BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN DUY LUÂN ĐO LƯỜNG MỨC CHẤP NHẬN RỦI RO TƯƠNG ỨNG VỚI SUẤT SINH LỢI MỤC TIÊU VÀ SUẤT SINH LỢI KỲ VỌNG ĐƯỢC CHI PHỐI BỞI CỔ ĐÔNG LỚN LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN DUY LUÂN ĐO LƯỜNG MỨC CHẤP NHẬN RỦI RO TƯƠNG ỨNG VỚI SUẤT SINH LỢI MỤC TIÊU VÀ SUẤT SINH LỢI KỲ VỌNG ĐƯỢC CHI PHỐI BỞI CỔ ĐƠNG LỚN Chun ngành: Tài Chính – Ngân Hàng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS TS NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG TP HỒ CHÍ MINH - 2019 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận văn nghiên cứu “Đo lường mức chấp nhận rủi ro tương ứng với suất sinh lợi mục tiêu suất sinh lợi kỳ vọng chi phối cổ đơng lớn” cơng trình nghiên cứu riêng với hỗ trợ Giảng viên hướng dẫn PGS TS Nguyễn Thị Ngọc Trang Nội dung luận văn có tham khảo sử dụng liệu, thông tin đăng tải tài liệu Tiếng Anh, Tiếng Việt trang Web theo danh mục tài liệu tham khảo TP.HCM, ngày 20 tháng 02 năm 2019 Tác giả NGUYỄN DUY LUÂN MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU TÓM TẮT ABSTRACT CHƯƠNG I: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý nghiên cứu đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Đối tượng nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa nghiên cứu 1.6 Bố cục đề tài CHƯƠNG II: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT 2.1 Các lý thuyết tài đại 2.1.1 Lý thuyết mơ hình định giá tài sản vốn (CAPM) 2.1.2 Lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT) 2.2 Lý thuyết tài hành vi 2.2.1 Hành vi không hợp lý 2.2.2 Tự tin mức 2.2.3 Lệch lạc tình điển hình 2.2.4 Lý thuyết triển vọng 2.3 Các nghiên cứu quốc tế mối quan hệ suất sinh lợi rủi ro 11 2.4 Mối quan hệ rủi ro – suất sinh lợi chất cổ đông lớn 17 2.5 Các giả thiết mô hình nghiên cứu 18 CHƯƠNG III: DỮ LIỆU, MƠ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 19 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 19 3.2 Mơ hình nghiên cứu 20 3.3 Mô tả biến 21 CHƯƠNG IV: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 27 4.1 Thống kê mô tả biến 27 4.1.1 Thống kê mô tả tổng quan 27 4.1.2 Thống kê mô tả theo chất sở hữu 29 4.2 Kiểm tra mức độ tương quan biến số 30 4.3 Kiểm tra t-test nhóm cổ đơng thuộc chất sở hữu 33 4.4 Kết hồi quy liệu bảng theo hình GMM 35 4.4.1 thập Kết hồi quy liệu bảng theo hình GMM cho toàn mẫu thu 36 4.4.2 Kết hồi quy liệu bảng theo hình GMM phân nhóm theo chất sở hữu cổ đông lớn 44 5.1 Kết luận 49 5.2 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 49 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT APT Mơ hình lý thuyết định giá kinh doanh chênh lệch giá CAPM Mơ hình định giá tài sản vốn GMM Mơ hình hồi quy ước lượng Generalized Method of Moments HNX Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội HOSE Sở giao dịch chứng khốn Tp Hồ Chí Minh ROA Tỷ suất lợi nhuận tài sản ROE Tỷ suất lợi nhuận vốn chủ sở hữu UBCKNN Ủy ban chứng khoán nhà nước DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 3.1: Bảng tóm tắt biến mơ hình 23 Bảng 3.2: Bảng kỳ vọng dấu biến tác động 24 Bảng 4.1: Thống kê mô tả 27 Bảng 4.2: Thống kê mô tả theo chất sở hữu 29 Bảng 4.3: Ma trận hệ số tương quan 31 Bảng 4.4: Bảng tổng hợp kiểm tra t-test phân loại theo nhóm sở hữu 35 Bảng 4.5: Kết hồi quy mơ hình GMM cho tồn mẫu 36 Bảng 4.6: Kết kiểm định tượng tự tương quan bậc 41 Bảng 4.7: Kết kiểm định tượng tự tương quan bậc 41 Bảng 4.8: Kết kiểm định biến công cụ 42 Bảng 4.9: Kết tổng hồi hồi quy theo mơ hình GMM 42 Bảng 4.10: Kết hồi quy mơ hình GMM phân nhóm theo chất sở hữu cổ đông lớn 45 TÓM TẮT Bài nghiên cứu phân tích mối quan hệ mức độ chấp nhận rủi ro hiệu hoạt động doanh nghiệp cho ví dụ doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán Việt Nam giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2017 Tác giả tìm kiếm mối liên hệ hai quan điểm chấp nhận rủi ro kỳ vọng thấp mức sinh lợi mục tiêu kỳ vọng vượt ngưỡng sinh lợi mục tiêu Tác giả xem xét mơ hình thể mối quan hệ biến số rủi ro, suất sinh lợi, biến giả sở hữu (cá nhân tổ chức), đòn bẩy, quy mơ, tốc độ tăng trưởng kỳ khủng hoảng dùng phương pháp hồi quy GMM, kiểm định Hansen, AR1, AR2 để đo lường mơ hình Như vậy, thơng qua mơ hình nghiên cứu thể liệu có ý nghĩa mặt dự báo Cùng với việc phân tích cụ thể số doanh nghiệp thực tế niêm yết, tác giả đưa chứng thực nghiệm đem lại góc nhìn cụ thể mơ hình dự báo áp dụng thực tiễn Từ khóa: Rủi ro, lý thuyết triển vọng, cổ đơng lớn ABSTRACT This research analyzes the relationship between risk-taking and firms performance for examples in firms listed on Viet Nam stock exchange from 2007 to 2017 The author looks for the relationship between two perspectives of risk-taking when investors’ expectation is lower than the target profitability level and expectation of exceeding the target profit threshold The author examines the model showing the relationship between risk variables, profitability, dummy variables of ownership (individuals and institutions), leverage, firm size, growth rate and crisis period Using GMM regression method, Hansen, AR1, AR2 test to measure this model Thus, through the research model, it is possible to show significant predictive data Along with the specific analysis for some actually listed firms, the author provides empirical evidence that gives a more specific perspective on the forecasting model when the practical application Keywords: Risk, prospect theory, major shareholders CHƯƠNG I: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý nghiên cứu đề tài Mối quan hệ hiệu hoạt động mức độ chấp nhận rủi ro doanh nghiệp đề tài phổ biến trao đổi sôi ấn phẩm tài quốc tế nước.Tuy nhiên việc giải thích mối quan hệ hiệu hoạt động rủi ro phần lớn đứng góc độ lý thuyết truyền thống đánh đổi rủi ro mơ hình CAPM giới thiệu Treynor (1962); Sharpe (1964) nghiên cứu lý thuyết tài mối quan hệ tuyến tính doanh nghiệp ln đòi hỏi suất sinh lợi cao tương ứng với rủi ro mơ hình CAPM phát triển góc độ khác không bao gồm giả định tồn tài sản phi rủi ro zero-beta CAPM nghiên cứu Fisher Black (1972) Mặc dù nhà nghiên cứu ln cố gắng tìm kiếm quy luật chung kinh tế để giải thích kiện kinh tế, kiện xác định kết hợp biến ảnh hưởng tâm lý để phản ánh mơ tả liệu tài cho việc định Tâm lý học đưa vào nghiên cứu tài thời gian gần phát triển nhanh chóng để tìm hiểu thức hành vi người ảnh hưởng đến định nhà đầu tư thị trường tài chính, giải thích biến số tài thơng qua các ảnh hưởng tâm lý việc định Cùng với áp lực mục tiêu kết hoạt động bối cảnh cạnh tranh gay gắt nay, doanh nghiệp có khuynh hướng đánh đổi nhiều rủi ro để đạt mục tiêu đề Nghiên cứu rủi ro suất sinh lợi nhiều tác giả thực Việt Nam giới, việc áp dụng tâm lý hành vi để giải thích kiện kinh tế chưa nghiên cứu rộng rãi, hướng để xác định tác động tâm lý nhà đầu tư đưa định tài Bên cạnh đó, lý thuyết triển vọng giải thích đầy đủ việc định điều kiện có rủi ro dựa chứng thực nghiệm hành vi trái ngược với lý thuyết hữu dụng kỳ vọng Tại Việt Nam, mơ hình sở hữu quản trị công ty niêm yết tương Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 347 0219317 0012381 0230639 0194965 0243669 | 1,885 0163516 000468 0203168 0154338 0172694 -+ -combined | 2,232 0172191 0004415 0208605 0163532 018085 -+ -diff | 0055801 0012131 0032012 007959 -diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = t = 4.5999 degrees of freedom = 2230 Ha: diff < Ha: diff != Ha: diff > Pr(T < t) = 1.0000 Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Pr(T > t) = 0.0000 ttest return,by(insti) Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 347 0507129 0035776 0666436 0436763 0577495 | 1,885 0621525 0015495 0672739 0591136 0651914 -+ -combined | 2,232 060374 0014243 0672893 0575809 0631671 -+ -diff | -.0114396 0039241 -.0191349 -.0037442 -diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = t = -2.9152 degrees of freedom = 2230 Ha: diff < Ha: diff != Ha: diff > Pr(T < t) = 0.0018 Pr(|T| > |t|) = 0.0036 Pr(T > t) = 0.9982 ttest lev,by(insti) Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 347 4719452 0122702 2285686 4478116 4960788 | 1,885 5165516 005177 2247668 5063984 5267048 -+ -combined | 2,232 5096168 0047813 2258896 5002405 5189931 -+ -diff | -.0446063 0131645 -.0704224 -.0187903 -diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = t = -3.3884 degrees of freedom = 2230 Ha: diff < Ha: diff != Ha: diff > Pr(T < t) = 0.0004 Pr(|T| > |t|) = 0.0007 Pr(T > t) = 0.9996 ttest lnat,by(insti) Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 347 13.21755 0703835 1.3111 13.07911 13.35598 | 1,885 13.64343 0315376 1.369257 13.58158 13.70528 -+ -combined | 2,232 13.57722 0289734 1.368822 13.5204 13.63404 -+ -diff | -.4258833 079468 -.5817222 -.2700443 -diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = t = -5.3592 degrees of freedom = 2230 Ha: diff < Ha: diff != Ha: diff > Pr(T < t) = 0.0000 Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Pr(T > t) = 1.0000 ttest growth,by(insti) Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 347 4344055 0677357 1.261777 3011799 5676311 | 1,885 2290028 0177818 7720253 1941287 2638769 -+ -combined | 2,232 2609359 0184013 8693526 2248504 2970214 -+ -diff | 2054027 0506083 1061584 304647 -diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = t = 4.0587 degrees of freedom = 2230 Ha: diff < Ha: diff != Ha: diff > Pr(T < t) = 1.0000 Pr(|T| > |t|) = 0.0001 Pr(T > t) = 0.0000 ttest crisis,by(insti) Two-sample t test with equal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 347 5417867 0267861 4989703 4891026 5944709 | 1,885 5580902 0114414 4967458 5356511 5805293 -+ -combined | 2,232 5555556 0105202 4970153 5349252 5761859 -+ -diff | -.0163034 0290378 -.0732473 0406404 -diff = mean(0) - mean(1) Ho: diff = t = -0.5615 degrees of freedom = 2230 Ha: diff < Ha: diff != Ha: diff > Pr(T < t) = 0.2873 Pr(|T| > |t|) = 0.5745 Pr(T > t) = 0.7127 * Kết hồi quy mơ hình xtabond2 risk l.risk return return2 indiv insti lev lnat growth crisis,gmm(l.risk ,lag(1 1)) iv(return return2 indiv insti lev lnat growth c > risis) two 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 Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 1984 Time variable : year Number of groups = 248 Number of instruments = 23 Obs per group: = Wald chi2(9) = 283.55 avg = 8.00 Prob > chi2 = 0.000 max = -risk | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -risk | L1 | 0979002 0504206 1.94 0.052 -.0009224 1967227 return | -.1593348 0138136 -11.53 0.000 -.186409 -.1322607 return2 | 9582266 0930164 10.30 0.000 7759178 1.140535 indiv | 0010522 0009301 1.13 0.258 -.0007707 0028752 insti | -.0026308 0013233 -1.99 0.047 -.0052244 -.0000371 lev | -.0076146 0026286 -2.90 0.004 -.0127666 -.0024627 | lnat | -.0009006 000407 -2.21 0.027 -.0016984 -.0001028 growth | 0004215 0004763 0.88 0.376 -.0005121 0013551 crisis | -.0012458 0007188 -1.73 0.083 -.0026546 0001629 _cons | 0344604 0068819 5.01 0.000 0209722 0479487 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(return return2 indiv insti lev lnat growth crisis) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.L.risk Instruments for levels equation Standard return return2 indiv insti lev lnat growth crisis _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.L.risk -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -6.48 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.72 Pr > z = 0.474 -Sargan test of overid restrictions: chi2(13) = 120.04 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.164 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(13) = 17.84 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(6) = 8.18 Prob > chi2 = 0.226 Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 9.67 Prob > chi2 = 0.208 iv(return return2 indiv insti lev lnat growth crisis) Hansen test excluding group: chi2(5) = 12.62 Prob > chi2 = 0.027 Difference (null H = exogenous): chi2(8) = 5.23 Prob > chi2 = 0.733 est store a1 esttab a1 , se(%12.3f) b(%12.3f)star(* 0.10 ** 0.05 *** 0.01) gaps ar2 bic scalars(rss) mtitles("GMM") title("Tong Hop") Tong Hop -(1) GMM -L.risk 0.098* (0.050) return -0.159*** (0.014) return2 0.958*** (0.093) indiv 0.001 (0.001) insti -0.003** (0.001) lev -0.008*** (0.003) lnat -0.001** (0.000) growth 0.000 (0.000) crisis -0.001* (0.001) _cons 0.034*** (0.007) -N 1984 adj R-sq BIC rss -Standard errors in parentheses * p|z| [95% Conf Interval] -+ risk | L1 | 4345612 1569349 2.77 0.006 1269746 7421479 return | -.1699348 0164457 -10.33 0.000 -.2021678 -.1377018 return2 | 1.360486 1497294 9.09 0.000 1.067022 1.65395 lev | -.0019304 0030438 -0.63 0.526 -.0078961 0040353 lnat | -.0000214 0004383 -0.05 0.961 -.0008805 0008377 growth | 0003861 0006558 0.59 0.556 -.0008992 0016714 crisis | -.0013444 0011102 -1.21 0.226 -.0035204 0008316 _cons | 0117798 0090736 1.30 0.194 -.0060041 0295638 | -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(return return2 lev lnat growth crisis) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.L.risk Instruments for levels equation Standard return return2 lev lnat growth crisis _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.L.risk -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.90 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.84 Pr > z = 0.401 -Sargan test of overid restrictions: chi2(11) = 35.09 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.188 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(11) = 14.88 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(5) = 6.08 Prob > chi2 = 0.298 Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 8.80 Prob > chi2 = 0.185 chi2(5) = 5.75 Prob > chi2 = 0.332 Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 9.13 Prob > chi2 = 0.166 iv(return return2 lev lnat growth crisis) Hansen test excluding group: est store a1 xtabond2 risk l.risk return return2 lev lnat growth crisis if indiv==0,gmm(l.risk ,lag(2 2)) iv(return return2 lev lnat growth crisis) t > wo 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 Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 1085 Time variable : year Number of groups = 191 Number of instruments = 19 Obs per group: = Wald chi2(7) = 105.84 avg = 5.68 Prob > chi2 = 0.000 max = -risk | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -risk | L1 | 5367092 2662385 2.02 0.044 0148913 1.058527 return | -.162227 0222316 -7.30 0.000 -.2058 -.1186539 return2 | 6249212 111263 5.62 0.000 4068497 8429928 lev | -.0103598 0040476 -2.56 0.010 -.0182931 -.0024266 lnat | -.0005925 0004863 -1.22 0.223 -.0015457 0003607 | growth | -.0001632 0008674 -0.19 0.851 -.0018632 0015368 crisis | -.0002571 0008944 -0.29 0.774 -.0020101 0014958 _cons | 0245384 0095231 2.58 0.010 0058734 0432034 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(return return2 lev lnat growth crisis) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.L.risk Instruments for levels equation Standard return return2 lev lnat growth crisis _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.L.risk -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.11 Pr > z = 0.002 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 1.23 Pr > z = 0.217 -Sargan test of overid restrictions: chi2(11) = 33.51 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.225 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(11) = 14.14 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(5) = 7.66 Prob > chi2 = 0.176 Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 6.48 Prob > chi2 = 0.372 chi2(5) = 6.69 Prob > chi2 = 0.245 Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 7.45 Prob > chi2 = 0.281 iv(return return2 lev lnat growth crisis) Hansen test excluding group: est store a2 xtabond2 risk l.risk return return2 lev lnat growth crisis if insti==1,gmm(l.risk ,lag(1 1)) iv(return return2 lev lnat growth crisis) t > wo 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 Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 1683 Time variable : year Number of groups = 235 Number of instruments = 21 Obs per group: = Wald chi2(7) = 196.38 avg = 7.16 Prob > chi2 = 0.000 max = -risk | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -risk | L1 | 1294019 0535971 2.41 0.016 0243534 2344503 return | -.1617254 0163028 -9.92 0.000 -.1936782 -.1297726 return2 | 8428705 090478 9.32 0.000 6655368 1.020204 lev | -.0097003 0029384 -3.30 0.001 -.0154594 -.0039412 lnat | -.0009113 0003996 -2.28 0.023 -.0016946 -.0001281 growth | 0003013 0005076 0.59 0.553 -.0006936 0012961 crisis | -.0006467 0007311 -0.88 0.376 -.0020797 0007863 _cons | 0334363 006664 5.02 0.000 0203752 0464975 | -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(return return2 lev lnat growth crisis) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.L.risk Instruments for levels equation Standard return return2 lev lnat growth crisis _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.L.risk -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -5.95 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.51 Pr > z = 0.609 -Sargan test of overid restrictions: chi2(13) = 112.48 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 0.172 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(13) = 17.62 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(6) = 8.04 Prob > chi2 = 0.235 Difference (null H = exogenous): chi2(7) = 9.58 Prob > chi2 = 0.213 chi2(7) = 15.19 Prob > chi2 = 0.034 Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 2.43 Prob > chi2 = 0.876 iv(return return2 lev lnat growth crisis) Hansen test excluding group: est store a3 xtabond2 risk l.risk return return2 lev lnat growth crisis if insti==0,gmm(l.risk ,lag(3 3)) iv(return return2 lev lnat growth crisis) t > wo 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 Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 301 Time variable : year Number of groups = 81 Number of instruments = 17 Obs per group: = Wald chi2(7) = 298.09 avg = 3.72 Prob > chi2 = 0.000 max = -risk | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -risk | L1 | 4610701 0546198 8.44 0.000 3540173 5681229 return | -.2115566 0220219 -9.61 0.000 -.2547188 -.1683944 return2 | 1.819147 1849152 9.84 0.000 1.45672 2.181574 lev | -.005359 0036839 -1.45 0.146 -.0125793 0018614 lnat | 0012083 0005415 2.23 0.026 0001471 0022696 growth | 0010115 0009416 1.07 0.283 -.000834 002857 crisis | -.0034094 0017662 -1.93 0.054 -.006871 0000523 _cons | -.0020062 0075145 -0.27 0.789 -.0167344 012722 | -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(return return2 lev lnat growth crisis) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.L.risk Instruments for levels equation Standard return return2 lev lnat growth crisis _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL2.L.risk -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -3.31 Pr > z = 0.001 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.25 Pr > z = 0.802 -Sargan test of overid restrictions: chi2(9) = 12.28 Prob > chi2 = 0.198 Prob > chi2 = 0.675 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(9) = 6.64 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(4) = 2.70 Prob > chi2 = 0.609 Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 3.94 Prob > chi2 = 0.558 chi2(3) = 0.46 Prob > chi2 = 0.928 Difference (null H = exogenous): chi2(6) = 6.18 Prob > chi2 = 0.403 iv(return return2 lev lnat growth crisis) Hansen test excluding group: est store a4 *Phương trình tổng hợp esttab a1 a2 a3 a4 , se(%12.3f) b(%12.3f)star(* 0.10 ** 0.05 *** 0.01) gaps ar2 bic scalars(rss) mtitles("Family" "Non-Family" "IV-owner" "N > on iv owner") title("Phuong trinh tong hop") Phuong trinh tong hop -(1) (2) (3) (4) Family Non-Family IV-owner Non iv owner -L.risk 0.435*** (0.157) 0.537** (0.266) 0.129** (0.054) 0.461*** (0.055) return -0.170*** (0.016) return2 1.360*** (0.150) lev lnat growth crisis _cons -0.002 -0.162*** (0.022) 0.625*** (0.111) -0.010** -0.162*** (0.016) 0.843*** (0.090) -0.010*** (0.022) 1.819*** (0.185) -0.005 (0.003) (0.004) -0.000 -0.001 (0.000) (0.000) (0.000) (0.001) 0.000 -0.000 0.000 0.001 (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) -0.001 -0.000 -0.001 (0.001) (0.001) (0.001) 0.012 (0.009) 0.025*** (0.010) (0.003) -0.212*** -0.001** 0.033*** (0.007) (0.004) 0.001** -0.003* (0.002) -0.002 (0.008) -N 899 1085 1683 301 adj R-sq BIC rss -Standard errors in parentheses * p