(Luận văn) nghiên cứu tác động của phân cấp tài khóa đến dịch vụ y tế tại việt nam

t to ng BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO hi TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ep w n lo ad NGUYỄN THỊ TRÀ NHI ju y th yi pl n ua al va n NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA PHÂN CẤP TÀI KHÓA ĐẾN DỊCH VỤ Y TẾ TẠI VIỆT NAM ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ an Lu n va ey t re Tp Hồ Chí Minh – Năm 2018 t to ng BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO hi TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ep w n lo ad NGUYỄN THỊ TRÀ NHI ju y th yi pl n ua al NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA PHÂN CẤP TÀI KHÓA ĐẾN DỊCH VỤ Y TẾ TẠI VIỆT NAM n va ll fu oi m Chun ngành: Tài Chính Cơng nh at Mã số: 60340201 z z jm ht vb k LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ l.c gm om NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: an Lu PGS.TS VŨ THỊ MINH HẰNG n va ey t re Tp Hồ Chí Minh – Năm 2018 LỜI CAM ĐOAN t to Tôi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu riêng tơi Các số liệu ng hi nội dung luận án trung thực Kết luận án chƣa đƣợc công bố ep công trình w Tác giả luận văn n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re MỤC LỤC t to Trang phụ bìa ng hi Lời cam đoan ep Mục lục w Danh mục ký hiệu, chữ viết tắt n lo Danh mục bảng ad Danh mục hình vẽ, đồ thị y th Lý chọn đề tài .1 Mục tiêu nghiên cứu Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu Phƣơng pháp nghiên cứu Ý nghĩa thực tiễn luận văn Bố cục luận văn ju yi pl n ua al n va ll fu oi m nh at CHƢƠNG 1: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT .4 z z 1.1.2 jm ht vb 1.1 Khung lý thuyết 1.1.1 Hàng hóa y tế Phân cấp tài khóa k gm 1.1.2.1 Khái niệm phân cấp tài khóa l.c 1.1.2.2 Nội dung phân cấp tài khóa .5 om 1.1.3 Tác động phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế .8 an Lu 1.1.3.1 Tác động mặt kinh tế phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế 1.1.3.2 Tác động mặt trị phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế 1.1.4 Mơ hình lý thuyết tác động phân cấp lên dịch vụ y tế 15 ey 1.1.3.5 Tác động mặt công phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế .12 t re 1.1.3.4 Tác động mặt hành vi phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế 11 n va 1.1.3.3 Tác động mặt quản lý phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế 10 1.1.4.1 Mơ hình 15 t to 1.1.4.2 Chỉ tiêu đo lƣờng đầu y tế 17 ng 1.1.4.3 Các tiêu đo lƣờng phân cấp tài khóa y tế .17 hi ep 1.2 Các nghiên cứu trƣớc .19 w 1.3 Thực trạng tác động phân cấp tài khóa đến dịch vụ y tế Việt Nam 22 1.3.1 Tác động lên hệ thống mạng lƣới dịch vụ y tế Việt Nam .23 n lo ad 1.3.2 Tác động lên chất lƣợng dịch vụ y tế Việt Nam 24 y th 1.3.3 Tác động lên phí dịch vụ y tế Việt Nam .25 ju yi pl CHƢƠNG 2: DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 28 ua al n 2.1 Dữ liệu 28 2.1.1 Biến phụ thuộc 28 va n 2.1.2 Biến độc lập 29 fu ll 2.1.2.1 Biến phân cấp tài khóa 29 m oi 2.1.2.2 Các biến kiểm soát khác 31 nh at 2.2 Mơ hình thực nghiệm 34 z z 2.3 Phƣơng pháp ƣớc lƣợng mơ hình 35 ht vb k jm CHƢƠNG 3: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 39 3.1 Mô tả số liệu .39 gm 3.2 Phân tích ma trận tƣơng quan .41 l.c 3.3 Kết hồi quy 41 om 3.3.1 Mơ hình 41 an Lu 3.3.2 Mơ hình 50 ey t re 4.1.1 Tăng cƣờng nguồn thu sở y tế địa phƣơng 52 n va CHƢƠNG 4: KIẾN NGHỊ 52 4.1 Kiến nghị chế, sách 52 4.1.2 Xây dựng hệ thống đánh giá riêng cho sở y tế địa phƣơng để đƣa t to quy định khung thuế, phí mức chi tiêu phù hợp với sở y tế địa ng phƣơng 57 hi ep 4.1.3 Thiết kế hệ thống ngân sách nhà nƣớc cho y tế theo hƣớng tách bạch rõ ràng cấp ngân sách 58 w 4.1.4 Thực chế chi tiêu ngân sách hài hòa mục tiêu phát triển kinh tế n lo mục tiêu phát triển xã hội (đặc biệt sức khỏe cộng đồng) .59 ad y th 4.1.5 Hạn chế thất thốt, sử dụng lãng phí chi tiêu ngân sách y tế, gia tăng ju hiệu sử dụng ngân sách 59 yi pl 4.1.6 Tăng cƣờng hỗ trợ tài cho tuyến sở, đa dạng phƣơng thức chi trả phí ua al khám chữa bệnh theo hƣớng khuyến khích sử dụng hiệu nguồn lực, đồng thời n tránh tình trạng lạm dụng để tăng nguồn thu .60 va n 4.1.7 Cân mối quan hệ lợi ích ngƣời dân, BHYT, chất lƣợng sở y tế ll fu khám chữa bệnh 61 oi m 4.2 Kiến nghị ngƣời .63 at nh 4.3 Kiến nghị minh bạch thông tin .64 z z KẾT LUẬN .66 k jm l.c gm PHỤ LỤC ht vb TÀI LIỆU THAM KHẢO om Phục lục 1: Tổng hợp nghiên cứu trƣớc ảnh hƣởng phân cấp tài khóa lên đầu y tế ey Phụ lục 6: Hồi quy theo REM mơ hình t re Phụ lục 5: Hồi quy theo FEM mô hình n Phụ lục 4: Hồi quy Pooled OLS mơ hình va Phụ lục 3: Ma trận tƣơng quan an Lu Phụ lục 2: Thống kê mô tả Phụ lục 7: Kiểm định Hausman mơ hình t to Phu lục 8: Kiểm định Breusch – Pagan LM test ng hi Phụ lục 9: Kiểm định Wooldridge test ep Phụ lục 10: Hồi quy theo REM với Robust mơ hình w Phụ lục 11: Hồi quy FGLS mơ hình n lo ad Phụ lục 12: Hồi quy Pooled OLS mơ hình y th Phụ lục 13: Hồi quy theo FEM mơ hình ju yi Phụ lục 14: Hồi quy theo REM mơ hình pl n ua al Phụ lục 15: Danh sách Tỉnh/ Thành phố mẫu liệu n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT t to ASEAN: Hiệp hội quốc gia Đông Nam Á (Association of Southeast Asian ng hi Nations) ep BHYT : Bảo hiểm y tế w n CQĐP : Chính quyền địa phƣơng lo ad y th CQTW: Chính quyền trung ƣơng ju FEM : Mơ hình tác động cố định (Fixed effect model) yi pl FGLS : Phƣơng pháp bình phƣơng nhỏ tổng quát khả thi (Feasible generalized n ua al least squares) n va GTGT : Thuế giá trị gia tăng ll fu HĐND : Hội đồng Nhân dân m oi IMR : Tỷ lệ tử vong trẻ em dƣới tuổi (Infant mortality rate) nh : Tuổi thọ trung bình (Life expectancy) at LE z k jm ht l.c gm NSNN : Ngân sách Nhà nƣớc vb NSNN : Ngân sách nhà nƣớc z NSĐP : Ngân sách địa phƣơng OLS : Phƣơng pháp bình phƣơng nhỏ (Ordinary Least Square) UBND : Uỷ ban Nhân dân an Lu : Mơ hình tác động ngẫu nhiên (Random effect model) om REM ey t re Standard Survey) n va VHLSS : Bộ liệu Điều tra mức sống hộ gia đình (Vietnam Household Living DANH MỤC CÁC BẢNG t to Bảng 2.1 Danh sách biến 33 ng hi Bảng 3.1 Mô tả thống kê biến 39 ep Bảng 3.2 Ma trận tƣơng quan biến 41 w n Bảng 3.3 Kết hồi quy mơ hình theo phƣơng pháp Pooled OLS, FEM REM lo ad 43 y th ju Bảng 3.4 Kết hồi quy mơ hình theo REM với sai số chuẩn mạnh FGLS 47 yi pl Bảng 3.5 Hồi quy mô hình theo OLS, FEM, REM 51 al n ua Bảng 4.1 Các loại thuế chia sẻ trung ƣơng địa phƣơng số quốc gia n va 55 ll fu DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ m oi Hình 1.1 Phân cấp tài khóa ảnh hƣởng đến đầu y tế qua kênh 14 at nh Hình 1.2: Xu hƣớng tử vong trẻ em dƣới tuổi dƣới tuổi Việt Nam, 1990- z 2015 25 z jm ht vb Hình 1.3 Luồng tài y tế Việt Nam 26 Hình 3.1 Tỷ lệ IMR nƣớc ASEAN năm 2011 40 k om l.c gm an Lu n va ey t re PHẦN MỞ ĐẦU t to Lý chọn đề tài ng hi Trong vài thập niên qua, phân cấp đƣợc thực thi hầu hết quốc gia ep trở thành chìa khóa cải tổ khu vực cơng Trong q trình tồn cầu phân cấp dịch vụ y tế nằm vị trí trung tâm (Cavalieri cộng sự, 2016) w n Ở Việt Nam, ngành y tế có thành cơng vƣợt bậc, so lo ad với quốc gia có thu nhập bình qn đầu ngƣời cao Một thành ju y th cơng thấy việc giảm tỷ lệ tử vong theo nhóm tuổi giai đoạn 2000 yi đến 2005 tất lứa tuổi, vài quốc gia láng giềng (nhƣ Malaysia, pl Thái Lan,…) có thay đổi nhỏ chí tăng số nhóm tuổi al ua (Lieberman cộng sự, 2009) Các tín hiệu tích cực song song với cải tổ, n đổi sách Chính phủ Việt Nam có việc thực đẩy va n mạnh phân cấp nói chung phân cấp tài khóa nói riêng cách sâu rộng fu ll Vậy câu hỏi đặt liệu phân cấp tài khóa có phải lý m oi cho thành công lĩnh vực y tế Việt Nam hay không? nh at Về mặt lý thuyết có quan điểm cho việc chuyển giao quyền lực z trách nhiệm cho cấp quyền thấp cho phép sách công phù hợp z ht vb với sở thích ngƣời dân (Oates, 1972) Cấu trúc phân cấp quyền jm cải thiện hiệu phân phối dịch vụ việc giảm thông tin bất cân k xứng, tăng trách nhiệm giải trình nhà tạo lập sách địa phƣơng, đẩy gm mạnh tham gia cộng đồng, khuyến khích cạnh tranh đổi sách l.c Song có quan điểm cho phân cấp khơng làm tăng hay chí om cản trở hiệu phân phối dịch vụ công Những cản trở liên quan đến thất bại an Lu việc khai thác lợi quy mô, rủi ro gặp phải trình định ứng lan tỏa lĩnh vực y tế, đặc trƣng loại hàng hóa cơng việc khơng tận dụng đƣợc lợi quy mơ kinh tế làm tăng phí tổn cho phân cấp ey y tế phức tạp mập mờ để dự đoán Theo Cavalieri cộng (2016) hiệu t re chức quản lý (Smith, 1985) Trong đó, đặc trƣng hàng hóa dịch vụ n va quyền địa phƣơng có quyền địa phƣơng có đủ khả tổ ad ju y th yi pl ua al n bỏ phiếu cử tri bang, tiêu đầu ngƣời n va GDP đầu ngƣời bang, phụ nữ nông thôn, tỷ lệ nguồn giữ lại tổng chi m ll fu thu nông thôn đƣợc biết chữ oi nông thôn nh Ban Tác động cô Biến phụ thuộc: IMR LE (tuổi Tỷ lệ chi tiêu cho y tế Phân cấp tài khóa có tác Pascual Nha (15 định ngẫu thọ trung bình) (2008) vùng, at Cantarero Tây quyền địa động tiêu cực đến IMR z Biền độc lập: tiêu phân cấp tài phƣơng tổng chi y tích cực với LE z nhiên vb khóa, GDP đầu ngƣời, số tế tất cấp ht 1992-2003) jm giƣờng bệnh 1000 ngƣời, mật quyền k độ bác sĩ đa khoa 1000 ngƣời tỉnh; 199- chuẩn cấp cho ảnh hƣởng tốt lên đầu điều phân cấp tài khóa, GDP đầu ngƣời huyện nguồn thu y tế đảm bảo hai chỉnh White tỉnh, tỷ lệ nông thông thành quyền tỉnh điều kiện: 1) hệ thống Lu 2001) quyền om (2009) (26 định với sai số Biến độc lập: hai số đo lƣờng l.c Quốc Tỷ lệ tổng chi tiêu Các tỉnh phân cấp nhiều Jutting Tác động cố Biến phụ thuộc: IMR gm Uchimura Trung quyền huyện đƣợc thành lập tỉnh va quyền địa phƣơng an thị, tỷ lệ sinh mù chữ, quy mô tỷ lệ chi tiêu chuyển giao chức n tổng chi tiêu huyện; 2) nguồn ngân re sách huyện đƣợc tăng y te quyền tỉnh Nigeria (36 Tác động ngẫu Biến phụ thuộc: IMR (2011) bang nhiên Biến độc lập: tiêu phân cấp tài thu liên bang khóa, tỷ lệ biết chữ ngƣời lớn, tốc cao IMR nhỏ eg cd hạt; 2002- Tỷ lệ thu bang Phân cấp tài khóa si Akpan ac th cƣờng jg hg ad ju y th yi pl ua al độ tăng dân số bang, nguồn thu n 2009 va n – Canada (10 Tác động cố Biến phụ thuộc: IMR Tỷ lệ chi tiêu y tế Phân cấp tác động tích fu Jimenez bang tỉnh; 1979- định với sai số Biến độc lập: số phân cấp y tế, quyền tỉnh cực lên hiệu (2011a) 1995) điều GDP bình quân đầu ngƣời tỉnh, tổng chi cho y tế nh chỉnh White sách công cải oi chuẩn m ll Rubio trợ cấp ý tế đầu ngƣời từ thiện sức khỏe ngƣời dân at quyền liên bang, chi tiêu y tế (khi đo lƣờng IMR) z z liên bang đầu ngƣời, chi tiêu y vb ht tế thành phố đầu ngƣời, chi jm tiêu y tế cá nhân đầu ngƣời, k mức giáo dục, phụ nữ hút thuốc Chi tiêu y tế điều Phân cấp làm giảm IMR l.c Lorant (1080 thành định với biến Biến độc lập: số phân cấp tài chỉnh quyền Tuy nhiên, tác động cải phố; 1998- giả năm sai khóa, khoản chuyển giao từ địa phƣơng tổng thiện đầu y tế phụ số điều chỉnh quyền trung ƣơng tổng chi chi tiêu y tế tiêu y tế, số năm thành phố đƣợc tự y te re thỏa mãn nhu cầu bản, mức độ n trị, phần trăm hộ gia đình khơng tế xã hội va White thuộc vào điều kiện kinh an 2007) Lu (2012) om Tác động cố Biến phụ thuộc: IMR Soto, Farfan Colombia gm ngày, trẻ đẻ nhẹ cân Cavalieri 20 vùng Mơ hình tác Biến phụ thuộc: IMR (2016) 1996-2012 động cố định Biến độc lập: hai số phân cấp tài kiểm sốt động lên đầu y tế khóa, GDP bình qn đầu ngƣời, tỷ quyền địa phƣơng eg cd Italia; Tỷ lệ nguồn thu đƣợc Phân cấp tài khóa tác si Ferrante ac th thị hóa jg hg ad ju y th yi pl ua al n lệ chi tiêu cho y tế, giáo dục, tiêu tổng thu vùng; Chỉ n va dùng thuốc lá, biến giả kết hoạch số cân theo chiều dọc m ll Sáu nƣớc Mơ hình ƣớc Biến phụ thuộc: tỷ lệ tiêm chủng Phân cấp đƣợc đo Sự can thiệp phân cấp Yilmaz phát triển lƣợng GLS với bạch hầu, ho gà, uốn ván sởi cho lƣờng biến can quyền địa phƣơng (2001) (Argentina, tác động cố trẻ em dƣới 12 tháng Brazil, định oi Ebel fu Nghiên cứu với mẫu gồm nhiều quốc gia hoàn trả, biến giả thời gian at nh z Biến độc lập: tỷ lệ tiêm chủng với có can thiệp lệ tiêm chủng sởi z vb độ trễ năm, biến can thiệp k South gm l.c Venezuela; thu định Biến độc lập: số phân cấp, GDP địa Lợi ích biên từ phân bình quân đầu ngƣời, tham nhũng, phƣơng tổng chi cấp tài khóa cao đáng Voetberg nhập (2001) 70 nƣớc thu fractionalization ethno – linguistic tiêu quyền kể nƣớc nghèo ac th cao; 1970- y te trung ƣơng re số n nhập quyền va thấp Tỷ lệ chi tiêu Phân cấp làm IMR thấp an nƣớc 45 Tác động cố Biến phụ thuộc: IMR Lu Picazo Giữa om 1970-1999 Robalino, thiệp jm Philippines, Africa sau có can ht Colombia, thiệp có giá trị trƣớc ảnh hƣởng tích cực lên tỷ 1995 (2004) gia có thu OLS chuẩn với bạch hầu, ho gà, uốn ván sởi cho quyền eg cd 140 si quốc Hồi quy bội Biến phụ thuộc: tỷ lệ tiêm chủng Tỷ phần chi tiêu Phân cấp ảnh hƣởng tích Khaleghian địa cực đến tỷ lệ tiêm chủng jg hg ad ju y th yi pl ua al thấp biến giả năm trẻ em tuổi trung sai số chuẩn Biến độc lập: hai số phân cấp, tiêu phủ, tỷ thấp tiêu cực White dân số, mật độ dân số, tỷ lệ mù chữ, tổng chi tiêu bình m ll 1997 chỉnh GDP bình qn đầu ngƣời, quy mô phần chi tiêu y tế nƣớc có thu nhập trung fu bình; 1980- điều n va phƣơng tổng chi nƣớc có thu nhập n nhập oi điểm dân chủ, tham gia vào tổ quyền địa phƣơng UNICEF’s Vaccine at nh chức Independence Initiative, số chất z z lƣợng thể chế, điểm số đạo đức ht – 20 quốc gia Mơ hình hiệu Biến phụ thuộc: IMR Tỷ lệ nguồn thu thuế Phân cấp tài khóa có ảnh jm Jimenez vb (ethnic tension) chỉnh sai số Biến độc lập: số phân cấp, phần thuộc quản lý địa hƣởng tích cực dài OECD; (2011b) 1970 - với biến giả trăm chi tiêu y tế GDP, GDP phƣơng tổng thu hạn đến việc giảm IMR 2001 năm sai số đầu ngƣời, tiêu dùng rƣợu quyền (thuế quyền tự đối k Rubio loại thuế mà với nguồn thu địa om điều thuốc lá, mức độ giáo dục l.c gm chuẩn quyền West phƣơng thay đổi quyền địa phƣơng địa phƣơng đƣợc giao cho an Lu chỉnh Newey- va tỷ suất thuế, thuế cở sở n hai); thu thuế quyền ac th tổng thu y te re địa phƣơng si eg cd jg hg Phụ lục 2: Thống kê mô tả t to sum imr fdi hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp ng hi ep w n Obs Mean imr fdi hfdi gdp pu_hexp 250 250 250 250 250 17.7452 0606662 011127 26.94003 262.6718 250 250 250 6.733762 93.144 284.2281 lo Variable ad y th ju pr_hexp educ alci_exp Std Dev yi Min Max 8.417413 0365963 010351 36.23826 164.1295 0179369 0003831 6.360037 52.26731 52 2508683 0692725 277.9059 1462.334 3928044 7.898659 118.9927 5.643214 58 62.73907 7.630018 100 703.3039 pl ua al n Phụ lục 3: Ma trận tƣơng quan va pwcorr imr fdi hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp n 1.0000 -0.4677 -0.1603 -0.3046 0.4012 -0.2383 -0.1995 -0.3073 1.0000 0.7441 0.3827 -0.1303 0.2394 0.1375 0.2627 gdp pu_hexp pr_hexp educ 1.0000 -0.0191 0.1962 0.1069 0.2729 1.0000 0.4836 0.3398 0.1340 1.0000 0.5194 0.5078 1.0000 0.2614 oi m nh 1.0000 0.1084 0.2681 0.2999 0.1887 0.1981 at z z k jm ht vb om l.c gm 1.0000 hfdi ll fdi alci_exp alci_exp fu imr fdi hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp imr an Lu n va ey t re Phụ lục 4: Hồi quy Pooled OLS mơ hình t to reg imr fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp ng hi Source SS df MS ep w 9048.24081 8594.11836 243 1508.04013 35.3667422 Total 17642.3592 249 70.8528481 n Model Residual Number of obs F( 6, 243) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE lo = = = = = = 250 42.64 0.0000 0.5129 0.5008 5.947 ad y th Coef ju imr yi -52.63027 -.0232282 0303402 -6.69622 -.1823077 -.0067756 77.59178 pl n ua al t 11.79112 0114798 0027796 1.407318 0563116 0037968 8.116627 P>|t| -4.46 -2.02 10.92 -4.76 -3.24 -1.78 9.56 n va [95% Conf Interval] 0.000 0.044 0.000 0.000 0.001 0.076 0.000 -75.85613 -.0458409 024865 -9.468318 -.2932288 -.0142544 61.60386 -29.40442 -.0006155 0358153 -3.924121 -.0713867 0007032 93.5797 ll fu fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons Std Err oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 5: Hồi quy theo FEM mơ hình t to xtreg imr fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp,fe ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: province w R-sq: Number of obs Number of groups n lo within = 0.1824 between = 0.1747 overall = 0.1651 = = 250 50 Obs per group: = avg = max = 5.0 ad y th ju corr(u_i, Xb) F(6,194) Prob > F = 0.1844 = = 7.22 0.0000 yi pl imr Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] ua al 7.876811 -.0448079 0017986 -.2079604 -.0950923 -.0049865 29.67697 sigma_u sigma_e rho 7.5370128 2.5729745 89562453 n fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons ll fu oi m 0.35 -1.55 0.94 -0.27 -3.04 -1.86 6.41 0.723 0.124 0.350 0.787 0.003 0.064 0.000 -35.9291 -.1019411 -.0019865 -1.726287 -.1567986 -.010267 20.54827 51.68272 0123253 0055837 1.310366 -.033386 000294 38.80568 at nh z (fraction of variance due to u_i) z 22.53 Prob > F = 0.0000 k jm ht F(49, 194) = vb F test that all u_i=0: n va 22.21094 0289683 0019192 7698379 031287 0026774 4.628532 om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 6: Hồi quy theo REM mơ hình t to ng xtreg imr fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp,re hi ep Random-effects GLS regression Group variable: province w R-sq: Number of obs Number of groups n lo within = 0.1482 between = 0.4131 overall = 0.3782 = = 250 50 Obs per group: = avg = max = 5.0 ad y th ju corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) = = 69.93 0.0000 yi pl imr Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] ua al 4.4825154 2.5729745 7521745 n va ll fu oi m -2.85 -2.48 3.43 -1.15 -3.45 -2.23 7.95 0.004 0.013 0.001 0.250 0.001 0.026 0.000 -77.78709 -.0797905 0029169 -2.606945 -.1819982 -.0114515 29.37832 -14.34932 -.0092831 0106845 6794071 -.0501787 -.0007327 48.59712 at nh (fraction of variance due to u_i) z sigma_u sigma_e rho 16.1834 0179869 0019816 8383705 033628 0027344 4.902845 z -46.0682 -.0445368 0068007 -.9637689 -.1160884 -.0060921 38.98772 n fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 7: Kiểm định Hausman mơ hình t to ng hausman fe hi ep Note: the rank of the differenced variance matrix (4) does not equal the number of coefficients being tested (6); be sure this is what you expect, or there may be problems computing the test Examine the output of your estimators for anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on a similar scale w n lo ad (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E ju y th Coefficients (b) (B) fe yi 7.876811 -.0448079 0017986 -.2079604 -.0950923 -.0049865 pl n ua al -46.0682 -.0445368 0068007 -.9637689 -.1160884 -.0060921 53.94501 -.0002711 -.0050021 7558085 0209961 0011056 15.2126 0227076 n va fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp ll fu b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: oi m Test: difference in coefficients not systematic nh at chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 6.43 Prob>chi2 = 0.1693 (V_b-V_B is not positive definite) z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re Phu lục 8: Kiểm định Breusch – Pagan LM test t to xttest0 ng hi Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ep imr[province,t] = Xb + u[province] + e[province,t] w n Estimated results: lo Var ad ju y th imr e u sd = sqrt(Var) 70.85285 6.620198 20.09294 8.417413 2.572975 4.482515 yi pl Test: Var(u) = n ua al chibar2(01) = Prob > chibar2 = 173.75 0.0000 va n Phụ lục 9: Kiểm định Wooldridge test fu ll xtserial imr fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp oi m at nh Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 49) = 23.774 Prob > F = 0.0000 z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 10: Hồi quy theo REM với Robust mơ hình t to xtreg imr fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp,re vce(robust) ng hi ep Random-effects GLS regression Group variable: province w R-sq: Number of obs Number of groups n lo within = 0.1482 between = 0.4131 overall = 0.3782 ad y th corr(u_i, X) 250 50 Obs per group: = avg = max = 5.0 Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) ju = = 60.32 0.0000 (Std Err adjusted for 50 clusters in province) yi pl Robust Std Err al Coef n ua imr = = ll P>|z| -1.96 -2.61 2.30 -1.80 -3.68 -2.60 10.71 [95% Conf Interval] 0.049 0.009 0.021 0.071 0.000 0.009 0.000 oi m -92.02097 -.077938 0010054 -2.010444 -.1778855 -.0106774 31.85303 -.1154363 -.0111356 012596 0829057 -.0542914 -.0015067 46.12241 at nh z z (fraction of variance due to u_i) k jm ht vb 4.4825154 2.5729745 7521745 fu sigma_u sigma_e rho 23.44572 0170417 0029568 5340275 0315297 0023395 3.640213 n -46.0682 -.0445368 0068007 -.9637689 -.1160884 -.0060921 38.98772 va fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons z om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 11: Hồi quy FGLS mơ hình t to xtgls imr fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp, panels(heteroskedastic) corr(ar1) ng Cross-sectional time-series FGLS regression hi ep generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Coefficients: Panels: Correlation: (0.5102) w n 50 lo Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = ad ju y th Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 = = = = = 250 50 136.39 0.0000 yi pl imr Coef Std Err al -47.96528 -.0210582 0123914 -2.021993 -.0976135 -.0065139 41.06302 10.46311 0063328 0020802 6941954 0278585 002061 3.938289 n ua fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons z P>|z| n va ll fu 0.000 0.001 0.000 0.004 0.000 0.002 0.000 -68.47261 -.0334703 0083144 -3.382591 -.1522152 -.0105533 33.34411 -27.45796 -.0086461 0164685 -.6613954 -.0430118 -.0024745 48.78192 oi m -4.58 -3.33 5.96 -2.91 -3.50 -3.16 10.43 [95% Conf Interval] nh at Phụ lục 12: Hồi quy Pooled OLS mơ hình z reg imr hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp z SS df vb Source MS 1465.31847 36.4215983 Total 17642.3592 249 70.8528481 0.001 0.001 0.000 0.000 0.001 0.064 0.000 -215.6375 -.0588093 0296179 -10.12241 -.3024935 -.0147424 64.14499 -60.56303 -.0151549 0405006 -4.565117 -.0775717 0004268 96.36513 ey -3.51 -3.34 12.69 -5.21 -3.33 -1.86 9.81 [95% Conf Interval] t re 39.36352 0110811 0027624 1.410642 0570933 0038505 8.178635 P>|t| n -138.1003 -.0369821 0350592 -7.343762 -.1900326 -.0071578 80.25506 t va hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons Std Err 250 40.23 0.0000 0.4983 0.4860 6.035 an Lu Coef = = = = = = om imr l.c 243 gm 8791.9108 8850.44838 k Model Residual jm ht Number of obs F( 6, 243) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE Phụ lục 13: Hồi quy theo FEM mô hình t to ng xtreg imr hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp,fe hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: province w R-sq: Number of obs Number of groups n lo within = 0.1904 between = 0.1265 overall = 0.1268 ad y th corr(u_i, Xb) = = 250 50 Obs per group: = avg = max = 5.0 F(6,194) Prob > F = 0.1269 = = 7.60 0.0000 ju yi Coef Std Err pl imr al n va ll [95% Conf Interval] 0.156 0.152 0.897 0.753 0.003 0.057 0.000 -24.43302 -.0985512 -.0040581 -1.742415 -.1520247 -.010357 20.84739 151.8715 015473 0046283 1.262242 -.0303853 0001457 38.43947 oi m 7.6568937 2.5604315 89942583 P>|t| 1.43 -1.44 0.13 -0.32 -2.96 -1.92 6.65 fu sigma_u sigma_e rho 44.6959 0289069 0022021 7617267 0308374 0026626 4.459861 n 63.71925 -.0415391 0002851 -.2400863 -.091205 -.0051057 29.64343 ua hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons t at nh z (fraction of variance due to u_i) z F(49, 194) = 23.59 Prob > F = 0.0000 k jm ht vb F test that all u_i=0: om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 14: Hồi quy theo REM mơ hình t to xtreg imr hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp,re ng hi ep Random-effects GLS regression Group variable: province w R-sq: Number of obs Number of groups n lo within = 0.1552 between = 0.3629 overall = 0.3241 ad y th corr(u_i, X) = = 250 50 Obs per group: = avg = max = 5.0 Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) = = 60.42 0.0000 ju yi pl imr Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] ua al 4.4701674 2.5604315 75296711 n va ll fu oi m -0.71 -3.12 3.40 -1.48 -3.13 -2.23 7.61 0.477 0.002 0.001 0.139 0.002 0.025 0.000 -113.8832 -.0906027 0031972 -2.906586 -.1734102 -.0116449 28.00182 53.23198 -.0206939 0119241 4053429 -.0398565 -.0007628 47.42377 at nh (fraction of variance due to u_i) z sigma_u sigma_e rho 42.63221 0178342 0022263 8448953 0340704 0027761 4.95467 z -30.32562 -.0556483 0075607 -1.250621 -.1066334 -.0062039 37.71279 n hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re Phụ lục 15: Danh sách Tỉnh/ Thành phố mẫu liệu t to ng hi ep w 10 n lo An Giang Bà Rịa - Vũng Tàu Bạc Liêu Bắc Ninh Bình Dịnh Bình Dƣơng Bình Thuận Cà Mau Cần Thơ Cao Bằng ad ju y th yi pl 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 TỈNH/THÀNH PHỐ Đắk Lắk 21 Hƣng Yên 31 Đắk Nơng 22 Khánh Hịa 32 Đồng Nai 23 Kiên Giang 33 Đồng Tháp 24 Kon Tum 34 Gia Lai 25 Lai Châu 35 Hà Nội 26 Lâm Đồng 36 Hải Dƣơng 27 Lạng Sơn 37 Hải Phòng 28 Lào Cai 38 Hậu Giang 29 Long An 39 Hịa Bình 30 Nam Định 40 Nghệ An Ninh Bình Ninh Thuận Quảng Bình Quảng Nam Quảng Ngãi Quảng Trị Sóc Trăng Sơn La Tây Ninh 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 Thái Bình Thái Ngun Thanh Hóa Tiền Giang TP Hồ Chí Minh Trà Vinh Tuyên Quang Vĩnh Long Vĩnh Phúc Yên Bái n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re