275957 -.1036951 -.0450885 -.0739166 -.3298933 -.010091 -.0215821 0089647 -.0017888 -.0765107 218762 1352203 2268067 0609088 5207967 0068209 0359486 2779836 0043495 1660191 ... kết nhà đầu tư nước ngồi khơng có khả cải thiện hiệu thơng tin giá chứng khoán Từ kết nghiên cứu đó, tác giả kỳ vọng nhà đầu tư nước ngồi có tác động tích cực việc cải thiện hiệu thông tin giá chứng. .. trường chứng khoán, nhà đầu tư nước ngồi có vai trị quan trọng việc cải thiện hiệu thông tin giá chứng khoán, cụ thể nhà 13 đầu tư nước ngồi có tác động tích cực đến tính hiệu thơng tin giá chứng. .. hữu nước ngồi hiệu giá chứng khốn Kết nghiên cứu cho thấy chứng khoán có sở hữu nước ngồi cao giá hiệu hơn, chứng khốn có thay đổi sở hữu nhà đầu tư nước nhà đầu tư tổ chức nước cao giá chứng