(Luận văn) 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

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