(Luận văn) phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển , luận văn thạc sĩ

LỜI CAM ĐOAN t to ng Tôi xin cam đoan luận văn “Phát triển tài tăng trưởng kinh tế hi ep nước phát triển” cơng trình nghiên cứu riêng tơi w Các thông tin liệu sử dụng luận văn trung thực, nội n lo dung trích dẫn có ghi nguồn gốc kết trình bày luận văn ad chưa công bố cơng trình nghiên cứu trước Nếu phát y th ju có gian lận nào, tơi xin chịu tồn trách nhiệm trước Hội đồng yi pl TP.Hồ Chí Minh, ngày tháng năm 2013 al n ua TÁC GIẢ LUẬN VĂN n va ll fu m oi Bùi Thị Phương Thùy at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC t to Trang ng Trang phụ bìa hi ep Lời cam đoan Mục lục w n Danh mục ký hiệu chữ viết tắt lo ad Danh mục bảng biểu ju y th Danh mục hình vẽ, đồ thị Tóm tắt yi pl Giới thiệu al n ua Tổng quan nghiên cứu trước n va 2.1 Lý thuyết ll fu 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm oi m Phương pháp nghiên cứu liệu nghiên cứu 16 nh 3.1 Phương pháp nghiên cứu 16 at 3.1.1 Các biến nghiên cứu 16 z z 3.1.2 Mơ hình ước lượng 19 vb ht 3.1.3 Phương pháp hồi quy 19 jm 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 21 k gm Nội dung kết nghiên cứu 31 l.c 4.1 Hồi quy với tín dụng nước cung cấp hệ thống ngân hàng 31 om 4.2 Hồi quy với tín dụng nước cho khu vực tư 35 a Lu 4.3 Hồi quy với cung tiền M2 37 n 4.4 Phân tích sử dụng hàm phản ứng xung 41 y te re TÀI LIỆU THAM KHẢO i n va Kết luận 49 PHỤ LỤC iv DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU CHỮ VIẾT TẮT t to ng hi ep DCBS: Tín dụng nước cung cấp hệ thống ngân hàng DCPS: Tín dụng nước cho khu vực tư Fix effects models w FEM: n Tổng thu nhập quốc dân GDS: Tổng tiết kiệm nước lo GDP: ad ju y th Phương pháp bình phương nhỏ tổng quát yi GLS: pl Chi tiêu phủ GROWTH: Tốc độ tăng trưởng kinh tế INF: Lạm phát M2: Cung tiền M3: Cung tiền OECD: Tổ chức hợp tác phát triển Kinh tế REM: Random effects models TRADE: Thương mại WDI: World Bank’s World Development Indicators n ua al GOV: n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU t to Trang ng hi Bảng 2.1: Tóm tắt nghiên cứu thực nghiệm 12 ep Bảng 3.1: Giá trị trung bình biến nghiên cứu thời kỳ 1997-2012 23 w Bảng 3.2: Tóm tắt biến mơ hình 25 n lo Bảng 4.1: Hệ số tương quan biến 31 ad y th Bảng 4.2: Kết hồi quy với tín dụng nước cung cấp hệ thống ju ngân hàng 32 yi pl Bảng 4.3: Kết kiểm định phương sai thay đổi tương quan chuỗi 33 al ua Bảng 4.4: Kết hồi quy với tín dụng nước cho khu vực tư 36 n Bảng 4.5: Kết kiểm định phương sai không đổi tương quan chuỗi 36 va n Bảng 4.6: Kết hồi quy với cung tiền M2 38 fu ll Bảng 4.7: Kết kiểm định phương sai không đổi tương quan chuỗi 39 oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ t to ng Trang hi Hình 4.1: Phản ứng tăng trưởng kinh tế trước cú sốc DCPS 42 ep Hình 4.2: Phản ứng tăng trưởng kinh tế trước cú sốc GDS 43 w Hình 4.3: Phản ứng tăng trưởng kinh tế trước cú sốc TRADE 45 n lo ad Hình 4.4: Phản ứng tăng trưởng kinh tế trước cú sốc GOV 46 ju y th Hình 4.5: Phản ứng tăng trưởng kinh tế trước cú sốc INF 47 yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Tóm tắt t to Bài nghiên cứu đưa chứng thực nghiệm vai trò phát ng hi triển tài tăng trưởng kinh tế nước phát triển Sử dụng ep phương pháp ước lượng hồi quy bảng cho mẫu 30 nước phát triển w thời kỳ 1997-2012, kết nghiên cứu cho thấy tỷ lệ tổng tiết kiệm n lo nước so với GDP thước đo quan trọng việc đo lường đóng góp ad y th phát triển tài vào tăng trưởng kinh tế nước phát triển ju thời kỳ nghiên cứu Hơn nữa, biến khác thương mại chi tiêu yi pl phủ đóng vai trị quan trọng việc giải thích tăng trưởng ua al kinh tế Do đó, phát triển tài điều kiện cần để tiến đến tăng trưởng n kinh tế bền vững nước phát triển n va Giới thiệu fu ll Tăng trưởng kinh tế bền vững mục tiêu hàng đầu thước đo chủ oi m yếu tiến quốc gia Quy mô tốc độ tăng trưởng kinh tế nh at chịu tác động nhiều yếu tố kinh tế vĩ mô mà đặc biệt phát triển tài z z Sự hình thành hoạt động thể chế tài làm gia tăng hiệu vb ht giảm thiểu chi phí giao dịch, đồng thời cung cấp dịch vụ tài jm cho tất ngành khu vực kinh tế đặc trưng k gm phát triển tài Levine (1997) cho trung gian tài giúp phân om l.c bổ nguồn vốn cách hiệu góp phần nâng cao hiệu kinh tế từ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Một hệ thống tài hoạt động hiệu a Lu góp phần làm giảm chi phí giao dịch, tăng độ sâu tài từ thúc đẩy gia n tích lũy tạo nên tăng trưởng kinh tế Bên cạnh đó, việc sàng lọc hỗ trợ y te re cho dự án hiệu thông qua hệ thống tài hoạt động tốt làm n va tăng tiết kiệm đầu tư kinh tế Thông qua đầu tư, nguồn vốn gia tăng hiệu sử dụng vốn từ góp phần đẩy mạnh tăng trưởng kinh tế Ý thức tầm quan trọng vai trị phát triển tài đối t to với tăng trưởng kinh tế, thập kỷ gần có nhiều nghiên cứu ng thực vấn đề Tuy nhiên, kết nghiên cứu cho nước hi ep khu vực khác đưa quan điểm khác vai trị phát triển tài tăng trưởng kinh tế Mối quan hệ vai trị w n lo phát triển tài tăng trưởng kinh tế vấn đề gây nhiều ad tranh luận Hiểu rõ tác động vai trị phát triển tài y th tăng trưởng giúp nhà hoạch định sách có định hướng rõ ju yi ràng sách phát triển quốc gia khu vực Do đó, tơi chọn pl ua al đề tài “Phát triển tài tăng trưởng kinh tế nước phát n triển” làm đề tài nghiên cứu va Bài nghiên cứu thực với mục tiêu xác định vai trò phát n ll fu triển tài tăng trưởng kinh tế Đồng thời xác định yếu tố quan m oi trọng đại diện cho phát triển tài việc giải thích tăng trưởng kinh tế at nh nước phát triển z Sử dụng phương pháp hồi quy bảng thơng qua ba mơ hình pooled z ht vb regression, fix effects model (FEM) random effects model (REM), jm nghiên cứu tiến hành ước tính hệ số hồi quy lựa chọn mơ hình hồi k quy hiệu để xác định vai trị phát triển tài tăng gm om 2012 thông qua câu hỏi nghiên cứu sau: l.c trưởng kinh tế nước phát triển giai đoạn từ năm 1997 đến n nước phát triển hay không? a Lu + Phát triển tài có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế va + Các yếu tố đóng vai trị quan trọng đại diện cho phát triển tài n nghiên cứu tổng quan kết nghiên cứu trước vai trò y Cấu trúc nghiên cứu bao gồm nội dung chủ yếu sau: phần hai te re việc giải thích tăng trưởng kinh tế nước phát triển? phát triển tài tăng trưởng kinh tế Phần ba trình bày phương t to pháp nghiên cứu sở đưa mơ hình nghiên cứu, phương pháp ng ước lượng mơ hình cách thức lấy mẫu nghiên cứu Nội dung kết hi ep nghiên cứu trình bày phần bốn Và cuối cùng, phần năm kết luận nghiên cứu Thêm vào hạn chế hướng nghiên cứu tiếp w n lo theo đề tài trình bày phần năm ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Tổng quan nghiên cứu trước t to 2.1 Lý thuyết ng hi Tăng trưởng kinh tế gia tăng chất lượng, số lượng, tốc độ quy ep mô kinh tế thời kỳ định Và w mục tiêu hàng đầu quốc gia nói chung nước n lo phát triển nói riêng Quy mơ tốc độ tăng trưởng kinh tế quốc gia ad y th chịu tác động nhiều yếu tố khác như: vốn đầu tư, lao động, khoa ju học cơng nghệ, khả tự hóa dịng vốn, tác động từ nguồn vốn đầu tư yi pl trực tiếp nước ngồi FDI, vai trị tài khu vực, …Trong yếu tố ua al tác động đến tăng trưởng kinh tế, phát triển tài yếu tố đóng vai trị n quan trọng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Phát triển tài thể va n thơng qua việc hình thành phát triển hệ thống tài fu ll Một hệ thống tài hoạt động tốt tạo cải tiến công nghệ oi m cách xác định, lựa chọn tài trợ cho nhà doanh nghiệp kỳ vọng nh at thực thành công sản phẩm tiến trình sản xuất Bên cạnh đó, tồn z z nghiên cứu lý thuyết thực nghiệm cho cách thức huy động tiết vb ht kiệm, phân bổ nguồn lực đa dạng hóa rủi ro trung gian tài jm góp phần vào trình tăng trưởng kinh tế Các trung gian tài k gm thực sàng lọc rủi ro làm giảm thiểu tác động thông tin, làm om l.c giảm chi phí giao dịch, ảnh hưởng định đầu tư nâng cao suất hoạt động thông qua đánh giá doanh nghiệp tiềm tài trợ a Lu cho doanh nghiệp có triển vọng Quan điểm trung gian tài có vai n y trưởng kinh tế, nhà nghiên cứu trước đưa nhiều nghiên cứu te re Đánh giá tầm quan trọng phát triển tài tăng n nghiên cứu Levine (1997), McKinnon (1973) Shaw (1973) va trò quan trọng việc kích thích tăng trưởng kinh tế ủng hộ vai trò phát triển tài tăng trưởng kinh tế Lập luận t to nghiên cứu chủ yếu dựa tảng mơ hình tăng trưởng như: mơ ng hình tăng trưởng cổ điển, mơ hình tăng trưởng tân cổ điển mơ hình tăng hi ep trưởng nội sinh Mơ hình tăng trưởng cổ điển Harrod-Domar cho kinh tế đóng cho thấy tỷ lệ tiết kiệm quốc gia vốn-sản lượng quốc gia kích w n lo thích mức tăng trưởng tổng sản phẩm quốc dân Và mở rộng nguồn ad vốn thông qua đầu tư thực kinh tế tiết kiệm y th phần thu nhập quốc dân Sự đầu tư thông qua nguồn tiết kiệm dẫn ju yi đến tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, mơ hình Harrod-Domar có pl ua al điểm hạn chế định Do dựa vào giả định hệ số cố định mơ hình n thiếu tính linh hoạt, khơng xác xác định khoảng thời gian va dài doanh nghiệp thay đổi yếu tố đầu vào trình sản n ll fu xuất thực tế Phát triển dựa mơ hình Harrod-Domar, Solow (1956) giới m oi thiệu mơ hình tăng trưởng – Mơ hình tăng trưởng Solow (Tân cổ at nh điển) Trong mơ hình tăng trưởng Solow, tỷ số vốn-sản xuất vốn-lao z động thay đổi theo nguồn vốn lao động kinh tế trình sản z ht vb xuất Cũng mơ hình Harrod-Domar, mơ hình tăng trưởng Solow jm nhấn mạnh tầm quan trọng tiết kiệm vốn đầu tư việc thúc đẩy k tăng trưởng kinh tế Và đóng góp gần cho lý thuyết tăng trưởng kinh gm l.c tế mơ hình tăng trưởng nội sinh Lý thuyết tăng trưởng nội sinh Lucas om (1988) làm bật vai trò phát triển tài tăng trưởng kinh tế a Lu dài hạn nước phát triển thông qua tác động dịch vụ tài n khu vực dựa vào việc tích lũy vốn đổi cơng nghệ Các dịch vụ va tài bao gồm hoạt động huy động nguồn tiết kiệm, thu thập thông tin n mối quan hệ phát triển tài tăng trưởng kinh tế, y Khi xét vai trị phát triển tài tăng trưởng kinh tế, te re hoạt động đầu tư, phân bổ nguồn lực, tối thiểu hóa rủi ro 49 Kết luận t to Nghiên cứu ước tính hồi quy bảng ba phương pháp hồi quy sử dụng ng hi mơ hình pooled regression, FEM REM để nghiên cứu vai trò phát triển ep tài tăng trưởng kinh tế nước phát triển theo phân loại w nhóm nước cung cấp Ngân hàng giới n lo ad Tương đồng với kết nghiên cứu Barro (1997), Bekaert et al y th (2005), Ayadi et al (2013) Hassan et al (2011), kết nghiên cứu cho ju thấy GDP thực bình quân đầu người ban đầu thấp liên kết với yi pl tỷ lệ tăng trưởng cao Trong biến đo lường tác động phát triển tài al n ua tăng trưởng, tổng tiết kiệm nước xem yếu tố quan va trọng việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế nước phát triển n thời kỳ nghiên cứu Việc gia tăng tiết kiệm tạo điều kiện cho gia tăng đầu fu ll tư kinh tế Thơng qua đầu tư, nguồn vốn tích lũy từ tạo nên oi m tăng trưởng kinh tế Mặt khác, qua kết phân tích biến tín dụng nh at nước cung cấp hệ thống ngân hàng, tín dụng nước cho khu z z vực tư cung tiền M2 có tác động trái chiều với tăng trưởng kinh tế Bài vb ht nghiên cứu đưa kết trái chiều so với nghiên cứu trước Từ jm đó, ngầm ngụ ý vai trò quản trị phân bổ nguồn tín dụng nước k gm phát triển thời kỳ nghiên cứu chưa hiệu Để tín dụng phát huy vai om l.c trị thúc đẩy phát triển tài nhằm đóng góp vào tăng trưởng kinh tế, nhà hoạch định sách cần đưa biện pháp quản lý phân bổ nguồn a Lu vốn tín dụng hiệu Ngồi ra, nghiên cứu cịn tìm vai trị n thích tăng trưởng kinh tế Như vậy, qua kết phân tích ta nhận thấy phát y te re triển tài điều kiện cần để tiến đến tăng trưởng kinh tế bền vững n va quan trọng thương mại chi tiêu phủ việc đóng góp giải nước phát triển 50 Khi xem xét phản ứng tăng trưởng kinh tế trước cú sốc biến t to phụ thuộc Việt Nam so sánh với Thái Lan Ấn Độ thơng qua phân tích ng hàm phản ứng xung Kết phân tích cho thấy tăng trưởng kinh tế biến động hi ep qua thời kỳ trước cú sốc DCPS, GDS, TRADE, GOV INF Việt Nam Thái Lan Trong đó, tăng trưởng kinh tế Ấn Độ biến động mạnh w n lo thời kỳ đầu dần ổn định thời gian dài trước cú sốc biến ad tác động y th ju Do hạn chế mặt thời gian, nghiên cứu dừng lại việc kiểm yi pl định vai trị phát triển tài tăng trưởng kinh tế mà chưa xét ua al đến mối quan hệ nhân phát triển tài tăng trưởng kinh tế n nước phát triển sử dụng liệu nghiên cứu dạng bảng n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re i TÀI LIỆU THAM KHẢO t to ng Ayadi et al, 2013 Financial Development, Bank Efficiency and Economic hi ep Growth across the Mediterranean MEDPRO Technical Report, No 30/March 2013 w n Barro, 1997 Determinants of economic growth Cambridge MA: MIT lo ad press ju y th Becsi and Wang, 1997 Financial development and growth Economic yi Review, 82, 46–62 pl Bekaert et al, 2005 Does financial liberalization spur growth? Journal of al n ua Financial Economics, 77, 3–55 n va Blackburn and Huang, 1998 A theory of growth, financial development ll fu and trade Economica, 65, 107–124 oi m Chee and Nair, 2010 The Impact of FDI and Financial sector nh developtment on Economic growth: Empirical evidence from Asia and at Oceania International Journal of Economics and Finance, Vol 2, No z z Christopoulos and Tsionas, 2004 Financial development and economic vb ht growth: evidence from panel unit root and cointegration tests Journal of k jm Development Economics 73 (2004), 55 – 74 gm Giri and Mohapatra, 2012 Financial Development and Economic Research & Studies, ISSN 2278 – 9480 om l.c Growth: Evidence from Indian Economy International Journal of Applied a Lu Goldsmith, 1969 Financial structure and development New Haven, CT: n y Economic Development and Cultural Change, 15, 257–268 te re 10 Gurley and Shaw, 1967 Financial structure and economic development n va Yale University Press ii 11 Hassan et al, 2011 Fianancial development and economic growth: New t to evidence from panel data The Quarterly Review of Economics and ng Finance, 51 (2011) 88–104 hi ep 12 King and Levine, 1993a Finance and growth: Schumpeter might be right Quarterly Journal of Economics, 108, 717–738 w n lo 13 Levine et al, 2000 Financial intermediation and growth: Causality and ad causes Journal of Monetary Economics, 46, 31–77 y th 14 Levine, 1997 Financial development and economic growth: Views and ju yi agenda Journal of Economic Literature, XXXV, 688–726 pl ua al 15 Lucas, 1988 On the mechanics of economic development Journal of n Monetary Economics, 22, 3–42 va 16 McKinnon, 1973 Money and capital in economic development n ll fu Washington, DC: Brookings Institution m oi 17 Nyamongo et al, 2012 Remittances, financial development and economic at nh growth in Africa Journal of Economics and Business 64 (2012) 240– 260 z 18 Pagano, 1993 Financial markets and growth: An overview European z ht vb Economic Review, 37, 613–622 jm 19 Patrick, 1966 Financial development and economic growth in k underdeveloped countries Economic Development and Cultural Change, gm l.c 14, 174– 189 A Contribution to the Theory of Economic Growth n va Quarterly Journal of Economics, 70, 65-94 n 21 Solow, 1956 a Lu Oxford University Press om 20 Shaw, 1973 Financial deepening in economic development New York: y and Financial Sector’s Efficiency on Economic Growth: Empirical te re 22 Waheed and Younus, 2010 Effects of Financial Sector’s Development iii Evidence from Developing and Developed Countries International t to Journal of Economic Perspectives, 2010, Volume 4, Issue 2, 449-458 ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re iv PHỤ LỤC t to ng Thiết lập liệu bảng cho liệu hi ep xtset w country year panel variable: time variable: delta: country (strongly balanced) year, 1997 to 2012 unit n lo Bảng kiểm định hệ số tương quan biến mơ hình ad ju y th corr growth q dcbs dcps m2 gds trade gov inf (obs=462) growth yi 1.0000 -0.1967 -0.2420 -0.1866 -0.1774 0.1305 0.1499 -0.1220 -0.1016 pl dcbs dcps m2 gds trade gov inf 1.0000 0.3580 0.3983 0.3504 0.3071 0.1304 0.4640 0.0552 1.0000 0.9087 0.8761 0.1286 0.3713 0.0337 -0.1429 1.0000 0.8958 0.2721 0.5919 0.0880 -0.1812 1.0000 0.1875 0.5147 0.2215 -0.1922 1.0000 0.2762 0.0656 -0.0376 1.0000 -0.0258 -0.1172 1.0000 -0.0839 1.0000 n ua al va growth q dcbs dcps m2 gds trade gov inf q n Kết hồi quy cho trường hợp phát triển tài độ sâu tài ll fu oi m đo lường DCBS GDS 3.1 Kết hồi quy OLS at nh growth q dcbs gds trade gov inf SS df z Source z reg MS 218.396236 13.7507956 Total 7566.98942 461 16.4142938 = = = = = = 462 15.88 0.0000 0.1732 0.1623 3.7082 k jm 455 ht 1310.37741 6256.61201 vb Model Residual Number of obs F( 6, 455) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 0.032 0.000 0.002 0.000 0.164 0.010 0.000 -.8983624 -.0427155 0168977 0130605 -.1406702 -.0920303 4.569511 -.0401453 -.0224534 0745559 0312976 0239912 -.0125092 9.538644 n -2.15 -6.32 3.12 4.78 -1.39 -2.58 5.58 [95% Conf Interval] a Lu 2183546 0051552 0146699 00464 0418945 0202324 1.264287 P>|t| om -.4692538 -.0325845 0457268 0221791 -.0583395 -.0522697 7.054078 t l.c q dcbs gds trade gov inf _cons Std Err Coef gm growth n va y te re v 3.2 Kết hồi quy mơ hình fix effects t to ng xtreg growth q dcbs gds trade gov inf,fe note: q omitted because of collinearity hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 462 30 R-sq: Obs per group: = avg = max = 15.4 16 w within = 0.2072 between = 0.2256 overall = 0.1302 n lo ad corr(u_i, Xb) F(5,427) Prob > F = -0.8041 y th growth Coef ju pl t 0111376 0244979 0127217 1092729 021783 1.895004 P>|t| -5.39 3.93 6.35 -3.53 -4.44 1.93 22.31 0.0000 [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.054 -.0819058 0480892 0557159 -.6008055 -.139629 -.0642616 -.0381233 1443923 1057257 -.1712458 -.0539983 7.385132 n ua al fu F(29, 427) = 5.47 ll F test that all u_i=0: (fraction of variance due to u_i) n 3.5281727 3.2687444 538113 va sigma_u sigma_e rho (omitted) -.0600146 0962408 0807208 -.3860257 -.0968136 3.660435 yi q dcbs gds trade gov inf _cons Std Err = = Prob > F = 0.0000 oi m at nh 3.3 Kết hồi quy mơ hình random effects z xtreg growth q dcbs gds trade gov inf,re z Number of obs Number of groups = = 462 30 R-sq: Obs per group: = avg = max = 15.4 16 ht vb Random-effects GLS regression Group variable: country k jm within = 0.1931 between = 0.3151 overall = 0.1633 (fraction of variance due to u_i) y 1.5094183 3.2687444 17575697 4569985 -.0281712 1100758 0515512 -.0319589 -.028437 10.59328 te re sigma_u sigma_e rho -1.03273 -.0588023 0328068 0222545 -.2970611 -.1110991 1.45584 n 3800399 0078142 0197119 0074738 0676294 0210877 2.331023 va -.2878659 -.0434867 0714413 0369029 -.16451 -.0697681 6.024561 n q dcbs gds trade gov inf _cons 0.449 0.000 0.000 0.000 0.015 0.001 0.010 [95% Conf Interval] a Lu Coef om growth -0.76 -5.57 3.62 4.94 -2.43 -3.31 2.58 P>|z| 83.54 0.0000 l.c z = = Std Err Wald chi2(6) Prob > chi2 gm Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) vi 3.4 Kiểm định Hausman test lựa chọn ước lượng fix effects t to ước lượng random effects ng hi hausman fix1 rand1 ep Coefficients (b) (B) fix1 rand1 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E w n lo -.0600146 0962408 0807208 -.3860257 -.0968136 ad dcbs gds trade gov inf y th -.0434867 0714413 0369029 -.16451 -.0697681 -.0165278 0247995 0438179 -.2215157 -.0270455 0079362 0145462 0102948 0858303 0054601 ju b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg yi Ho: difference in coefficients not systematic pl Test: al n ua chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 42.09 Prob>chi2 = 0.0000 va n 3.5 Kiểm định Breush – Pagan test kiểm định phù hợp fu ll random effects pooled regression m oi xttest0 at nh Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects growth[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t] z 4.051456 3.268744 1.509418 k jm 16.41429 10.68469 2.278344 ht growth e u sd = sqrt(Var) vb Var z Estimated results: Var(u) = 62.34 0.0000 3.6 Kiểm định phương sai thay đổi tương quan chuỗi a Lu n xttest3 y te re 2579.98 0.0000 n H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i va Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model chi2 (30) = Prob>chi2 = om l.c chi2(1) = Prob > chi2 = gm Test: vii xtserial growth q dcbs gds trade gov inf t to ng Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 29) = 5.895 Prob > F = 0.0216 hi ep 3.7 Kết xử lý GLS w n lo xtgls growth q dcbs gds trade gov inf,panels(h) corr(ar1) ad Cross-sectional time-series FGLS regression generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels ju y th Coefficients: Panels: Correlation: yi 30 pl Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = (0.3529) n ua al Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(6) Prob > chi2 = = = = = = = 462 30 15.4 16 98.77 0.0000 2306605 0048001 0136459 003879 0403467 0173808 1.183875 P>|z| -1.76 -4.62 2.96 6.73 -1.98 -1.79 5.12 oi m [95% Conf Interval] 0.079 0.000 0.003 0.000 0.048 0.073 0.000 -.8578329 -.0315888 0136133 0185027 -.1587763 -.0651764 3.737659 at nh -.4057465 -.0221807 0403587 0261054 -.0796983 -.0311106 6.05801 z ll q dcbs gds trade gov inf _cons Std Err fu Coef n va growth 0463399 -.0127726 0671042 033708 -.0006203 0029553 8.378362 z z ht vb Kết hồi quy cho trường hợp phát triển tài độ sâu tài k jm đo lường DCPS GDS reg gm 4.1 Kết hồi quy OLS growth q dcps gds trade gov inf df MS 455 242.252965 13.4362014 Total 7566.98942 461 16.4142938 2170288 0075108 014443 0052383 0410695 0201156 1.296153 -1.76 -7.18 3.88 6.42 -1.10 -2.96 4.43 P>|t| 0.079 0.000 0.000 0.000 0.272 0.003 0.000 [95% Conf Interval] -.8088724 -.0686805 0276056 0233246 -.1259116 -.0989961 3.197192 0441337 -.0391604 0843721 043913 0355072 -.0199342 8.291568 y -.3823694 -.0539204 0559889 0336188 -.0452022 -.0594652 5.74438 t te re q dcps gds trade gov inf _cons Std Err n Coef va growth 462 18.03 0.0000 0.1921 0.1814 3.6655 n 1453.51779 6113.47163 = = = = = = a Lu Model Residual Number of obs F( 6, 455) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE om SS l.c Source viii 4.2 Kết hồi quy mô hình fix effects t to ng xtreg growth q dcps gds trade gov inf,fe note: q omitted because of collinearity hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 462 30 R-sq: Obs per group: = avg = max = 15.4 16 w within = 0.2031 between = 0.2035 overall = 0.1315 n lo ad corr(u_i, Xb) F(5,427) Prob > F = -0.7504 y th growth Coef ju (omitted) -.068093 1122733 082901 -.3329705 -.0956257 2.288353 yi pl t 0131815 0249025 0128863 109716 0218358 1.875143 P>|t| -5.17 4.51 6.43 -3.03 -4.38 1.22 21.76 0.0000 [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 0.003 0.000 0.223 -.0940016 0633266 0575726 -.5486211 -.1385448 -1.397307 -.0421844 16122 1082294 -.1173199 -.0527066 5.974013 n ua al q dcps gds trade gov inf _cons Std Err = = n 3.1520229 3.2771995 48053742 va sigma_u sigma_e rho (fraction of variance due to u_i) estimates store fix2 4.90 ll F(29, 427) = m fu F test that all u_i=0: Prob > F = 0.0000 oi nh at 4.3 Kết hồi quy mơ hình random effects growth q dcps gds trade gov inf,re z xtreg z Number of obs Number of groups = = 462 30 R-sq: Obs per group: = avg = max = 15.4 16 gm 91.74 0.0000 ht vb Random-effects GLS regression Group variable: country k jm within = 0.1862 between = 0.3411 overall = 0.1822 (fraction of variance due to u_i) y 1.4699265 3.2771995 16748551 4421876 -.0438667 1231635 0625906 -.0025351 -.0309512 9.413165 te re sigma_u sigma_e rho -1.000572 -.0842204 0466864 0315528 -.260726 -.1130274 3795714 n 3680576 0102945 0195098 0079179 0658662 0209382 2.30453 va -.279192 -.0640436 0849249 0470717 -.1316305 -.0719893 4.896368 0.448 0.000 0.000 0.000 0.046 0.001 0.034 [95% Conf Interval] n q dcps gds trade gov inf _cons -0.76 -6.22 4.35 5.94 -2.00 -3.44 2.12 P>|z| a Lu Coef om z = = l.c growth estimates store rand2 Std Err Wald chi2(6) Prob > chi2 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) ix 4.4 Kiểm định Hausman test lựa chọn ước lượng fix effects t to ước lượng random effects ng hausman fix2 rand2 hi ep Coefficients (b) (B) fix2 rand2 w n lo -.068093 1122733 082901 -.3329705 -.0956257 ad dcps gds trade gov inf (b-B) Difference -.0640436 0849249 0470717 -.1316305 -.0719893 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0040494 0273483 0358293 -.20134 -.0236364 0082325 0154758 0101667 0877453 0061965 y th b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg ju Ho: difference in coefficients not systematic yi Test: pl chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 31.69 Prob>chi2 = 0.0000 n ua al n va 4.5 Kiểm định phương sai thay đổi tương quan chuỗi ll fu xttest3 oi m Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model 2992.13 0.0000 z chi2 (30) = Prob>chi2 = at nh H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i z vb growth q dcps gds trade gov inf ht xtserial jm k Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 29) = 6.056 Prob > F = 0.0201 om l.c gm n a Lu n va y te re x 4.6 Kết xử lý GLS t to xtgls growth q dcps gds trade gov inf,panels(h) corr(ar1) ng Cross-sectional time-series FGLS regression hi ep Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels 30 w Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = n lo Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(6) Prob > chi2 ad ju y th Coef z P>|z| -1.55 -4.77 3.24 7.23 -2.04 -1.79 4.44 n ua al 2313564 0068561 0138173 0044932 0404324 0179505 1.220462 = = = = = = = 462 30 15.4 16 97.49 0.0000 [95% Conf Interval] 0.120 0.000 0.001 0.000 0.041 0.074 0.000 -.8128352 -.04614 0177093 0236615 -.1618114 -.0672518 3.022044 0940651 -.0192646 071872 0412744 -.0033193 0031127 7.806165 n va -.3593851 -.0327023 0447906 0324679 -.0825653 -.0320696 5.414105 Std Err pl q dcps gds trade gov inf _cons yi growth (0.3508) ll fu oi m Kết hồi quy cho trường hợp phát triển tài độ sâu tài at nh đo lường M2 GDS 5.1 Kết hồi quy OLS z z vb reg growth q m2 gds trade gov inf df MS 460 203.769503 13.815251 Total 7577.63248 466 16.2610139 = = = = = = 467 14.75 0.0000 0.1613 0.1504 3.7169 2092239 006794 014016 0050208 0416799 0202701 1.240538 -3.24 -5.82 3.56 5.41 0.31 -2.51 6.17 P>|t| 0.001 0.000 0.000 0.000 0.758 0.012 0.000 [95% Conf Interval] -1.089304 -.0529255 0223648 0172754 -.0690613 -.0906759 5.220954 -.266998 -.0262231 0774514 0370087 0947519 -.0110089 10.0966 n va -.678151 -.0395743 0499081 027142 0128453 -.0508424 7.658778 t n q m2 gds trade gov inf _cons Std Err a Lu Coef om growth l.c gm 1222.61702 6355.01546 k Model Residual Number of obs F( 6, 460) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE jm SS ht Source y te re xi 5.2 Kết hồi quy mơ hình fix effects t to xtreg growth q m2 gds trade gov inf,fe note: q omitted because of collinearity ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 467 30 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 15.6 16 within = 0.1724 between = 0.1510 overall = 0.0947 w n corr(u_i, Xb) F(5,432) Prob > F = -0.7915 = = 18.00 0.0000 lo ad growth Coef (omitted) -.049167 0970364 0796903 -.3491096 -.0966333 3.023887 ju y th pl al 3.4738136 3.3288452 52130087 t 0160846 0247927 0132147 1110832 0221461 1.892922 P>|t| -3.06 3.91 6.03 -3.14 -4.36 1.60 [95% Conf Interval] 0.002 0.000 0.000 0.002 0.000 0.111 -.0807807 0483071 0537172 -.5674403 -.1401608 -.6965958 -.0175532 1457656 1056633 -.1307789 -.0531057 6.744369 (fraction of variance due to u_i) va F test that all u_i=0: n ua sigma_u sigma_e rho yi q m2 gds trade gov inf _cons Std Err F(29, 432) = 4.88 Prob > F = 0.0000 n ll fu estimates store fix3 m oi 5.3 Kết hồi quy mô hình random effects at growth q m2 gds trade gov inf,re nh xtreg z Number of obs Number of groups = = 467 30 R-sq: Obs per group: = avg = max = 11 15.6 16 z Random-effects GLS regression Group variable: country vb ht within = 0.1522 between = 0.3245 overall = 0.1484 Coef q m2 gds trade gov inf _cons -.6090795 -.0425238 0747048 0380829 -.0813967 -.0659699 7.215386 3561816 0103142 0190828 0078206 065837 0212759 2.199829 sigma_u sigma_e rho 1.4145434 3.3288452 15295146 (fraction of variance due to u_i) 0890237 -.0223083 1121065 0534109 0476414 -.0242698 11.52697 n a Lu -1.307183 -.0627393 0373031 0227549 -.2104348 -.1076699 2.9038 om 0.087 0.000 0.000 0.000 0.216 0.002 0.001 [95% Conf Interval] l.c -1.71 -4.12 3.91 4.87 -1.24 -3.10 3.28 P>|z| 67.51 0.0000 z = = gm growth n va y te re estimates store rand3 Std Err Wald chi2(6) Prob > chi2 k jm Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) xii 5.4 Kiểm định Hausman test lựa chọn ước lượng fix effects t to ước lượng random effects ng hi hausman fix3 rand3 ep Coefficients (b) (B) fix3 rand3 w n lo -.049167 0970364 0796903 -.3491096 -.0966333 ad m2 gds trade gov inf (b-B) Difference y th -.0425238 0747048 0380829 -.0813967 -.0659699 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0066431 0223316 0416074 -.2677129 -.0306634 0123422 0158279 0106521 0894705 006147 ju b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: yi Test: difference in coefficients not systematic pl n ua al chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 38.57 Prob>chi2 = 0.0000 va 5.5 Kiểm định phương sai thay đổi tương quan chuỗi n fu ll xttest3 m oi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model ht vb growth q m2 gds trade gov inf z 5077.21 0.0000 z xtserial at chi2 (30) = Prob>chi2 = nh H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i k jm om l.c gm Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 29) = 9.078 Prob > F = 0.0053 n a Lu n va y te re xiii 5.6 Kết xử lý GLS t to xtgls growth q m2 gds trade gov inf,panels(h) corr(ar) ng Cross-sectional time-series FGLS regression hi ep Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels 30 w Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = n lo Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Wald chi2(6) Prob > chi2 ad ju y th growth Std Err yi z -2.69 -4.42 3.19 7.11 -0.88 -1.69 6.03 n ua al 2225309 0056768 0124905 0040918 0407188 0169498 1.14192 P>|z| = = = = = = = 467 30 11 15.56667 16 99.20 0.0000 [95% Conf Interval] 0.007 0.000 0.001 0.000 0.377 0.091 0.000 -1.035161 -.0362381 0153084 0210647 -.1157663 -.0618708 4.650837 -.1628556 -.0139855 0642703 0371042 0438483 0045713 9.127082 n va -.5990082 -.0251118 0397893 0290844 -.035959 -.0286497 6.88896 pl q m2 gds trade gov inf _cons Coef (0.3412) ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re