(Luận văn) phân cấp tài khóa và tăng trưởng kinh tế địa phương tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC - ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi ep w n lo ad y th ju NGUYỄN ĐÀO ANH yi pl n ua al n va ll fu PHÂN CẤP TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH oi m TẾ ĐỊA PHƯƠNG TẠI VIỆT NAM at nh z z ht vb k jm om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu n va y te re TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2019 t to ng hi BỘ GIÁO DỤC - ĐÀO TẠO ep TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH w n lo ad y th ju NGUYỄN ĐÀO ANH yi pl ua al n PHÂN CẤP TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH va n TẾ ĐỊA PHƯƠNG TẠI VIỆT NAM ll fu oi m nh at CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG z z k jm ht vb MÃ NGÀNH: 8340201 om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ a Lu NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS DIỆP GIA LUẬT n n va y te re TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2019 th t to LỜI CAM ĐOAN ng hi ep Tôi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu khoa học độc lập Các thông tin, số liệu luận văn trung thực có nguồn gốc rõ ràng, cụ thể Kết nghiên cứu w n luận văn trung thực chưa công bố cơng trình nghiên lo ad cứu nàokhác ju y th yi pl al n ua Nghiên cứu n va ll fu oi m at nh Nguyễn Đào Anh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th MỤC LỤC t to TRANG PHỤ BÌA ng LỜI CAM ĐOAN hi ep MỤC LỤC DANH MỤC CỤM TỪ VIẾT TẮT w n DANH MỤC BẢNG, HÌNH lo ad TÓM TẮT ju y th ABSTRACT yi PHẦN MỞ ĐẦU 1 Đặt vấn đề nghiên cứu Tình hình nghiên cứu ngồi nước liên quan đến đề tài .2 2.1 Tình hình nghiên cứu nƣớc ngồi: pl n ua al va n 2.2.Tình hình nghiên cứu nước: 3 Mục tiêu luận văn nghiên cứu 3.1 Mục tiêu chung 3.2 Mục tiêu cụ thể 3.3 Câu hỏi nghiên cứu: ll fu oi m at nh z Dữ liệu phương pháp nghiêncứu 4.1 Dữ liệu nghiên cứu 4.2 Phƣơng pháp nghiên cứu z ht vb k jm Ý nghĩa luận văn: .7 Cấu trúc luận văn: .8 CHƢƠNG 1.1 Cơ sở lý thuyết .9 1.1.1 Khái niệm 1.1.2Cơ sở phân cấp tài khóa 10 1.1.3Các tiêu đo lƣờng phân cấp tài khóa 18 om l.c gm n va y te re th 1.3 Tăng trưởng kinh tế .21 1.3.1 Tăng trƣởng kinh tế tảng tăng trƣởng: 21 1.3.2 Đo lƣờng tăng trƣởng kinh tế 24 n a Lu 1.2 Một số lợi ích rủi ro 19 1.2.1 Những lợi ích phân cấp tài khóa 19 1.2.2.Các rủi ro q trình phân cấp tài khóa 21 t to ng hi ep 1.3.3 Các dạng tăng trưởng 25 1.3.3.1 Tăng trƣởng nhanh 25 1.3.3.2 Tăng trƣởng theo chiều rộng 25 1.3.3.3 Tăng trƣởng theo chiều sâu 26 1.3.3.4 Tăng trƣởng bền vững 26 w n 1.4 Mối quan hệ phân cấp tài khóa tăng trưởng kinh tế: 28 CHƢƠNG 33 2.1.Đánh giá chung phân cấp tài khóa quyền trung ương quyền địa phương Việt Nam .33 2.1.1 Tổng quan phân cấp tài khóa 33 2.1.2 Đánh giá phân cấp tài khóa quyền trung ƣơng quyền địa phƣơng Việt Nam 35 lo ad ju y th yi pl ua al n 2.2 Mơ hình nghiên cứu thực nghiệm 38 2.3 Phương pháp nghiên cứu .41 2.4 Thu thập liệu 41 CHƢƠNG 44 3.1 Kết kiểm định thảo luận kết nghiên cứu .44 3.1.1 Kết thực nghiệm 44 3.1.2 Kết phân tích hồi quy 45 n va ll fu oi m at nh z 3.2.Thảo luận kết nghiên cứu 55 CHƢƠNG 58 4.1 Kết luận 58 4.2 Hàm ý sách 58 4.2.1 Phân định nhiệm vụ chi ngân sách 60 4.2.2 Tăng cường phân cấp nguồn thu ngân sách bền vững cho Chính quyền 61 4.2.2.1 Tối đa hóa nguồn thu riêng cho địa phương (nguồn thu 100%) 61 4.2.2.2 Phân chia nguồn thu cho quyền 64 4.2.3 Cơ chế hỗ trợ cân đối ngân sách 66 z k jm ht vb om l.c gm n y te re th PHỤC LỤC va TÀI LIỆU THAM KHẢO n a Lu KẾT LUẬN 67 Giới hạn nghiên cứu 67 Hướng nghiên cứu thêm 68 t to DANH MỤC CỤM TỪ VIẾT TẮT ng hi ep ADB (The Asian Development Bank): Ngân hàng phát triển Châu Á IMF (International Monetary Fund): Quỹ tiền tệ quốc tế w GDP (Gross National Product): Tổng sản phẩm quốc nội n lo ad M&E (Monitoring and Evaluation): Giám sát đánhgiá y th OECD (Organization for Economic Cooperation and Development): Tổ chức Hợp tác ju Phát triển Kinh tế yi pl VAT (Value Added Tax): Thuế giá trị gia tăng n Quốc ua al UNDP (United Nations Development Programme): Chƣơng trình phát triển Liên Hiệp va n WB (World Bank): Ngân hàng giới oi at nh TƢ: Trung ƣơng m TNDN: Thu nhập doanh nghiệp ll PCĐT: Phân cấp đầu tƣ fu UBND: Ủy ban nhân dân z k jm ht CQĐP: Chính quyền địa phƣơng vb HĐND: Hội đồng nhân dân z NS: Ngân sách om l.c NSNN: Ngân sách nhà nƣớc gm CQTƢ: Chính quyền trung ƣơng n a Lu n va y te re th t to DANH MỤC BẢNG, HÌNH ng hi ep Bảng 2.1: Tỷ lệ nguồn tự thu tổng thu địa phƣơng nƣớc đông Á 37 Bảng 2.2: Mô tả biến sở, ký hiệu sử dụng mơ hình dấu kỳ vọng 42 w n Bảng3.1 Kết thống kê mô tả 44 lo ad Bảng 3.2 Kết ƣớc lƣợng Pooled OLS cho mơ hình 46 y th Bảng 3.3 Kết ƣớc lƣợng FEM cho mơ hình 47 ju Bảng 3.4 Kết ƣớc lƣợng REM cho mơ hình 48 yi pl Bảng 3.5 Kết kiểm định F-Test cho mơ hình 49 al ua Bảng 3.6 Kết kiểm định Hausman cho mơ hình 49 n Bảng 3.7 Kết kiểm định VIF cho mơ hình 50 va n Bảng 3.8 Kết kiểm định Wald 51 fu ll Bảng 3.9 Kết kiểm đinh Woolridge 51 m oi Bảng 3.10 Kết ƣớc lƣợng FGLS cho hai mơ hình 54 at nh Hình 3.0 Hình phi tuyến tính Fe2 alpha âm 55 z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th t to TÓM TẮT ng Nghiên cứu nhằm kiểm định mối quan hệ tác động trình phân cấp tài khóa đến hi ep tăng trƣởng kinh tế địa phƣơng Việt Nam, từ 2005-2016 Dựa liệu bảng 62 địa phƣơng, sử dụng phƣơng pháp kiểm định FGLS để giải mục tiêu đề Nội w dung nghiên cứu xác định yếu tố phân cấp tài khóa phân cấp chi hay thu có n lo tác động đến tăng trƣởng kinh tế địa phƣơng Việt Nam Kết thực nghiệm cho ad y th thấy, phân cấp tài khóa phân cấp thu phân cấp chi ngân sách có tác động tích ju cực đến tăng trƣởng kinh tế địa phƣơng Đồng thời, nghiên cứu tìm thấy ảnh yi pl hƣởng phi tuyến phân cấp chi đến tăng trƣởng kinh tế khơng kiểm sốt tốt gây ua al tiêu cực, lãng phí Qua đó, nghiên cứu đề xuất khuyến nghị chế sách n nhằm điều chỉnh tiến trình phi tập trung hóa tài khóa để trì tác động tích cực tăng va n trƣởng kinh tế bền vững thời gian tới ll fu Từ khóa: Phi tập trung hóa tài khóa; Tăng trƣởng kinh tế; FGLS m oi ABSTRACT at nh The aim of this paper is to assess the impact ofthe fiscal decentralization process on local economic growth in Vietnam, period 2005 - 2016 Using panel data, testing through z z FGLS model to solve endogenous problems, to solve the set goals From there, determine vb jm ht the decentralization factor or decentralize budget revenue affecting economic growth of localities in Vietnam The results of empirical research show that decentralization of k gm revenue and decentralization of budget spending has a positive impact on local economic l.c growth In addition, the study also found nonlinear effects in decentralizing economic om growth when not well controlled causing negative and wastefulness Thereby, the study a Lu proposes recommendations on policy mechanisms to adjust the fiscal decentralization n process to maintain a positive impact on sustainable economic growth in the coming n y te re Keywords: Fiscal fiscal decentralization; Economic growth; FGLS va time th PHẦN MỞ ĐẦU t to ng Đặt vấn đề nghiên cứu hi Phân cấp, phân quyền tự quản địa phương vấn đề ep tổ chức nhà nước hầu hết quốc gia giới Ở Việt Nam, vấn đề w quan tâm nhiệm vụ chủ yếu q trình cải tiến hành n lo nhà nước Cũng có nhiều nghiên cứu, chưa có nhận thức ad y th lý luận cách rõ ràng quán; nội hàm khái niệm “phân cấp”, ju “phân quyền”, “tự quản” hiểu theo nhiều ý khác văn yi pl kiện Đảng, văn pháp luật Nhà nước, sách báo khoa học, ua al Phân cấp tài khóa lĩnh vực quan trọng phân cấp quản lý nhà nước n Mỗi cấp quyền phân cấp tự thực thực có va n hiệu nhiệm vụ giao họ chủ động có nguồn lực cần thiết ll fu có quyền đưa định chi tiêu oi m Ngân sách nhà nước nguồn lực tài khóa quốc gia Để quản lý q trình nh hình thành phân bổ cách có hiệu việc sử dụng ngân sách nhà nước at vấn đề quan trọng cấp thiết quốc gia giới Tài khóa nhà z z nước phận cấu thành quản lý nhà nước lĩnh vực kinh tế – xã vb ht hội thực hệ thống quan quản lý nhà nước từ trung ương đến jm địa phương Trên phương diện lý thuyết tổng kết thực tiễn, PCTK k gm thừa nhận phương thức quan trọng để nâng cao hiệu tài khóa nhà nước l.c PCTK giải mối quan hệ trung ương địa phương việc om xử lý vấn đề liên quan đến hoạt động ngân sách nhà nước PCTK giúp cho n kịp thời nhiệm vụ quản lý nhà nước a Lu việc xác định rõ thẩm quyền, trách nhiệm cấp tài khóa, đảm bảo giải cập mức độ chủ động ngân sách địa phương chưa cao, quy trình phê y NSNN sửa đổi năm 2002 Tuy nhiên, việc PCTK Việt Nam nhiều bất te re nhằm thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Đặc biệt năm 1996, Quốc hội ban hành luật n va Năm 1986, Việt Nam bắt đầu thực thay đổi cải cách sách kinh tế duyệt ngân sách nhà nước phức tạp, thời gian dài, hiệu tài khóa nhà nước t to chưa đáp ứng nhu cầu phát triển kinh tế – xã hội quốc gia Điều cho thấy ng cần phải có đánh giá cách khách quan toàn diện thực trạng PCTK Việt Nam hi ep thời gian vừa qua, tồn để có giải pháp đắn để thực PCTK đòi hỏi cấp thiết Vậy có phải PCTK yếu w tố góp phần làm cho tăng trưởng kinh tế địa phương hay không? n lo Trước yêu cầu thiết lý luận thực tiễn việc phân cấp ad y th quản lý NSNN việc tăng trưởng kinh tế địa phương, chọn đề tài "Phân ju cấp tài khóa tăng trưởng kinh tế địa phương Việt Nam” để làm luận văn tốt yi pl nghiệp n ua al Tình hình nghiên cứu ngồi nước liên quan đến đề tài Các nghiên cứu khẳng định PCTK đem lại hiệu tích cực đến tăng ll fu - n va 2.1 Tình hình nghiên cứu nước ngồi: oi m trưởng kinh tế, kể đến cơng trình: nh Martinez-Vazquez, Jorge and Jameson Boex(2001), The Design of at Equalization Grants: Theory and Applications, World Bank Institute and Georgia z z State University School of Policy Studies vb ht Martinez-Vazquez, J and MacNab, R M (2003), Fiscal Decentralization Các nghiên cứu khẳng định PCTK mang lại tổn hại đến hiệu kinh tế, l.c - gm Pages 1597–1616 k jm and Economic Growth, World Development,Volume 31, Issue 9, September 2003, om điển hình là: Trong cơng trình Prud’homme, R (1994), On the Dangers of a Lu Decentralization, Policy Research Working Paper Series No 1252 Washington, n DC: World Bank, có lưu ý nhiều CQĐP ngược lại với mục tiêu Journal Public Finance, 1991, p 99-112, Nam Tư – phủ có PCTK y (1991), The dangers of decentralization: the experience of Yugoslavia, Foundation te re nỗ lực giảm chi tiêu hay giảm thuế Trong cơng trình Bogoev, Ksente n va sách CQTƯ Ví dụ, CQĐP tăng chi tiêu tăng thuế CQTƯ t to ng Pasikan,Department of Economics Bahauddin Zakariya Unviersity hi ep - Martinez-Vazquez, Jorge and Jameson Boex(2001), The Design of Equalization Grants: Theory and Applications, World Bank Institute and Georgia State University w n School of Policy Studies lo ad - Martinez-Vazquez, J and MacNab, R M (2003), Fiscal Decentralization and ju y th Economic Growth, World Development,Volume 31, Issue 9, September 2003, Pages 1597–1616 yi pl - Mello, Jr, L 2000 Fiscal decentralization and intergovernmental fiscal relation: A al ua cross coutry analysis, World Development, 28 n - Mello, Jr, L & Barenstien, M 2001 Fiscal decentralization and governance: a cross va n country analysis, IMF Working paper fu ll - Morgan, K 2002 The English question: regional perspectives on a fratured nation, oi m Regional Studies, 36, 797-810 nh - Oates, W 1993 Fiscal decentralization and economic development, National Tax at z Journal z vb - Olson, M 1969 The prinipl of fiscal equivalence: The divison of responsibilities jm ht among different levels of government”, American Economic Review, 59 k - Philip, A.T & Isah, S 2012 An analysis of the effect of fiscal dencentralization on gm economic growth in Nigeria, International Journal of Humanities and Social Science Working Paper Series No 1252 om l.c - Prud’homme, R (1994), On the Dangers of Decentralization, Policy Research a Lu - Rodden, J.2004 Comparative federalism and decentralization: on meaning and n va - Stliger, F 1957 The tenable range of local functions n measurement, Comparative Politics, 36 th - Thieben, U 2003 Fiscal decentralization and economic growth in high-income OECD y International Tax and Public Finance, Volume 13, Issue 4, pp 437- 462 te re - Shah, Anwar (2006), Fiscal decentralization and macroeconomic management, t to ng countries, Fiscal Studies, 24 hi ep - Zang, T & Zou, H 2001 Fiscal decentralization, public spending and economic growth in China, Journal of Public Economics, 67 w n lo ad Tiếng việt y th - Cuốn sách “Phân cấp quản lý NSNN cho quyền điạ phương: Thực trạng giải ju yi pháp” tác giả Lê Chi Mai, Nhà xuất Chính trị quốc gia, năm 2006 pl ua al - Hoàng Thị Chinh Thon & ctg 2010 Tác động chi tiêu công đến tăng trưởng kinh n tế Việt Nam, Trung tâm nghiên cứu kinh tế sách va n - Lê Tồn Thắng (2013), Luận án tiến sĩ "Phân cấp quản lý NSNN Việt Nam ll fu nay" m oi - Mai Đình Lâm (2012), Luận án tiến sĩ "Tác động phân cấp tài khóa đến tăng at nh trưởng kinh tế Việt Nam" z - Nguyễn Xuân Thu (2015), Luận án Tiến sĩ “Phân cấp quản lý NSĐP Việt Nam” z vb Việt Nam, Trung tâm nghiên cứu kinh tế sách k jm ht - Phạm Thế Anh 2008 Phân tích cấu chi tiêu phủ tăng trưởng kinh tế om l.c CQĐP trình cải cách máy nhà nước Việt Nam” gm - Trần Thị Diệu Oanh (2012), Luận án tiến sĩ “Phân cấp quản lý địa vị pháp lý - Vũ Sỹ Cường 2013 Cân đối ngân sách kỷ luật tài khóa, Báo cáo kinh tế vĩ mô n a Lu 2103: Thách thức cịn phía trước, Nhà xuất Tri thức y te re Chương trình giảng dạy kinh tế Fullbright n va - Vũ Thành Tự Anh 2012 Phân cấp quản lý kinh tế Việt Nam: nhìn từ góc độ thể chế, th t to ng PHỤC LỤC hi ep Thống kê mô tả w n lo ad n Mean y th Variable Quantiles -S.D Min 25 Mdn 75 Max ju 4.93 1.17 3.04 4.24 4.45 5.01 7.95 744 pl 0.18 0.06 0.61 0.69 0.86 1.42 Fe2 744 0.55 0.28 0.00 0.37 0.47 0.74 2.01 Fr 744 0.64 0.26 0.11 0.41 0.68 0.90 1.05 Fr2 744 0.48 0.32 0.01 0.17 0.46 0.80 1.10 Op 744 0.44 0.83 0.00 0.02 0.08 0.47 8.33 logInv 744 5.99 1.24 ll 744 Fe yi logGDP 5.08 6.54 6.90 7.58 Laf 744 101.89 2.66 95.09 100.55 101.22 102.63 121.87 fe fe2 0.72 n ua al n va fu 2.95 oi m at nh z Tương quan biến z loggdp fr fr2 jm ht vb | op loginv laf k gm -+ -1.0000 fe | -0.1326 1.0000 fe2 | -0.1095 0.9944 1.0000 fr | -0.0605 0.2558 0.2253 1.0000 fr2 | -0.0794 0.2516 0.2195 0.9885 1.0000 op | -0.3380 -0.0383 -0.0426 0.0916 0.0718 1.0000 loginv | 0.2514 -0.1240 -0.1285 -0.1313 -0.1346 -0.0641 1.0000 laf | 0.0295 0.1555 0.1432 0.1340 0.1355 0.0899 0.0224 om l.c loggdp | n a Lu n va y te re 1.0000 th t to ng Kiểm tra đa cộng tuyến hi ep Mơ Hình 1: Phân cấp chi w n SQRT VIF lo Variable R- VIF Tolerance Squared ad y th fe ju fe2 91.10 90.90 yi 1.02 loginv 1.03 laf 1.05 0.0110 0.9890 9.53 0.0110 0.9890 1.01 0.9824 0.0176 0.9752 0.0248 0.9539 0.0461 pl op 9.54 ua al 1.01 1.02 n va 37.02 n Mean VIF ll fu oi m Mơ hình 2: phân cấp thu VIF VIF Tolerance Squared at Variable R- nh SQRT 44.69 6.68 0.0224 0.9776 op 1.04 1.02 0.9661 0.0339 loginv 1.02 1.01 0.9764 0.0236 laf 1.03 1.01 0.9730 0.0270 18.50 om Mean VIF l.c gm fr2 k 0.9776 jm 0.0224 ht 6.69 vb 44.74 z fr z n a Lu n va y te re th t to ng Kết hồi quy cho mơ hình (1)(Phân cấp chi với tăng trưởng kinh tế) hi ep Bảng kết OLS w n Source | SS df MS Number of obs = F( lo -+ ad Model | y th Residual | 224.408019 44.8816038 736.727053 738 99827514 ju -+ yi Total | 961.135072 743 1.29358691 5, 744 738) = 44.96 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.2335 Adj R-squared = 0.2283 Root MSE 99914 = pl ua al -Coef n loggdp | Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] va n -+ fu 15.71517 2.208631 -7.12 fe2 | 9.917438 1.473922 op | -.730615 0723445 -10.10 loginv | 2091321 0306716 6.82 laf | 0637275 0213984 2.98 0.003 _cons | 3.386681 2.210832 1.53 0.126 ll fe | -20.05112 -11.37923 0.000 7.023859 12.81102 -.8726406 -.5885895 1489182 2693461 0217184 1057366 -.9535883 7.72695 oi m 6.73 0.000 0.000 nh 0.000 at z z vb jm ht k Bảng kết FEM gm Number of obs = Group variable: id Number of groups = R-sq: = 0.3957 Obs per group: = 12 between = 0.0921 avg = 12.0 overall = 0.1151 max = 12 F(5,677) = 88.68 Prob > F = 0.0000 n n va y te re th = -0.2192 a Lu corr(u_i, Xb) 62 om within 744 l.c Fixed-effects (within) regression t to ng hi loggdp | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] ep -+ 8268828 1.024062 -0.81 0.420 -2.837602 1.183837 fe2 | -.8091202 6681414 1.21 0.226 -.5027582 2.120999 op | 392444 0394972 -9.94 0.000 -.4699958 -.3148923 loginv | 4745036 0313642 15.13 0.000 4129207 5360865 0227389 0081822 2.78 0.006 0066733 0388045 9434282 0.08 0.939 -1.780741 1.924053 w fe | n lo ad y th laf | ju 0716564 yi _cons | pl -+ -1.0679643 sigma_e | 28701256 rho | 93263995 n ua al sigma_u | va (fraction of variance due to u_i) n fu F(61, 677) = 135.52 Prob > F = 0.0000 ll F test that all u_i=0: 133.90 at F(61, 677) = nh F test that all u_i=0: oi m Bảng kết so sánh OLS vs FEM Prob > F = 0.0000 z z vb Bảng kết REM Number of obs k jm ht Random-effects GLS regression Group variable: id Number of groups = R-sq: = 0.3953 Obs per group: = between = 0.0973 avg = 12.0 overall = 0.1206 max = 12 Wald chi2(5) = 439.48 Prob > chi2 = 0.0000 744 gm 62 12 om l.c within = n a Lu n y te re = (assumed) va corr(u_i, X) loggdp | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] th t to ng -+ hi 1.167193 1.026082 -1.14 0.255 -3.178276 84389 fe2 | -1.020146 6697785 1.52 0.128 -.2925958 2.332888 op | 405922 0394223 -10.30 0.000 -.4831884 -.3286557 loginv | 4525232 0303224 14.92 0.000 3930925 5119539 laf | 0225475 0082265 2.74 0.006 0064239 0386712 _cons | 3582809 9530425 0.38 0.707 -1.509648 2.22621 ep fe | w n lo ad y th -+ ju 96234436 sigma_e | 28701256 rho | 9183167 yi sigma_u | pl ua al (fraction of variance due to u_i) n n va ll fu Bảng kết So sanh REM vs FEM (B) | a2 a3 (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) nh (b) oi | m Coefficients Difference S.E at -+ z -1.020146 2110257 op | -.392444 -.405922 013478 loginv | 4745036 4525232 0219804 laf | 0227389 0225475 0001914 0024309 0080168 gm -.8091202 k fe2 | jm -.3403104 ht 1.167193 vb 8268828 z fe | B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic n Ho: a Lu Test: om l.c b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg 0.0001 (V_b-V_B is not positive definite) th Prob>chi2 = y 25.50 te re = n va chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) t to ng Bảng kết kiểm tra phương sai thay đổi FEM Wald test hi ep Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity w in fixed effect regression model n lo ad H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i y th = 0.0000 yi Prob>chi2 = 75643.03 ju chi2 (62) pl n ua al n va Bảng kết kiểm tra tự tương quan bậc nhất-Wooldridge test fu ll Wooldridge test for autocorrelation in panel data m H0: no first order autocorrelation 61) = 0.0000 at Prob > F = 503.489 nh 1, oi F( z z ht vb jm Bảng kết GLS Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation om = 744 Estimated autocorrelations = Number of groups = 62 Estimated coefficients Time periods = 12 Wald chi2(5) = 302.75 Prob > chi2 = 0.0000 n Number of obs va 62 n = a Lu Estimated covariances l.c generalized least squares gm Coefficients: k Cross-sectional time-series FGLS regression y te re = th t to ng hi loggdp | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] ep -+ 11.67836 1.101559 -10.60 0.000 -13.83738 -9.519344 fe2 | -7.336074 7470235 9.82 0.000 5.871935 8.800213 op | 4240264 0370694 -11.44 0.000 -.496681 -.3513718 loginv | 0921216 0121621 7.57 0.000 0682843 1159589 034522 0112896 3.06 0.002 0123949 0566492 1.135791 4.57 0.000 2.968594 7.420813 w fe | n lo ad y th laf | ju 5.194704 yi _cons | pl ua al n Bảng kết mơ hình hồi quy cho phân cấp chi với tăng trưởng kinh tế: va -(2) (3) (4) FEM REM GLS ll fu OLS n (1) m oi -15.715*** (1.024) 1.167 11.678*** at (2.209) 0.827 nh fe (1.026) (1.102) z z -9.917*** -1.020 (0.668) (0.670) -7.336*** ht (1.474) -0.809 vb fe2 (0.747) (0.072) 0.392*** (0.039) 0.406*** (0.039) 0.424*** gm -0.731*** k jm op (0.037) 0.209*** (0.031) 0.453*** (0.030) 0.092*** (0.012) n a Lu (0.031) 0.475*** om l.c loginv 0.064*** 0.023*** 0.023*** (0.008) 3.387 0.072 0.358 (2.211) (0.943) (0.953) (0.011) _cons 5.195*** th (1.136) y te re (0.008) n (0.021) 0.035*** va laf t to ng N hi 744 744 0.228 0.337 2143.744 223.476 736.727 55.769 adj R-sq ep BIC rss 744 744 w n lo ad Standard errors in parentheses * p F = 0.0000 Fixed-effects (within) regression w n lo within ad R-sq: ju y th yi pl = -0.2595 n ua al corr(u_i, Xb) va -Std Err t fu Coef n loggdp | P>|t| [95% Conf Interval] ll -+ -.42828 5258865 -0.81 m 0.416 -1.460845 6042846 fr2 | 1720402 4055898 0.42 0.672 -.6243248 9684053 op | 4196017 0398124 -10.54 0.000 -.4977723 -.3414311 loginv | 5007571 0327016 15.31 0.000 4365483 5649658 laf | 0227396 0082645 2.75 0.006 _cons | -.0380126 8707738 -0.04 0.965 oi fr | at nh z z vb 0389668 -1.747754 ht 1.671729 jm 0065125 -+ 28902453 rho | 93282648 (fraction of variance due to u_i) -F(61, 677) = 140.25 Prob > F = 0.0000 n a Lu F test that all u_i=0: om l.c sigma_e | gm 1.0770506 k sigma_u | n va *F test that all u_i=0: F(61, 677) = 139.75 Prob > F = 0.0000 y te re Bảng kết So sanh OLS vs FEM th t to ng Bảng kết REM hi ep Number of obs = 744 Group variable: id Number of groups = 62 = 0.3868 Obs per group: = 12 between = 0.1009 avg = 12.0 overall = 0.1220 max = 12 Wald chi2(5) = 426.12 Prob > chi2 = 0.0000 Random-effects GLS regression w n lo ad R-sq: within ju y th yi pl al = (assumed) n ua corr(u_i, X) va -Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] ll fu Coef n loggdp | -+ -.522862 -0.46 0.648 -1.263666 7859154 fr2 | 0418157 4039365 0.10 0.918 -.7498852 8335166 op | 4314101 0396199 -10.89 0.000 -.5090636 -.3537566 loginv | 474108 0314361 15.08 0.000 4124944 5357217 laf | 0227984 0082759 2.75 0.006 0065779 0390189 _cons | 0606755 8801645 0.07 0.945 -1.664415 ht 1.785766 oi 2388754 vb m fr | at nh z z jm -+ k sigma_e | 28902453 rho | 92424297 (fraction of variance due to u_i) om l.c 1.0095232 gm sigma_u | n a Lu n va y te re th t to ng Bảng kết so sánh REM vs FEM hi ep Coefficients w n lo | (b) (B) | a2 a3 (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E ad -+ y th fr | 2388754 1894046 0563196 1720402 0418157 1302245 0365839 -.4314101 0118084 0039107 474108 026649 0090091 0227984 -.0000588 ju 42828 fr2 | yi op | -.4196017 pl 5007571 laf | 0227396 n ua al loginv | va n b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg fu B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg ll Ho: oi m Test: difference in coefficients not systematic at nh chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) z Prob>chi2 = 0.0044 k jm ht (V_b-V_B is not positive definite) vb 17.07 z = gm Bảng kết kiểm tra phương sai thay đổi cuả mơ hình FEM Wald test n a Lu H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i om in fixed effect regression model l.c Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity = 0.0000 y te re Prob>chi2 = 62154.99 n va chi2 (62) th t to ng hi ep Bảng kết kiểm tra tự tương quan bậc nhất-Wooldridge test w n Wooldridge test for autocorrelation in panel data lo ad H0: no first order autocorrelation 1, y th F( 61) = 638.946 Prob > F = 0.0000 ju yi pl n ua al Bảng kết GLS n va Cross-sectional time-series FGLS regression fu generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation ll Coefficients: oi m Number of obs = 744 Number of groups = 62 Estimated coefficients Time periods = 12 = 114.10 = 0.0000 = k Prob > chi2 jm Wald chi2(5) ht vb Estimated autocorrelations = z 62 z = at nh Estimated covariances gm -Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -0.002 6537414 2.92267 fr2 | 1.38157 4648658 -2.97 0.003 -2.29269 -.4704496 op | 376536 0402428 -9.36 0.000 -.4554105 -.2976615 loginv | 106167 0144173 7.36 0.000 0779097 1344244 laf | 007756 0122073 0.64 0.525 -.0161698 0316818 _cons | 2.81701 1.23614 2.28 0.023 3942191 5.2398 n 3.09 va 578819 n 1.788206 a Lu fr | om Coef l.c loggdp | y te re th t to ng hi ep w n Bảng kết mơ hình hồi quy cho mơ hình (2) lo ad -(2) (3) (4) OLS FEM REM GLS ju y th (1) yi -4.852*** 0.428 0.239 al (0.526) (0.523) 0.172 0.042 pl fr (0.984) 1.788*** (0.579) n ua 3.965*** (0.789) n va fr2 (0.406) 1.382*** (0.404) (0.465) ll fu -0.777*** 0.420*** 0.377*** (0.040) (0.040) at nh (0.040) 0.431*** oi (0.075) m op 0.208*** 0.106*** (0.031) (0.014) laf 0.023*** 0.023*** -1.235 -0.038 0.061 (2.214) (0.871) (0.880) (0.012) 2.817** (1.236) N BIC 2177.785 233.871 rss 771.219 56.553 * p