Phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển luận văn thạc sĩ

LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn “Phát triển tài tăng trưởng kinh tế nước phát triển” cơng trình nghiên cứu riêng Các thông tin liệu sử dụng luận văn trung thực, nội dung trích dẫn có ghi nguồn gốc kết trình bày luận văn chưa cơng bố cơng trình nghiên cứu trước Nếu phát có gian lận nào, tơi xin chịu tồn trách nhiệm trước Hội đồng TP.Hồ Chí Minh, ngày tháng năm 2013 TÁC GIẢ LUẬN VĂN Bùi Thị Phương Thùy Trang phụ bìa MỤC LỤC Trang Lời cam đoan Mục lục Danh mục ký hiệu chữ viết tắt Danh mục bảng biểu Danh mục hình vẽ, đồ thị Tóm tắt 1 Giới thiệu Tổng quan nghiên cứu trước 2.1 Lý thuyết 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm Phương pháp nghiên cứu liệu nghiên cứu .16 3.1 Phương pháp nghiên cứu 16 3.1.1 Các biến nghiên cứu 16 3.1.2 Mơ hình ước lượng 19 3.1.3 Phương pháp hồi quy 19 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 21 Nội dung kết nghiên cứu 31 4.1 Hồi quy với tín dụng nước cung cấp hệ thống ngân hàng 31 4.2 Hồi quy với tín dụng nước cho khu vực tư 35 4.3 Hồi quy với cung tiền M2 37 4.4 Phân tích sử dụng hàm phản ứng xung .41 Kết luận 49 TÀI LIỆU THAM KHẢO i PHỤ LỤC .iv DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU CHỮ VIẾT TẮT DCBS: Tín dụng nước cung cấp hệ thống ngân hàng DCPS: Tín dụng nước cho khu vực tư FEM: Fix effects models GDP: Tổng thu nhập quốc dân GDS: Tổng tiết kiệm nước GLS: Phương pháp bình phương nhỏ tổng quát GOV: Chi tiêu phủ GROWTH: Tốc độ tăng trưởng kinh tế INF: Lạm phát M2: Cung tiền M3: Cung tiền OECD: Tổ chức hợp tác phát triển Kinh tế REM: Random effects models TRADE: Thương mại WDI: World Bank’s World Development Indicators DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU Trang Bảng 2.1: Tóm tắt nghiên cứu thực nghiệm 12 Bảng 3.1: Giá trị trung bình biến nghiên cứu thời kỳ 1997-2012 23 Bảng 3.2: Tóm tắt biến mơ hình 25 Bảng 4.1: Hệ số tương quan biến 31 Bảng 4.2: Kết hồi quy với tín dụng nước cung cấp hệ thống ngân hàng 32 Bảng 4.3: Kết kiểm định phương sai thay đổi tương quan chuỗi 33 Bảng 4.4: Kết hồi quy với tín dụng nước cho khu vực tư .36 Bảng 4.5: Kết kiểm định phương sai không đổi tương quan chuỗi 36 Bảng 4.6: Kết hồi quy với cung tiền M2 38 Bảng 4.7: Kết kiểm định phương sai không đổi tương quan chuỗi 39 DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ Trang Hình 4.1: Phản ứng tăng trưởng kinh tế trước cú sốc DCPS 42 Hình 4.2: Phản ứng tăng trưởng kinh tế trước cú sốc GDS 43 Hình 4.3: Phản ứng tăng trưởng kinh tế trước cú sốc TRADE 45 Hình 4.4: Phản ứng tăng trưởng kinh tế trước cú sốc GOV 46 Hình 4.5: Phản ứng tăng trưởng kinh tế trước cú sốc INF .47 Tóm tắt Bài nghiên cứu đưa chứng thực nghiệm vai trò phát triển tài tăng trưởng kinh tế nước phát triển Sử dụng phương pháp ước lượng hồi quy bảng cho mẫu 30 nước phát triển thời kỳ 1997-2012, kết nghiên cứu cho thấy tỷ lệ tổng tiết kiệm nước so với GDP thước đo quan trọng việc đo lường đóng góp phát triển tài vào tăng trưởng kinh tế nước phát triển thời kỳ nghiên cứu Hơn nữa, biến khác thương mại chi tiêu phủ đóng vai trị quan trọng việc giải thích tăng trưởng kinh tế Do đó, phát triển tài điều kiện cần để tiến đến tăng trưởng kinh tế bền vững nước phát triển Giới thiệu Tăng trưởng kinh tế bền vững mục tiêu hàng đầu thước đo chủ yếu tiến quốc gia Quy mô tốc độ tăng trưởng kinh tế chịu tác động nhiều yếu tố kinh tế vĩ mô mà đặc biệt phát triển tài Sự hình thành hoạt động thể chế tài làm gia tăng hiệu giảm thiểu chi phí giao dịch, đồng thời cung cấp dịch vụ tài cho tất ngành khu vực kinh tế đặc trưng phát triển tài Levine (1997) cho trung gian tài giúp phân bổ nguồn vốn cách hiệu góp phần nâng cao hiệu kinh tế từ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Một hệ thống tài hoạt động hiệu góp phần làm giảm chi phí giao dịch, tăng độ sâu tài từ thúc đẩy gia tăng tiết kiệm đầu tư kinh tế Thông qua đầu tư, nguồn vốn tích lũy tạo nên tăng trưởng kinh tế Bên cạnh đó, việc sàng lọc hỗ trợ cho dự án hiệu thông qua hệ thống tài hoạt động tốt làm gia tăng hiệu sử dụng vốn từ góp phần đẩy mạnh tăng trưởng kinh tế Ý thức tầm quan trọng vai trị phát triển tài tăng trưởng kinh tế, thập kỷ gần có nhiều nghiên cứu thực vấn đề Tuy nhiên, kết nghiên cứu cho nước khu vực khác đưa quan điểm khác vai trò phát triển tài tăng trưởng kinh tế Mối quan hệ vai trò phát triển tài tăng trưởng kinh tế vấn đề gây nhiều tranh luận Hiểu rõ tác động vai trị phát triển tài tăng trưởng giúp nhà hoạch định sách có định hướng rõ ràng sách phát triển quốc gia khu vực Do đó, tơi chọn đề tài “Phát triển tài tăng trưởng kinh tế nước phát triển” làm đề tài nghiên cứu Bài nghiên cứu thực với mục tiêu xác định vai trò phát triển tài tăng trưởng kinh tế Đồng thời xác định yếu tố quan trọng đại diện cho phát triển tài việc giải thích tăng trưởng kinh tế nước phát triển Sử dụng phương pháp hồi quy bảng thông qua ba mơ hình pooled regression, fix effects model (FEM) random effects model (REM), nghiên cứu tiến hành ước tính hệ số hồi quy lựa chọn mơ hình hồi quy hiệu để xác định vai trị phát triển tài tăng trưởng kinh tế nước phát triển giai đoạn từ năm 1997 đến 2012 thông qua câu hỏi nghiên cứu sau: + Phát triển tài có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế nước phát triển hay không? + Các yếu tố đóng vai trị quan trọng đại diện cho phát triển tài việc giải thích tăng trưởng kinh tế nước phát triển? Cấu trúc nghiên cứu bao gồm nội dung chủ yếu sau: phần hai nghiên cứu tổng quan kết nghiên cứu trước vai trò phát triển tài tăng trưởng kinh tế Phần ba trình bày phương pháp nghiên cứu sở đưa mơ hình nghiên cứu, phương pháp ước lượng mơ hình cách thức lấy mẫu nghiên cứu Nội dung kết nghiên cứu trình bày phần bốn Và cuối cùng, phần năm kết luận nghiên cứu Thêm vào hạn chế hướng nghiên cứu đề tài trình bày phần năm Tổng quan nghiên cứu trước 2.1 Lý thuyết Tăng trưởng kinh tế gia tăng chất lượng, số lượng, tốc độ quy mô kinh tế thời kỳ định Và mục tiêu hàng đầu quốc gia nói chung nước phát triển nói riêng Quy mơ tốc độ tăng trưởng kinh tế quốc gia chịu tác động nhiều yếu tố khác như: vốn đầu tư, lao động, khoa học công nghệ, khả tự hóa dịng vốn, tác động từ nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước FDI, vai trị tài khu vực, …Trong yếu tố tác động đến tăng trưởng kinh tế, phát triển tài yếu tố đóng vai trị quan trọng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Phát triển tài thể thơng qua việc hình thành phát triển hệ thống tài Một hệ thống tài hoạt động tốt tạo cải tiến công nghệ cách xác định, lựa chọn tài trợ cho nhà doanh nghiệp kỳ vọng thực thành cơng sản phẩm tiến trình sản xuất Bên cạnh đó, tồn nghiên cứu lý thuyết thực nghiệm cho cách thức huy động tiết kiệm, phân bổ nguồn lực đa dạng hóa rủi ro trung gian tài góp phần vào trình tăng trưởng kinh tế Các trung gian tài thực sàng lọc rủi ro làm giảm thiểu tác động thông tin, làm giảm chi phí giao dịch, ảnh hưởng định đầu tư nâng cao suất hoạt động thông qua đánh giá doanh nghiệp tiềm tài trợ cho doanh nghiệp có triển vọng Quan điểm trung gian tài có vai trị quan trọng việc kích thích tăng trưởng kinh tế ủng hộ nghiên cứu Levine (1997), McKinnon (1973) Shaw (1973) Đánh giá tầm quan trọng phát triển tài tăng trưởng kinh tế, nhà nghiên cứu trước đưa nhiều nghiên cứu vai trị phát triển tài tăng trưởng kinh tế Lập luận nghiên cứu chủ yếu dựa tảng mơ hình tăng trưởng như: mơ hình tăng trưởng cổ điển, mơ hình tăng trưởng tân cổ điển mơ hình tăng trưởng nội sinh Mơ hình tăng trưởng cổ điển Harrod-Domar cho kinh tế đóng cho thấy tỷ lệ tiết kiệm quốc gia vốn-sản lượng quốc gia kích thích mức tăng trưởng tổng sản phẩm quốc dân Và mở rộng nguồn vốn thông qua đầu tư thực kinh tế tiết kiệm phần thu nhập quốc dân Sự đầu tư thông qua nguồn tiết kiệm dẫn đến tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, mơ hình Harrod-Domar có điểm hạn chế định Do dựa vào giả định hệ số cố định mơ hình thiếu tính linh hoạt, khơng xác xác định khoảng thời gian dài doanh nghiệp thay đổi yếu tố đầu vào trình sản xuất thực tế Phát triển dựa mơ hình Harrod-Domar, Solow (1956) giới thiệu mơ hình tăng trưởng – Mơ hình tăng trưởng Solow (Tân cổ điển) Trong mơ hình tăng trưởng Solow, tỷ số vốn-sản xuất vốn-lao động thay đổi theo nguồn vốn lao động kinh tế trình sản xuất Cũng mơ hình Harrod-Domar, mơ hình tăng trưởng Solow nhấn mạnh tầm quan trọng tiết kiệm vốn đầu tư việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Và đóng góp gần cho lý thuyết tăng trưởng kinh tế mơ hình tăng trưởng nội sinh Lý thuyết tăng trưởng nội sinh Lucas (1988) làm bật vai trò phát triển tài tăng trưởng kinh tế dài hạn nước phát triển thông qua tác động dịch vụ tài khu vực dựa vào việc tích lũy vốn đổi cơng nghệ Các dịch vụ tài bao gồm hoạt động huy động nguồn tiết kiệm, thu thập thông tin hoạt động đầu tư, phân bổ nguồn lực, tối thiểu hóa rủi ro Khi xét vai trò phát triển tài tăng trưởng kinh tế, mối quan hệ phát triển tài tăng trưởng kinh tế, Kết luận Nghiên cứu ước tính hồi quy bảng ba phương pháp hồi quy sử dụng mơ hình pooled regression, FEM REM để nghiên cứu vai trị phát triển tài tăng trưởng kinh tế nước phát triển theo phân loại nhóm nước cung cấp Ngân hàng giới Tương đồng với kết nghiên cứu Barro (1997), Bekaert et al (2005), Ayadi et al (2013) Hassan et al (2011), kết nghiên cứu cho thấy GDP thực bình quân đầu người ban đầu thấp liên kết với tỷ lệ tăng trưởng cao Trong biến đo lường tác động phát triển tài tăng trưởng, tổng tiết kiệm nước xem yếu tố quan trọng việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế nước phát triển thời kỳ nghiên cứu Việc gia tăng tiết kiệm tạo điều kiện cho gia tăng đầu tư kinh tế Thông qua đầu tư, nguồn vốn tích lũy từ tạo nên tăng trưởng kinh tế Mặt khác, qua kết phân tích biến tín dụng nước cung cấp hệ thống ngân hàng, tín dụng nước cho khu vực tư cung tiền M2 có tác động trái chiều với tăng trưởng kinh tế Bài nghiên cứu đưa kết trái chiều so với nghiên cứu trước Từ đó, ngầm ngụ ý vai trị quản trị phân bổ nguồn tín dụng nước phát triển thời kỳ nghiên cứu chưa hiệu Để tín dụng phát huy vai trị thúc đẩy phát triển tài nhằm đóng góp vào tăng trưởng kinh tế, nhà hoạch định sách cần đưa biện pháp quản lý phân bổ nguồn vốn tín dụng hiệu Ngồi ra, nghiên cứu cịn tìm vai trị quan trọng thương mại chi tiêu phủ việc đóng góp giải thích tăng trưởng kinh tế Như vậy, qua kết phân tích ta nhận thấy phát triển tài điều kiện cần để tiến đến tăng trưởng kinh tế bền vững nước phát triển 50 Khi xem xét phản ứng tăng trưởng kinh tế trước cú sốc biến phụ thuộc Việt Nam so sánh với Thái Lan Ấn Độ thơng qua phân tích hàm phản ứng xung Kết phân tích cho thấy tăng trưởng kinh tế biến động qua thời kỳ trước cú sốc DCPS, GDS, TRADE, GOV INF Việt Nam Thái Lan Trong đó, tăng trưởng kinh tế Ấn Độ biến động mạnh thời kỳ đầu dần ổn định thời gian dài trước cú sốc biến tác động Do hạn chế mặt thời gian, nghiên cứu dừng lại việc kiểm định vai trò phát triển tài tăng trưởng kinh tế mà chưa xét đến mối quan hệ nhân phát triển tài tăng trưởng kinh tế nước phát triển sử dụng liệu nghiên cứu dạng bảng i TÀI LIỆU THAM KHẢO Ayadi et al, 2013 Financial Development, Bank Efficiency and Economic Growth across the Mediterranean MEDPRO Technical Report, No 30/March 2013 Barro, 1997 Determinants of economic growth Cambridge MA: MIT press Becsi and Wang, 1997 Financial development and growth Economic Review, 82, 46–62 Bekaert et al, 2005 Does financial liberalization spur growth? Journal of Financial Economics, 77, 3–55 Blackburn and Huang, 1998 A theory of growth, financial development and trade Economica, 65, 107–124 Chee and Nair, 2010 The Impact of FDI and Financial sector developtment on Economic growth: Empirical evidence from Asia and Oceania International Journal of Economics and Finance, Vol 2, No Christopoulos and Tsionas, 2004 Financial development and economic growth: evidence from panel unit root and cointegration tests Journal of Development Economics 73 (2004), 55 – 74 Giri and Mohapatra, 2012 Financial Development and Economic Growth: Evidence from Indian Economy International Journal of Applied Research & Studies, ISSN 2278 – 9480 Goldsmith, 1969 Financial structure and development New Haven, CT: Yale University Press 10 Gurley and Shaw, 1967 Financial structure and economic development Economic Development and Cultural Change, 15, 257–268 ii 11 Hassan et al, 2011 Fianancial development and economic growth: New evidence from panel data The Quarterly Review of Economics and Finance, 51 (2011) 88–104 12 King and Levine, 1993a Finance and growth: Schumpeter might be right Quarterly Journal of Economics, 108, 717–738 13 Levine et al, 2000 Financial intermediation and growth: Causality and causes Journal of Monetary Economics, 46, 31–77 14 Levine, 1997 Financial development and economic growth: Views and agenda Journal of Economic Literature, XXXV, 688–726 15 Lucas, 1988 On the mechanics of economic development Journal of Monetary Economics, 22, 3–42 16 McKinnon, 1973 Money and capital in economic development Washington, DC: Brookings Institution 17 Nyamongo et al, 2012 Remittances, financial development and economic growth in Africa Journal of Economics and Business 64 (2012) 240– 260 18 Pagano, 1993 Financial markets and growth: An overview European Economic Review, 37, 613–622 19 Patrick, 1966 Financial development and economic growth in underdeveloped countries Economic Development and Cultural Change, 14, 174– 189 20 Shaw, 1973 Financial deepening in economic development New York: Oxford University Press 21 Solow, 1956 A Contribution to the Theory of Economic Growth Quarterly Journal of Economics, 70, 65-94 22 Waheed and Younus, 2010 Effects of Financial Sector’s Development and Financial Sector’s Efficiency on Economic Growth: Empirical Evidence from Developing and Developed Countries International Journal of Economic Perspectives, 2010, Volume 4, Issue 2, 449-458 PHỤ LỤC Thiết lập liệu bảng cho liệu xtset country year panel variable: time variable: delta: country (strongly balanced) year, 1997 to 2012 unit Bảng kiểm định hệ số tương quan biến mơ hình corr growth q dcbs dcps m2 gds trade gov inf (obs=462) growth q dcbs dcps m2 gds trade gov inf growth q dcbs dcps m2 gds trade gov 1.0000 -0.1967 -0.2420 -0.1866 -0.1774 0.1305 0.1499 -0.1220 -0.1016 1.0000 0.3580 0.3983 0.3504 0.3071 0.1304 0.4640 0.0552 1.0000 0.9087 0.8761 0.1286 0.3713 0.0337 -0.1429 1.0000 0.8958 0.2721 0.5919 0.0880 -0.1812 1.0000 0.1875 0.5147 0.2215 -0.1922 1.0000 0.2762 0.0656 -0.0376 1.0000 -0.0258 -0.1172 1.0000 -0.0839 inf 1.0000 Kết hồi quy cho trường hợp phát triển tài độ sâu tài đo lường DCBS GDS 3.1 Kết hồi quy OLS reg growth q dcbs gds trade gov inf Source Model Residual Total growth q dcbs gds trade gov inf _cons SS df MS 1310.37741 6256.61201 218.396236 455 13.7507956 7566.98942 461 16.4142938 Coef -.4692538 -.0325845 0457268 0221791 -.0583395 -.0522697 7.054078 Std Err .2183546 0051552 0146699 00464 0418945 0202324 1.264287 t -2.15 -6.32 3.12 4.78 -1.39 -2.58 5.58 Number of F( 6, 455) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.032 0.000 0.002 0.000 0.164 0.010 0.000 = = = = = = 462 15.88 0.0000 0.1732 0.1623 3.7082 [95% Conf Interval] -.8983624 -.0427155 0168977 0130605 -.1406702 -.0920303 4.569511 -.0401453 -.0224534 -.0125092 9.53864 3.2 Kết hồi quy mơ hình fix effects xtreg growth q dcbs gds trade gov inf,fe note: q omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 462 30 R-sq: Obs per group: avg ma x F(5,427) Prob > F = = = 15.4 16 = = 22.31 0.0000 within = 0.2072 betwee = 0.2256 overall = 0.1302 corr(u_i, Xb) = -0.8041 growth Coef Std Err q dcbs gds trade gov inf _cons (omitted) -.0600146 0962408 0807208 -.3860257 -.0968136 3.660435 0111376 0244979 0127217 1092729 021783 1.895004 sigma_ u sigma_ 3.5281727 3.2687444 538113 (fraction F test that all u_i=0: t P>|t| -5.39 3.93 6.35 -3.53 -4.44 1.93 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.054 of variance due F(29, 427) = [95% Conf Interval] -.0819058 0480892 0557159 -.6008055 -.139629 -.0642616 -.038123 -.171245 -.053998 7.38513 to u_i) 5.47 Prob > F = 0.0000 3.3 Kết hồi quy mơ hình random effects xtreg growth q dcbs gds trade gov inf,re Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 462 30 R-sq: Obs per group: = avg = max = 15.4 16 within = 0.1931 between = 0.3151 overall = 0.1633 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) growth Coef Std Err q dcbs gds trade gov inf _cons -.2878659 -.0434867 0714413 0369029 -.16451 -.0697681 6.024561 3800399 0078142 0197119 0074738 0676294 0210877 2.331023 sigma_u sigma_e rho 1.5094183 3.2687444 17575697 (fraction Wald chi2(6) Prob > chi2 z -0.76 -5.57 3.62 4.94 -2.43 -3.31 2.58 P>|z| 0.449 0.000 0.000 0.000 0.015 0.001 0.010 of variance due = = 83.54 0.0000 [95% Conf Interval] -1.03273 -.0588023 0328068 0222545 -.2970611 -.1110991 1.45584 to u_i) -.0281712 -.0319589 -.028437 10.5932 3.4 Kiểm định Hausman test lựa chọn ước lượng fix effects ước lượng random effects hausman fix1 rand1 Coefficients (b) (B) rand1 fix1 dcbs gds trade gov inf -.0600146 0962408 0807208 -.3860257 -.0968136 (b-B) Difference -.0434867 0714413 0369029 -.16451 -.0697681 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0165278 0247995 0438179 -.2215157 -.0270455 0079362 0145462 0102948 0858303 0054601 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 42.09 Prob>chi2 = 0.0000 3.5 Kiểm định Breush – Pagan test kiểm định phù hợp random effects pooled regression xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects growth[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t] Estimated results: growth eu Test: Var sd = sqrt(Var) 16.41429 10.68469 2.278344 4.051456 3.268744 1.509418 chi2(1) = Prob > chi2 = 62.34 0.0000 Var(u) = 3.6 Kiểm định phương sai thay đổi tương quan chuỗi xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (30) = Prob>chi2 = 2579.98 0.0000 vii xtserial growth q dcbs gds trade gov inf Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 29) = 5.895 Prob > F = 0.0216 3.7 Kết xử lý GLS xtgls growth q dcbs gds trade gov inf,panels(h) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances Estimated autocorrelations Estimated coefficients growth q dcbs gds trade gov inf _cons Coef = = = 30 Numbe of obs Numbe of groups Obs per group: avg ma Wald chi2(6) Prob > chi2 Std Err -.4057465 -.0221807 0403587 0261054 -.0796983 -.0311106 6.05801 2306605 0048001 0136459 003879 0403467 0173808 1.183875 (0.3529) z P>|z| -1.76 -4.62 2.96 6.73 -1.98 -1.79 5.12 = = = = = = = 462 30 15.4 16 98.77 0.0000 [95% Conf Interval] 0.079 0.000 0.003 0.000 0.048 0.073 0.000 -.8578329 -.0315888 0136133 0185027 -.1587763 -.0651764 3.737659 -.012772 -.000620 8.37836 Kết hồi quy cho trường hợp phát triển tài độ sâu tài đo lường DCPS GDS 4.1 Kết hồi quy OLS reg growth q dcps gds trade gov inf Source Model Residual Total growth q dcps gds trade gov inf _cons SS df MS 1453.51779 6113.47163 242.252965 455 13.4362014 7566.98942 461 16.4142938 Coef -.3823694 -.0539204 0559889 0336188 -.0452022 -.0594652 5.74438 Std Err .2170288 0075108 014443 0052383 0410695 0201156 1.296153 t -1.76 -7.18 3.88 6.42 -1.10 -2.96 4.43 Number of obs 6, F( 455) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.079 0.000 0.000 0.000 0.272 0.003 0.000 = = = = = = 462 18.03 0.0000 0.1921 0.1814 3.6655 [95% Conf Interval] -.8088724 -.0686805 0276056 0233246 -.1259116 -.0989961 3.197192 -.039160 -.019934 8.29156 63 4.2 Kết hồi quy mơ hình fix effects xtreg growth q dcps gds trade gov inf,fe note: q omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 462 30 R-sq: Obs per group: = avg = max = 15.4 16 within = 0.2031 between = 0.2035 overall = 0.1315 corr(u_i, Xb) = -0.7504 growth Coef F(5,427) Prob > F Std Err q dcps gds trade gov inf _cons (omitted) -.068093 1122733 082901 -.3329705 -.0956257 2.288353 0131815 0249025 0128863 109716 0218358 1.875143 sigma_u sigma_e rho 3.1520229 3.2771995 48053742 (fraction F test that all u_i=0: t P>|t| -5.17 4.51 6.43 -3.03 -4.38 1.22 F(29, 427) = 21.76 0.0000 [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 0.003 0.000 0.223 of variance due = = -.0940016 0633266 0575726 -.5486211 -.1385448 -1.397307 -.0421844 16122 -.1173199 -.0527066 5.97401 to u_i) 4.90 Prob > F = 0.0000 estimates store fix2 4.3 Kết hồi quy mơ hình random effects xtreg growth q dcps gds trade gov inf,re Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 462 30 R-sq: Obs per group: avg ma x Wald chi2(6) Prob > chi2 = = = 15.4 16 = = 91.74 0.0000 within = 0.1862 between 0.3411 overall = 0.1822 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) growth Coef Std Err q dcps gds trade gov inf _cons -.279192 -.0640436 0849249 0470717 -.1316305 -.0719893 4.896368 3680576 0102945 0195098 0079179 0658662 0209382 2.30453 sigma_u sigma_e rho 1.4699265 3.2771995 16748551 (fraction estimates store rand2 z -0.76 -6.22 4.35 5.94 -2.00 -3.44 2.12 P>|z| 0.448 0.000 0.000 0.000 0.046 0.001 0.034 of variance due [95% Conf Interval] -1.000572 -.0842204 0466864 0315528 -.260726 -.1130274 3795714 to u_i) -.043866 -.002535 -.030951 9.41316 4.4 Kiểm định Hausman test lựa chọn ước lượng fix effects ước lượng random effects hausman fix2 rand2 Coefficients (B) (b) rand fix2 -.068093 -.0640436 1122733 0849249 082901 0470717 -.3329705 -.1316305 -.0956257 -.0719893 dcps gds trade gov inf (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.004049 0082325 0154758 0101667 -.20134 0877453 -.023636 0061965 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 31.69 Prob>chi2 = 0.0000 4.5 Kiểm định phương sai thay đổi tương quan chuỗi xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (30) = Prob>chi2 = xtserial 2992.13 0.0000 growth q dcps gds trade gov inf Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 29) = 6.056 Prob > F = 0.0201 4.6 Kết xử lý GLS xtgls growth q dcps gds trade gov inf,panels(h) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = growth q dcps gds trade gov inf _cons Coef -.3593851 -.0327023 0447906 0324679 -.0825653 -.0320696 5.414105 30 Number of obs Number of groups Obs per group: avg ma Wald chi2(6) Prob > chi2 Std Err .2313564 0068561 0138173 0044932 0404324 0179505 1.220462 (0.3508) z -1.55 -4.77 3.24 7.23 -2.04 -1.79 4.44 P>|z| 0.120 0.000 0.001 0.000 0.041 0.074 0.000 = = = = = = = 462 30 15.4 16 97.49 0.0000 [95% Conf Interval] -.8128352 -.04614 0177093 0236615 -.1618114 -.0672518 3.022044 -.019264 -.003319 7.80616 5 Kết hồi quy cho trường hợp phát triển tài độ sâu tài đo lường M2 GDS 5.1 Kết hồi quy OLS reg growth q m2 gds trade gov inf Source SS df Model Residual 1222.61702 6355.01546 460 Total 7577.63248 466 growth q m2 gds trade gov inf _cons Coef -.678151 -.0395743 0499081 027142 0128453 -.0508424 7.658778 MS Number of obs = F( 6, 460) = Prob > F = R-squared = Adj R-squared = Root MSE = 203.769503 13.815251 16.2610139 Std Err .2092239 006794 014016 0050208 0416799 0202701 1.240538 t -3.24 -5.82 3.56 5.41 0.31 -2.51 6.17 P>|t| 0.001 0.000 0.000 0.000 0.758 0.012 0.000 467 14.75 0.0000 0.1613 0.1504 3.7169 [95% Conf Interval] -1.089304 -.0529255 0223648 0172754 -.0690613 -.0906759 5.220954 -.26699 -.026223 -.011008 10.096 5.2 Kết hồi quy mơ hình fix effects xtreg growth q m2 gds trade gov inf,fe note: q omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 467 30 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 15.6 16 within = 0.1724 between = 0.1510 overall = 0.0947 corr(u_i, Xb) F(5,432) Prob > F = -0.7915 growth Coef Std Err q m2 gds trade gov inf _cons (omitted) -.049167 0970364 0796903 -.3491096 -.0966333 3.023887 0160846 0247927 0132147 1110832 0221461 1.892922 sigma_u sigma_e rho 3.4738136 3.3288452 52130087 (fraction F test that all u_i=0: t P>|t| -3.06 3.91 6.03 -3.14 -4.36 1.60 F(29, 432) = 18.00 0.0000 [95% Conf Interval] 0.002 0.000 0.000 0.002 0.000 0.111 of variance due = = -.0807807 0483071 0537172 -.5674403 -.1401608 -.6965958 -.017553 -.130778 -.053105 6.74436 to u_i) 4.88 Prob > F = 0.0000 estimates store fix3 5.3 Kết hồi quy mơ hình random effects xtreg growth q m2 gds trade gov inf,re Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 467 30 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 15.6 16 within = 0.1522 between = 0.3245 overall = 0.1484 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) growth Coef Std Err q m2 gds trade gov inf _cons -.6090795 -.0425238 0747048 0380829 -.0813967 -.0659699 7.215386 3561816 0103142 0190828 0078206 065837 0212759 2.199829 sigma_u sigma_e rho 1.4145434 3.3288452 15295146 (fraction estimates store rand3 Wald chi2(6) Prob > chi2 z -1.71 -4.12 3.91 4.87 -1.24 -3.10 3.28 P>|z| 0.087 0.000 0.000 0.000 0.216 0.002 0.001 of variance due = = 67.51 0.0000 [95% Conf Interval] -1.307183 -.0627393 0373031 0227549 -.2104348 -.1076699 2.9038 to u_i) -.022308 -.024269 11.5269 xii 5.4 Kiểm định Hausman test lựa chọn ước lượng fix effects ước lượng random effects hausman fix3 rand3 Coefficients (b) (B) rand3 fix3 m2 gds trade gov inf -.049167 0970364 0796903 -.3491096 -.0966333 (b-B) Difference -.0425238 0747048 0380829 -.0813967 -.0659699 -.0066431 0223316 0416074 -.2677129 -.0306634 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0123422 0158279 0106521 0894705 006147 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 38.57 Prob>chi2 = 0.0000 5.5 Kiểm định phương sai thay đổi tương quan chuỗi xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (30) = Prob>chi2 = xtserial 5077.21 0.0000 growth q m2 gds trade gov inf Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 29) = 9.078 Prob > F = 0.0053 xiii 5.6 Kết xử lý GLS xtgls growth q m2 gds trade gov inf,panels(h) corr(ar) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: Estimate Estimate Estimate generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels covariances = autocorrelations = coefficients = growth q m2 gds trade gov inf _cons Coef -.5990082 -.0251118 0397893 0290844 -.035959 -.0286497 6.88896 30 Std Err .2225309 0056768 0124905 0040918 0407188 0169498 1.14192 (0.3412) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(6) Prob > chi2 z -2.69 -4.42 3.19 7.11 -0.88 -1.69 6.03 P>|z| 0.007 0.000 0.001 0.000 0.377 0.091 0.000 = 467 = 30 = 11 = 15.5666 = 16 = 99.20 = 0.0000 [95% Conf Interval] -1.035161 -.0362381 0153084 0210647 -.1157663 -.0618708 4.650837 -.1628556 -.0139855 9.12708 ... trò phát triển tài tăng trưởng kinh tế nước phát triển giai đoạn từ năm 1997 đến 2012 thông qua câu hỏi nghiên cứu sau: + Phát triển tài có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế nước phát triển. .. trưởng kinh tế mơ hình tăng trưởng nội sinh Lý thuyết tăng trưởng nội sinh Lucas (1988) làm bật vai trò phát triển tài tăng trưởng kinh tế dài hạn nước phát triển thơng qua tác động dịch vụ tài. .. tương tác FDI phát triển tài khu vực tăng trưởng kinh tế, kết kiểm định thể hệ số tác động dương tăng trưởng nước phát triển nước phát triển Hay nói cách khác, phát triển tài khu vực làm tăng đóng