Luận văn thạc sĩ UEH mối quan hệ giữa độ mở thương mại, độ mở tài chính và phát triển tài chính bằng chứng ở các nước đang phát triển , luận văn thạc sĩ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM - TRẦN THANH THUẬN MỐI QUAN HỆ GIỮA ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI, ĐỘ MỞ TÀI CHÍNH VÀ PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH: BẰNG CHỨNG Ở CÁC NƯỚC ĐANG PHÁT TRIỂN LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2013 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM - TRẦN THANH THUẬN MỐI QUAN HỆ GIỮA ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI, ĐỘ MỞ TÀI CHÍNH VÀ PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH: BẰNG CHỨNG Ở CÁC NƯỚC ĐANG PHÁT TRIỂN Chuyên ngành: Tài - Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS NGUYỄN NGỌC ĐỊNH TP Hồ Chí Minh – Năm 2013 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn “Mối quan hệ độ mở thương mại, độ mở tài phát triển tài chính: chứng nước phát triển” cơng trình nghiên cứu riêng Dữ liệu sử dụng luận văn trung thực thu thập từ nguồn đáng tin cậy 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.HCM, tháng 10 năm 2013 Tác giả luận văn Trần Thanh Thuận LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục cụm từ viết tắt Danh mục bảng, biểu TÓM TẮT 1 Giới thiệu 2 Tổng quan nghiên cứu trước 2.1 Tác động độ mở thương mại đến phát triển tài 2.2 Tác động độ mở thương mại, độ mở tài đến phát triển tài 2.3 Tác động độ mở thương mại đến độ mở tài 10 Phương pháp nghiên cứu 18 3.1 Mơ hình nghiên cứu 18 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 25 3.2.1 Mẫu nghiên cứu 25 3.2.2 Dữ liệu nghiên cứu 27 3.3 Phương pháp nghiên cứu 29 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com Kết nghiên cứu 33 4.1 Thống kê mô tả 33 4.2 Kết kiểm định cho phương trình 34 4.3 Kết nghiên cứu 51 Kết luận 58 Tài liệu tham khảo Phụ lục LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com DANH MỤC CỤM TỪ VIẾT TẮT Cụm viết tắt Tên đầy đủ tiếng Anh Tên đầy đủ tiếng Việt FDI Foreign Direct Investment Đầu tư trực tiếp nước FEM Fixed Effects Model Mơ hình hiệu ứng cố định Feasible Generalized Least Phương pháp bình phương Squares nhỏ tổng quát Gross Domestic Product Tổng sản phẩm quốc nội Generalized Method of Phương pháp moment tổng Moments quát FGLS GDP GMM OLS Ordinary Least Squares Pooled Mean Groups REM Random Effects Model WB nhỏ Phương pháp trung bình PMG UNCTAD Phương pháp bình phương nhóm gộp Mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên United Nations Conference Hội nghị liên hiệp quốc tế on Trade and Development thương mại phát triển World Bank Ngân hàng giới LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com DANH MỤC CÁC BẢNG, BIỂU Bảng 2.1: Tóm tắt cơng trình nghiên cứu trước Bảng 3.1: Mơ tả biến mơ hình nghiên cứu Bảng 3.2: Mô tả biến độc lập biến phụ thuộc sử dụng phương trình Bảng 3.3: Danh sách nước mẫu nghiên cứu Bảng 3.4: Nguồn thu thập liệu nghiên cứu Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến Bảng 4.2: Ma trận tương quan Bảng 4.3: Tổng hợp kết kiểm định phương trình (1) Bảng 4.4: Tổng hợp kết kiểm định phương trình (2) Bảng 4.5: Tổng hợp kết kiểm định phương trình (3) Bảng 4.6: Tổng hợp kết kiểm định phương trình (4) Bảng 4.7: Tổng hợp kết kiểm định phương trình (5) Bảng 4.8: Tổng hợp kết hồi quy phương trình phương pháp FGLS LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com TÓM TẮT Trong luận văn, tơi sử dụng mơ hình liệu bảng (panel data) để ước lượng mối liên hệ độ mở phát triển tài nước phát triển Bài viết dụng liệu mẫu 29 quốc gia phát triển thời gian 11 năm từ 2000 - 2011 Bằng phương pháp ước lượng FGLS (Feasible Generalized Least Squares) cho kết thực nghiệm có tồn mối quan hệ hai chiều độ mở thương mại độ mở tài chính, độ mở tài phát triển tài nước phát triển Để từ đó, xây dựng nên tăng trưởng kinh tế ổn định nước phát triển LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com Giới thiệu Trong thập kỷ qua, toàn cầu hóa kinh tế giới ngày phát triển mối liên hệ tài độ mở trở nên rõ ràng, sâu sắc Chúng có ảnh hưởng lẫn để giúp cho kinh tế quốc gia ngày phát triển Phát triển tài giúp cho nguồn lực quốc gia vững mạnh hơn, thêm nữa, việc gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) góp phần làm cho quốc gia phát triển gặt hái thành tựu mở rộng thương mại, để từ tạo tảng cho xây dựng kinh tế phát triển Việc tự hóa thương mại thúc đẩy quốc gia bn bán, trao đổi hàng hố cách mạnh mẽ, hình thành nên kinh tế mở đa ngành đa nghề với sức cạnh tranh cao Ngoài ra, việc bãi bỏ rào cản thuế quan thực tự hóa thương mại thu hút nhiều nguồn vốn từ bên ngồi (FDI) Đây nguồn lực quan trọng để phát triển tài kinh tế Thu hút vốn FDI gia tăng nguồn vốn mà cịn học hỏi cơng nghệ, khoa học kỹ thuật, từ tạo nguồn cung hàng hóa có chất lượng cao để phục vụ cho nước xuất Đây nhân tố quan trọng cho nước phát triển mở rộng thương mại Tuy nhiên, việc tự hóa thương mại tự tài làm cho kinh tế số quốc gia (nhất nước phát triển) bị lệ thuộc vào quốc gia khác cạnh tranh gay gắt kinh tế thị trưởng mở Do vậy, việc tự hóa thương mại tài có thực ảnh hưởng tốt đến phát triển tài hầu hết quốc gia phát triển hay không? LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com Chính vậy, tơi chọn đề tài: “Mối liên hệ độ mở thương mại, độ mở tài phát triển tài chính: chứng nước phát triển” để nghiên cứu luận văn Mục tiêu nghiên cứu đề tài đưa chứng thực nghiêm mối quan hệ nhân tố phát triển tài chính, tự hóa tài tự hóa thương mại nước phát triển giới Xem xét quan hệ ba nhân tố quan hệ chiều hay hai chiều Trong viết này, sử dụng liệu bảng với phương pháp hồi quy FGLS (Feasible Generalized Least Squares) để nghiên cứu 29 quốc gia phát triển giới 11 năm từ 2000 – 2011 Cấu trúc luận văn gồm phần quan trọng sau: Phần 2: Tổng quan nghiên cứu trước đây, giới thiệu sơ lược nghiên cứu trước mối quan hệ phát triển tài độ mở thương mại, độ mở tài Phần 3: Phương pháp nghiên cứu, trình bày liệu nghiên cứu, mơ hình, phương pháp nghiên cứu Phần 4: Nội dung, kết nghiên cứu, trình bày kết ước lượng đạt Phần 5: Kết luận LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 52 Kết FGLS phương trình (3) 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 = ll Coef pcf fdi ix pcr gdp _cons 1046384 -.0548587 0130696 8935617 -.0279744 14.05883 29 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(5) Prob > chi2 Std Err .0491439 0670248 012628 0322019 032314 1.348933 (0.8768) z 2.13 -0.82 1.03 27.75 -0.87 10.42 P>|z| 0.033 0.413 0.301 0.000 0.387 0.000 = = = = = = = 347 29 11 11.96552 12 819.99 0.0000 [95% Conf Interval] 0083181 -.1862249 -.0116807 8304471 -.0913088 11.41497 2009588 0765075 03782 9566763 0353599 16.70269 Kết FGLS phương trình (4) 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 = pcr Coef pcf fdi ix ll gdp _cons -.09233 09692 -.0024067 6394485 -.0496584 7381999 29 Std Err .0408401 0570165 0108295 0246228 0229266 1.220122 (0.8832) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(5) Prob > chi2 z -2.26 1.70 -0.22 25.97 -2.17 0.61 P>|z| 0.024 0.089 0.824 0.000 0.030 0.545 = = = = = = = 347 29 11 11.96552 12 704.00 0.0000 [95% Conf Interval] -.1723752 -.0148303 -.0236322 5911887 -.0945936 -1.653196 -.0122849 2086702 0188188 6877083 -.0047231 3.129595 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 53 Kết FGLS phương trình (5) 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 = ix Coef pcf fdi pcr ll gdp _cons 1123909 7375593 2142904 1736541 4674007 56.92007 29 Std Err .1761703 2367845 1683352 1311513 1330994 3.917962 (0.8265) Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(5) Prob > chi2 z 0.64 3.11 1.27 1.32 3.51 14.53 P>|z| 0.523 0.002 0.203 0.185 0.000 0.000 = = = = = = = 347 29 11 11.96552 12 61.71 0.0000 [95% Conf Interval] -.2328965 2734702 -.1156406 -.0833977 2065307 49.24101 4576783 1.201648 5442214 4307059 7282707 64.59914 Bảng 4.8 trình bày kết hồi quy tổng hợp cho phương trình phương pháp FGLS Bảng 4.8: Tổng hợp kết hồi quy phương trình phương pháp FGLS Biến Biến phụ thuộc giải thích Độ mở tài Phát triển tài mở Độ thương mại FDI (1) FDI PCF (2) LL (3) PCR (4) IX (5) 1.011*** -0.0548 0.0969* 0.7375*** LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 54 PCF 0.7643*** 0.1046** -0.0923** 0.1123 LL -0.0179*** 0.0040 0.6394*** 0.1736 PCR 0.0302*** -0.0068 0.8935*** IX 0.0088*** 0.00037 0.0130 -0.0024 GDP 0.0139 0.00172 -0.0279 -0.0496** 0.4674*** Hằng số 0.0139 -0.2246 14.0588 0.7381 56.92* 0.2142 Chú thích: ***, **, * đại diện cho mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Dựa vào bảng kết trên, đưa nhận xét sau:  Tác động nhân tố phát triển tài đến độ mở tài chính: thể thông qua hệ số hồi quy biến LL PCR phương trình (1), (2) + Trong phương trình (2), hệ số hồi quy hai biến LL PCR khơng có ý nghĩa thống kê, sử dụng biến dòng vốn tư nhân (PCF) để đo lường độ mở tài phát triển tài khơng tác động đến độ mở tài + Trong đó, phương trình (1), hệ số hồi quy biến LL PCR có ý nghĩa thống kê mức 1%, điều hàm ý rằng, phát triển tài LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 55 đo lường dòng vốn FDI có tác động đến độ mở tài Hệ số hồi quy biến LL âm, cho thấy cung tiền M3/GDP giảm 1% dịng vốn FDI gia tăng 0.0179% Hệ số hồi quy biến PCR dương, cho thấy dịng vốn tư nhân tăng 1% dòng vốn FDI gia tăng 0.0302% Kết tương đồng với kết Hanh (2009) Tác giả cho hai hệ số cho thấy rằng, chiều sâu tài quốc gia đóng vai trị tích cực việc thu hút vốn FDI Hay nói cách khác, phát triển tài có tương quan dương với độ mở tài  Tác động nhân tố độ mở tài đến phát triển tài chính: thể thơng qua hệ số hồi quy biến FDI, PCF phương trình (3), (4) + Phương trình (3) cho thấy, hệ số hồi quy biến FDI khơng có ý nghĩa thống kê + Phương trình (4) cho thấy hệ số hồi quy biến FDI dương, có ý nghĩa thống kê mức 10%, tức là1% gia tăng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi FDI làm tăng 0.0969% tín dụng tư nhân cấp khu vực ngân hàng Tóm lại, độ mở tài đo lường dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi có tác động tích cực phát triển tài + Hệ số hồi quy biến PCF phương trình (3) dương, có ý nghĩa thống kê mức 5% Tức là, 1% gia tăng tổng dòng vốn tư nhân dẫn đến gia tăng 0.1046% cung tiền M3/GDP Điều hàm ý rằng, dòng vốn tư nhân khiến cho cung tiền M3 kinh tế gia tăng, dấu hiệu tốt nước phát triển LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 56 + Hệ số hồi quy biến PCF phương trình (4) âm, có ý nghĩa thống kê mức ý nghĩa 5% Kết hàm ý rằng, dịng vốn tư nhân chảy vào nước làm giảm tín dụng tư nhân cấp khu vực ngân hàng, hay nói cách khác, độ mở tài có tác động nghịch chiều phát triển tài Như vậy, độ mở tài đo lường dịng vốn tư nhân PCF có tác động phát triển tài Tuy nhiên, tác động tùy thuộc vào tiêu đo lường phát triển tài  Tác động độ mở thương mại đến độ mở tài chính: thể thơng qua hệ số hồi quy biến IX phương trình (1), (2) + Trong phương trình (1), hệ số hồi quy biến IX dương, có ý nghĩa thống kê mức 1% Nghĩa là, 1% gia tăng độ mở thương mại dẫn đến 0.0088% gia tăng dòng vốn FDI + Trong phương trình (2), hệ số hồi quy biến IX khơng có ý nghĩa thống kê Tóm lại, kết luận độ mở thương mại có tác động tích cực độ mở tài chính, quốc gia mở cửa thương mại nâng cao khả thu hút dòng vốn nước đầu tư vào Kết tương đồng với kết nghiên cứu Kandiero Chitiga (2006), Hanh (2009) Asongu (2010)  Tác động độ mở tài đến độ mở thương mại: thể thông qua hệ số hồi quy biến FDI PCF phương trình (5) LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 57 + Hệ số hồi quy biến PCF khơng có ý nghĩa thống kê + Hệ số hồi quy biến FDI dương, có ý nghĩa thống kê mức 1%, tức 1% gia tăng dòng vốn FDI làm gia tăng 0.7375% độ mở thương mại Kết hồi quy cho thấy, độ mở tài có tương quan dương với độ mở thương mại, tương tự kết Hanh (2009), Asongu (2010)  Tác động độ mở thương mại đến phát triển tài chính: thể qua hệ số hồi quy biến IX phương trình (3) (4) + Hệ số hồi quy biến IX phương trình (3) (4) khơng có ý nghĩa thống kê, điều hàm ý mẫu liệu nghiên cứu luận văn độ mở thương mại không tác động đến phát triển tài  Tác động phát triển tài đến độ mở thương mại: thể thông qua hệ số hồi quy biến LL, PCR phương trình (5) + Hệ số hồi quy hai biến LL, PCR phương trình (5) khơng có ý nghĩa thống kê Kết cho thấy, mẫu liệu sử dụng luận văn, phát triển tài khơng có tác động đọ mở thương mại Tóm lại, kết hồi quy trình bày bảng 4.8 cho thấy mẫu nghiên cứu sử dụng luận văn, có tồn mối quan hệ hai chiều độ mở thương mại độ mở tài chính, độ mở tài phát triển tài Ngồi ra, kết cho thấy khơng có mối quan hệ độ mở thương mại phát triển tài LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 58 Kết luận Tăng trưởng kinh tế quốc gia ảnh hưởng nhiều yếu tố phát triển tài góp phần quan trọng Với việc tồn cầu hóa giới ngày phát triển ngày nay, hệ thống tài tồn cầu ngày xây dựng cách chặt chẽ Thực tế cho thấy, việc khủng khoảng tài quốc gia phát triển nhanh chóng ảnh hưởng tới hệ thống tài quốc gia phát triển, từ làm cho kinh tế quốc gia khủng hoảng nghiêm trọng Do vậy,việc phát triển tài ổn định giúp làm gia tăng nguồn lực quốc gia việc chống chọi với khủng hoảng kinh tế, giúp cho kinh tế quốc gia đứng vững trước khủng hoảng kinh tế thê giới Ngày nay, mà hầu hết quốc gia xây đựng kinh tế mở cửa thương mại ngày phát triển, mở rộng Ngồi ra, sách tự hóa tài nhằm thu hút nguồn vốn FDI góp phần tăng trưởng kinh tế quốc gia phát triển nhiều Như vậy, phát triển tài độ mở thương mại, độ mở tài góp phần làm tăng trưởng kinh tế quốc gia Nhưng chúng có mối quan hệ nào, tơi sử dụng phương pháp FGLS nghiên cứu liệu mẫu 29 quốc gia phát triển với thời gian 11 năm từ 2000 – 2011 để xem xét mối quan hệ Từ kết hồi quy cho thấy, có tồn mối quan hệ hai chiều độ mở thương mại độ mở tài kết nghiên cứu trước Kandiero Chitiga (2006), Hanh (2009) Asongu (2010), mối quan hệ có tương quan dương Mối quan hệ độ mở tài phát triển tài LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 59 kết nghiên cứu Hanh (2009) Ngoài ra, kết hồi quy chưa cho thấy được: mối quan hệ độ mở thương mại phát triển tài cách rõ ràng Với kết đạt được, nghiên cứu cho thấy để phát triển tài quốc gia phát triển nên mở rộng, tăng cường sách hỗ trợ thu hút nguồn vốn FDI từ nước Bên cạnh đó, quốc gia nên tăng cung tiền tín dụng tư nhân để giúp cho doanh nghiệp nước ngày mở rộng xuất làm gia tăng cán cân thương mại quốc gia Từ tạo nguồn thu lớn cho ngân sách quốc gia Điều tạo nên uy tín quốc gia bạn bè giới, nguồn quan trọng để thu hút nguồn vốn đầu tư nước ngồi FDI Như vậy, phát triển tài độ mở thương mại, độ mở tài vịng trịn kín giúp cho kinh tế phát triển ổn định Tuy nhiên, nghiên cứu cịn có hạn chế:  Do có nhiều khó khăn việc thu thập liệu nên với mẫu nghiên cứu liệu bảng với 29 quốc gia phát triển vịng 11 nước khơng lớn  Các biến nghiên cứu dựa nghiên cứu trước chưa đo lường hết tổng thể yếu tố phát triển tài chính, độ mở thương mại, độ mở tài Để khắc phục hạn chế, nghiên cứu sau, nghiên cứu với mẫu lớn hơn, đưa thêm biến đo lường nhằm sâu vào mối liên quan hệ độ mở thương mại, độ mở tài phát triển tài LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com TÀI LIỆU THAM KHẢO Asongu Simplice Anutechia (2010), Linkages between Financial Developmentand Openness: panel evidence from developing countries Baltagi, B.H., Demetriades, P.O., & Law, S H.,(2009), Financial Development and Openness: evidence from panel data, Journal of Development Economics, 89(2), pp.285-296 Do, Q.T., and Levchenko, A.A., 2004, Trade and financial development, World Bank Working Paper 3347 Dornbusch, R (1992), The Case for Trade Liberalization in the Developing countries, Journal of Economic Perspectives, 6(1), pp.69-85 Fatih Yucel, (2009), Causal Relationships between Financial Development, Trade, Openness and Economic Growth: The Case of Turkey, Journal of Social Sciences, ISSN 1549-3652 Hanh, P T H., (2010), Financial Development, Financial Openness and Trade Openness: New evidence, CARE – EMR, University of Rouen, France International Monetary Fund, 2013 World Economic Outlook database Joshua Aizenman, and Ilan Noy (2005), FDI and Trade – Two Way Linkages? Kandiero, T., & Chitiga, M.,(October, 2006), Trade Openness and Foreign Direct Investment in Africa, Department of Economics, University of Pretoria LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com 10 Kim, D., Lin, S., & Suen, Y., (2009), Dynamic effects of trade openness on financial development, Economic Modelling, 27, pp 254-261 11 Menzie D Chinn, and Hiro Ito, (2005), What matters for financial evelopment? Capital Controls, Istitutions, and Interactions, Cambridge, MA 02138 12 Omoke Philip Chimobi,( 2010), The causal Relationship among Financial Development, Trade Openness and Economic Growth in Nigeria, International Journal of Economics and Finance 13 Rajan, R.G., & Zingales, L., (2003), The great reversals: the politics of financial development in the twentieth century, Journal of Financial Economics, 69,pp.5–50 14 Siong Hook Law (2006), Openness, Institutions and Financial Development 15 Takashi Yamano, (2009), Lecture Notes on Advanced Econometrics, Lecture 10: GLS, WLS, and FGLS 16 Thomas Gries, Kraft, M., & Meierrieks, D., (2008), Linkages between financial deepening, trade openness, and economic development: causality evidence from Sub-Saharan Africa, World Development, 37(12), pp 1849-1860 17 Thorsten Beck, (2002), Financial Development and International Trade Is There a Link?, World Bank 18 The World Bank Groups, 2013 World Development Indicators 19 UNCTAD, 2013 World Investment Report LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com Phụ lục 1: Bảng kết phương pháp REM phương trình (1) Random-effects GLS regression Group variable: ctry Number of obs Number of groups = = 347 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 12.0 12 within = 0.7705 between = 0.9006 overall = 0.8235 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Std Err Wald chi2(5) Prob > chi2 fdi Coef z P>|z| pcr ll ix pcf gdp _cons 055751 -.0253821 011133 6549847 0478958 -.1126272 0176422 0144739 0048211 0203123 0342182 4730621 sigma_u sigma_e rho 78381205 1.9767168 13586743 (fraction of variance due to u_i) 3.16 -1.75 2.31 32.25 1.40 -0.24 0.002 0.079 0.021 0.000 0.162 0.812 = = 1326.06 0.0000 [95% Conf Interval] 021173 -.0537503 0016839 6151733 -.0191705 -1.039812 0903291 0029861 0205822 6947961 1149622 8145575 Phụ lục 2: Bảng kết phương pháp FEM phương trình (1) Fixed-effects (within) regression Group variable: ctry Number of obs Number of groups = = 347 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 12.0 12 within = 0.7730 between = 0.8629 overall = 0.8100 corr(u_i, Xb) F(5,313) Prob > F = 0.0051 fdi Coef pcr ll ix pcf gdp _cons 0872238 -.0338378 005334 6431079 0732106 -.2195234 0230307 0238596 0104904 0214165 0359463 9122012 sigma_u sigma_e rho 1.2395684 1.9767168 28224597 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(28, 313) = t P>|t| = = 3.79 -1.42 0.51 30.03 2.04 -0.24 3.43 0.000 0.157 0.611 0.000 0.043 0.810 213.22 0.0000 [95% Conf Interval] 0419093 -.0807833 -.0153067 6009694 0024836 -2.014345 1325383 0131077 0259746 6852463 1439376 1.575298 Prob > F = 0.0000 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com Phụ lục 3: Bảng kết phương pháp REM phương trình (2) Random-effects GLS regression Group variable: ctry Number of obs Number of groups = = 347 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 12.0 12 within = 0.7604 between = 0.9111 overall = 0.8131 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Std Err Wald chi2(5) Prob > chi2 pcf Coef z pcr ll ix fdi gdp _cons -.0336866 0183634 0030713 1.147035 -.0434885 -.5064146 0223913 0179048 0058268 0352737 0451717 5639353 sigma_u sigma_e rho 82509408 2.6482463 0884821 (fraction of variance due to u_i) -1.50 1.03 0.53 32.52 -0.96 -0.90 P>|z| 0.132 0.305 0.598 0.000 0.336 0.369 = = 1285.33 0.0000 [95% Conf Interval] -.0775727 -.0167294 -.0083491 1.077899 -.1320235 -1.611707 0101995 0534561 0144917 1.21617 0450465 5988783 Phụ lục 4: Bảng kết phương pháp FEM phương trình (2) Fixed-effects (within) regression Group variable: ctry Number of obs Number of groups = = 347 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 12.0 12 within = 0.7658 between = 0.8310 overall = 0.7819 corr(u_i, Xb) F(5,313) Prob > F = -0.2842 pcf Coef pcr ll ix fdi gdp _cons -.0854172 0305038 0283669 1.154281 -.0992552 -1.459194 0311821 0320213 0139683 0384393 0481503 1.219421 sigma_u sigma_e rho 1.7591338 2.6482463 30615604 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(28, 313) = t -2.74 0.95 2.03 30.03 -2.06 -1.20 2.50 P>|t| = = 0.007 0.342 0.043 0.000 0.040 0.232 204.69 0.0000 [95% Conf Interval] -.1467703 -.0325005 0008832 1.078649 -.1939944 -3.858493 -.0240641 0935081 0558505 1.229914 -.004516 9401037 Prob > F = 0.0001 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com Phụ lục 5: Bảng kết phương pháp REM phương trình (3) Random-effects GLS regression Group variable: ctry Number of obs Number of groups = = 347 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 12.0 12 within = 0.6666 between = 0.8520 overall = 0.8186 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Std Err Wald chi2(5) Prob > chi2 z ll Coef pcf fdi ix pcr gdp _cons 1144431 -.2185469 057889 8178689 0022372 15.21387 1009869 13506 0226425 0332491 0865689 2.588318 sigma_u sigma_e rho 9.6484825 4.6678617 81033665 (fraction of variance due to u_i) 1.13 -1.62 2.56 24.60 0.03 5.88 P>|z| = = 0.257 0.106 0.011 0.000 0.979 0.000 726.13 0.0000 [95% Conf Interval] -.0834875 -.4832598 0135105 7527019 -.1674347 10.14086 3123737 0461659 1022674 8830358 1719091 20.28688 Phụ lục 6: Bảng kết phương pháp FEM phương trình (3) Fixed-effects (within) regression Group variable: ctry Number of obs Number of groups = = 347 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 12.0 12 within = 0.7523 between = 0.8392 overall = 0.7922 corr(u_i, Xb) F(16,302) Prob > F = 0.6278 t P>|t| 57.32 0.0000 ll Coef pcf fdi ix pcr gdp 1438772 -.2489126 0685791 6315116 -.0887638 0892408 1189632 0228676 034835 0795658 1.61 -2.09 3.00 18.13 -1.12 0.108 0.037 0.003 0.000 0.265 -.0317354 -.4830144 0235792 5629616 -.2453374 3194899 -.0148108 1135791 7000616 0678098 year 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 1.705462 3.072392 4.237638 4.636213 4.392031 4.209379 4.723455 4.328476 6.886077 8.981015 9.085879 1.077298 1.079628 1.078379 1.090038 1.097553 1.105003 1.116207 1.133578 1.135961 1.129989 1.156899 1.58 2.85 3.93 4.25 4.00 3.81 4.23 3.82 6.06 7.95 7.85 0.114 0.005 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 -.4144985 9478452 2.115549 2.491181 2.23221 2.034899 2.526927 2.097765 4.650677 6.757367 6.809275 3.825422 5.196939 6.359726 6.781245 6.551851 6.383858 6.919984 6.559187 9.121478 11.20466 11.36248 _cons 15.46803 1.928893 8.02 0.000 11.67226 19.26381 sigma_u sigma_e rho 13.919561 4.097547 92025474 F test that all u_i=0: Std Err = = [95% Conf Interval] (fraction of variance due to u_i) F(28, 302) = 67.54 Prob > F = 0.0000 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com Phụ lục 7: Bảng kết phương pháp REM phương trình (4) Random-effects GLS regression Group variable: ctry Number of obs Number of groups = = 347 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 12.0 12 within = 0.6772 between = 0.8587 overall = 0.8256 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Std Err Wald chi2(5) Prob > chi2 z pcr Coef pcf fdi ix ll gdp _cons -.2709593 51217 0089267 7697044 -.1879436 -5.32065 0995368 1319182 0211137 030248 0853329 2.263062 sigma_u sigma_e rho 7.0110811 4.7439051 68595214 (fraction of variance due to u_i) -2.72 3.88 0.42 25.45 -2.20 -2.35 P>|z| = = 0.006 0.000 0.672 0.000 0.028 0.019 803.01 0.0000 [95% Conf Interval] -.4660478 2536151 -.0324555 7104194 -.355193 -9.756169 -.0758709 7707248 0503088 8289895 -.0206942 -.8851312 Phụ lục 8: Bảng kết phương pháp FEM phương trình (4) Fixed-effects (within) regression Group variable: ctry Number of obs Number of groups = = 347 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 12.0 12 within = 0.6773 between = 0.8577 overall = 0.8248 corr(u_i, Xb) F(5,313) Prob > F = -0.3862 pcr Coef pcf fdi ix ll gdp _cons -.2740946 5023635 0159075 7999475 -.189618 -7.160953 1000601 1326446 0251702 0354312 0861731 2.151646 sigma_u sigma_e rho 7.408467 4.7439051 70920493 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(28, 313) = t -2.74 3.79 0.63 22.58 -2.20 -3.33 24.19 P>|t| = = 0.007 0.000 0.528 0.000 0.029 0.001 131.40 0.0000 [95% Conf Interval] -.4709701 2413757 -.0336167 730234 -.3591697 -11.39447 -.0772191 7633514 0654318 8696609 -.0200663 -2.927435 Prob > F = 0.0000 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com Phụ lục 9: Bảng kết phương pháp REM phương trình (5) Random-effects GLS regression Group variable: ctry Number of obs Number of groups = = 347 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 12.0 12 within = 0.1952 between = 0.1306 overall = 0.1343 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) ix Coef pcf fdi pcr ll gdp _cons 4520325 1976607 074943 329782 7730336 60.7521 sigma_u sigma_e rho 31.423803 10.646325 89703463 Std Err .2275965 3065389 1264577 1247116 1915548 6.804325 Wald chi2(5) Prob > chi2 z 1.99 0.64 0.59 2.64 4.04 8.93 P>|z| 0.047 0.519 0.553 0.008 0.000 0.000 = = 79.27 0.0000 [95% Conf Interval] 0059515 -.4031445 -.1729095 0853518 397593 47.41587 8981135 7984659 3227955 5742122 1.148474 74.08834 (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 10: Bảng kết phương pháp FEM phương trình (5) Fixed-effects (within) regression Group variable: ctry Number of obs Number of groups = = 347 29 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 12.0 12 within = 0.6965 between = 0.8579 overall = 0.8272 corr(u_i, Xb) F(16,302) Prob > F = -0.4452 Coef pcf fdi ix ll gdp -.270088 4820252 0164504 8252072 -.1249253 1012651 1341332 0265098 0455195 0908563 -2.67 3.59 0.62 18.13 -1.37 0.008 0.000 0.535 0.000 0.170 -.4693626 2180712 -.0357169 7356317 -.303717 -.0708134 7459791 0686177 9147827 0538664 year 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 -1.498505 -2.429475 -3.759675 -3.730704 -3.308237 -2.766194 -1.948453 -.9415404 -1.50894 -2.847264 -3.316478 1.233567 1.242741 1.245182 1.264728 1.273314 1.283305 1.308445 1.325617 1.372527 1.410911 1.438648 -1.21 -1.95 -3.02 -2.95 -2.60 -2.16 -1.49 -0.71 -1.10 -2.02 -2.31 0.225 0.052 0.003 0.003 0.010 0.032 0.137 0.478 0.272 0.044 0.022 -3.925979 -4.875004 -6.210007 -6.219499 -5.813928 -5.291546 -4.523278 -3.550157 -4.209867 -5.623725 -6.147521 9289699 0160544 -1.309344 -1.241908 -.8025461 -.2408412 6263716 1.667076 1.191988 -.0708026 -.4854346 _cons -6.106939 2.402825 -2.54 0.012 -10.83534 -1.37854 sigma_u sigma_e rho 7.6571657 4.6839772 72770082 (fraction of variance due to u_i) F(28, 302) = t 24.70 P>|t| 43.31 0.0000 pcr F test that all u_i=0: Std Err = = [95% Conf Interval] Prob > F = 0.0000 LUAN VAN CHAT LUONG download : add luanvanchat@agmail.com ... đề tài: ? ?Mối liên hệ độ mở thương mại, độ mở tài phát triển tài chính: chứng nước phát triển? ?? để nghiên cứu luận văn Mục tiêu nghiên cứu đề tài đưa chứng thực nghiêm mối quan hệ nhân tố phát triển. .. dụng độ mở thương mại quốc gia khác có quan hệ thương mại độ mở tài Mỹ Kết nghiên cứu cho thấy tác động biên độ mở tài độ mở thương mại có mối quan hệ nghịch chiều với mức độ mở cửa tài mở cửa thương. .. GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM - TRẦN THANH THUẬN MỐI QUAN HỆ GIỮA ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI, ĐỘ MỞ TÀI CHÍNH VÀ PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH: BẰNG CHỨNG Ở CÁC NƯỚC ĐANG PHÁT TRIỂN Chuyên