(Luận văn) xác định những nhân tố ảnh hưởng đến dòng chảy vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (fdi) khu vực asean

t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH ng hi  ep w MAI QUANG VINH n lo ad ju y th yi XÁC ĐỊNH NHỮNG NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN DÒNG CHẢY VỐN ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI (FDI) KHU VỰC ASEAN pl n ua al n va ll fu Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 8340201 oi m at nh z z LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ k jm ht vb an Lu TS NGUYỄN VĨNH HÙNG om l.c gm NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: n va ey t re TP HCM, 2018 t to ng LỜI CAM ĐOAN hi ep Tơi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu tơi thực Các số liệu khảo sát thơng kê hồn tồn xác thực Kết nghiên cứu luận văn chưa công bố cơng trình nghiên cứu khác w n lo ad Tác giả ju y th yi MAI QUANG VINH pl n ua al 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 MỤC LỤC hi ep TRANG PHỤ BÌA w LỜI CAM ĐOAN n lo MỤC LỤC ad ju y th DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT yi DANH MỤC BẢNG BIỂU pl Trang al n ua CHƯƠNG 1: PHẨN MỞ ĐẦU .1 Đặt vấn đề 1.2 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu: 1.3 Đối tượng nghiên cứu phạm vi nghiên cứu 1.4 Dữ liệu phương pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa thực tiễn luận văn 1.6 Kết cấu luận văn n va 1.1 ll fu oi m at nh z z vb Cơ sở lý thuyết FDI – Đầu tư trực tiếp nước ngồi gì? gm 2.1.1 k jm 2.1 ht CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ NHỮNG NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY om l.c 2.1.2 Lý thuyết lợi độc quyền (The Theory of Firm-Specific Ownership Advantages) Lý thuyết nội hóa (Internalization Theory) 2.1.4 Lý thuyết mơ hình triết trung (Eclectic Paradigm) n a Lu 2.1.3 Các nghiên cứu trước n va 2.2 2.2.2 Một số nghiên cứu nước 10 th Kết luận chương 14 y Một số nghiên cứu nước te re 2.2.1 t to ng CHƯƠNG 3: MƠ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 15 hi ep 3.1 Giả thuyết nghiên cứu biến mơ hình nghiên cứu 15 w n 3.1.1 Quy mô thị trường 15 3.1.2 Lạm phát 16 lo ad 3.1.3 Tỷ giá hối đoái 17 Cơ sở hạ tầng 18 3.1.5 ju 3.1.6 Độ mở thương mại 19 y th 3.1.4 yi Thất nghiệp 18 pl al n ua 3.4.7 Thuế 20 Mơ hình nghiên cứu 21 3.3 Phương pháp nghiên cứu 25 3.4 Kiểm định khuyết tật mơ hình 27 n va 3.2 ll fu m oi 3.4.1 Hiện tượng phương sai thay đổi 27 nh at 3.4.2 Hiện tượng tự tương quan 27 z z 3.4.3 Hiện tượng đa công tuyến 28 vb ht 3.4.4 Hiện tượng nội sinh 29 Dữ liệu nghiên cứu 30 k jm 3.5 gm Kết luận chương 31 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 32 l.c Kết nghiên cứu 32 om 4.1 a Lu 4.1.1 Thống kê mô tả 32 n 4.1.2 Kiểm định tính dừng 33 va n 4.1.3 Kiểm định tương quan biến mơ hình đa cộng tuyến 34 th 4.1.6 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled mơ hình REM 39 y 4.1.5 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled mơ hình FEM 38 te re 4.1.4 Kiểm định đa cộng tuyến mơ hình 37 t to ng 4.1.7 Kiểm định lựa chọn mơ hình FEM mơ hình REM 39 hi ep 4.1.8 Kiểm định phương sai thay đổi phần dư liệu bảng 40 4.1.9 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư liệu bảng 41 w n 4.2 lo Phân tích kết hồi quy 41 ad Kết luận chương 51 y th CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 52 ju Kết luận 52 5.2 Hàm ý sách 52 5.3 Hạn chế đề tài 55 5.4 Hướng nghiên cứu 55 yi 5.1 pl n ua al n va ll fu oi m TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT hi Diễn giải ASEAN Hiệp hội quốc gia Đông Nam Á D-GMM Difference generalized method of moments Tên viết tắt n ep STT w ad lo Exp Export – Xuất y th Exrate Tỷ giá hối đoái FDI Đầu tư trực tiếp nước GDP GMM IMF Quỹ tiền tệ quốc tế Imp Import – Nhập 10 Inf Lạm phát 11 Infras Cơ sở hạ tầng 12 MNC Công ty đa quốc gia 13 OECD Tổ chức hợp tác phát triển kinh tế 14 OLS 15 Tax Ordinary Least Square( Phương pháp ước lượng bình phương bé nhất) Thuế suất doanh nghiệp 16 Trade Độ mở thương mại 17 UNCTAD Hội nghị Liên hợp quốc Thương mại phát triển 18 Unemp Tỷ lệ thất nghiệp ju yi pl ua al Tổng sản phẩm quốc nội n The generalized method of moments 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 DANH MỤC BẢNG BIỂU hi ep Tiêu đề Trang w Bảng 2.1: Tóm tắt nghiên cứu thực nghiệm: 12 Bảng 3.1: Tóm tắt kỳ vọng dấu biến mơ hình: 20 Bảng 3.2: Tóm tắt biến mơ hình: 24 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến quan sát 32 Bảng 4.2: Kiểm định tính dừng biến mơ hình 33 Bảng 4.3:Ma trận tương quan tuyến tính cặp biến 35 Bảng 4.4: Nhân tử phóng đại phương sai biến mơ hình .37 Bảng 4.5: Kết so sánh lựa chọn mơ hình Pooled FEM 38 Bảng 4.6: So sánh lựa chọn mô hình Pooled mơ hình REM 39 Bảng 4.7: So sánh lựa chọn mơ hình FEM REM 39 Bảng 4.8: Kết kiểm định phương sai thay đổi .40 Bảng 4.9: Kết kiểm định tượng tự tương quan 41 Bảng 4.10: Kết phân tích mơ hình phương pháp OLS 42 Bảng 4.11: Kết phân tích mơ hình phương pháp FEM 44 Bảng 4.12 : Kết phân tích mơ hình phương pháp REM .44 Bảng 4.13: Kết phân tích mơ hình phương pháp D-GMM 45 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 n a Lu n va y te re th t to ng CHƯƠNG 1: PHẨN MỞ ĐẦU hi ep 1.1 Đặt vấn đề w n lo Tăng cường mối liên kết quốc tế thông qua đầu tư trực tiếp nước ad vấn đề quan trọng tồn cầu hóa tài tạo nhiều thách thức cho nhà y th hoạch định chích sách nhà phân tích kinh tế nước phát triển ju yi phát triển nói chung nước ASEAN nói riêng Chính thế, nghiên cứu pl nguồn vốn FDI n ua al muốn tìm hiểm xem yếu tố kinh tế vĩ mô tác động đến việc thu hút va n Tại nhiều công ty chọn cách thành lập mua lại sáp nhập (M&A) fu ll xuất nước đề tài chủ đạo nghiên cứu ba thập kỷ m oi qua (Dunning, 2009) Các nghiên cứu trước thường nhấn mạnh đến biến at nh cơng ty, ngành hoạt động giải thích đến xu hướng đầu tư trực tiếp nước (FDI) Tuy nhiên, năm gần đây, mở rộng nghiên cứu ban đầu z z Vernon (1966), Dunning (2009), có mối quan tâm khía cạnh khơng gian vb thị trường nước ngồi k jm ht FDI, để sau điều ảnh hưởng đến việc gia tăng công ty đa quốc gia gm Mối quan tâm đến địa điểm (vị trí địa lý) FDI bắt nguồn từ thực tế hầu l.c cạnh tranh với để thu hút dòng chảy FDI vào quốc gia Do đó, om thay đổi nước sở mấu chốt quan trọng việc thu hút nguồn vốn a Lu FDI Theo Dunning (2009), biến địa điểm, chẳng hạn tính thuận tiện, giá cả, chất n n va lượng nguồn tài nguyên thiên nhiên, sở vật chất hạ tầng cho phép khai y yếu tố có ảnh hưởng đến định địa điểm FDI te re thác, hạn chế phủ ưu đãi đầu tư có xu hướng xem th t to ng Tuy nhiên, yếu tố gần cho có vai trị quan trọng hi ep Trong yếu tố cịn đóng vai trị quan trọng việc xác định địa điểm MNC, Dunning (2009) cho sách kinh tế vĩ mơ w n sách điều hành vĩ mơ mà phủ nước chủ nhà theo đuổi lại đóng lo ad vai trị quan trọng việc định lựa chọn địa điểm MNC ju y th năm 1990 Vasconcellos and Kish (1998) cho để giải thích cho xu hướng tổng thể dòng chảy FDI theo thời gian yếu tố kinh tế vĩ mơ cần phải yi pl xem xét Tuy nhiên, để ý thấy nước chủ nhà việc có quan tâm al ua mang tính chất học thuật vai trị biến vĩ mơ tác động đến việc thu hút nguồn n FDI Theo Dunning (2009) phần thiếu nghiên cứu chủ đề dẫn va n đến thực tế nhà kinh tế học hay nói chung người hài lịng với lời fu ll giải thích có cho dịng chảy FDI hay đơn giản không quan tâm đến chủ oi m đề nh at Trong nghiên cứu này, tác giả muốn xem xét đến mối liên quan z z sách phủ với dịng vốn FDI Cụ thể, tác giả xem xét ảnh hưởng yếu vb tố kinh tế vĩ mô tác động đến đầu tư nước khu vực ASEAN giai đoạn từ ht a) Mục tiêu nghiên cứu: om Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu: l.c 1.2 gm mơ đóng vai trị dịng chảy FDI khu vực ASEAN k jm năm 1993 đến năm 2017 Câu hỏi tác giả đặt yếu tố kinh tế vĩ a Lu Mục tiêu nghiên cứu luận văn nhằm tập trung xác định phân tích n n va yếu tố kinh tế tác động đến dòng chảy FDI vào khu vực ASEAN Câu hỏi nghiên cứu: y te re b) vực ASEAN? th Các yếu tố kinh tế vĩ mơ ảnh hưởng đến dịng chảy nguồn vốn FDI vào khu t to ng 1.3 Đối tượng nghiên cứu phạm vi nghiên cứu hi ep Đối tượng nghiên cứu: Những nhân tố ảnh hưởng đến dòng chảy vốn đầu tư w nước (FDI) n lo ad Phạm vi nghiên cứu: Các quốc gia thuộc khu vực ASEAN liệu kinh tế vĩ ju y th mô từ năm 1993 đến 2017 Dữ liệu phương pháp nghiên cứu yi 1.4 pl ua al  Dữ liệu vĩ mô nước ASEAN lấy từ worldbank; trang web: tradingeconomics.com; trang web: knoema.com đối chiếu kiểm tra lại với n n va liệu từ IMF ll fu  Phương pháp sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng m oi Với mục đích lựa chọn phương pháp ước lượng đạt hiệu kiểm định không at nh chệch, vững hiệu quả, phương pháp nghiên cứu lựa chọn sử dụng phương z pháp D-GMM (Difference generalized method of moments) hay gọi GMM sai z ht vb phân jm Trong mơ hình nghiên cứu tác giả, bên cạnh biến độc lập k biến kinh tế vĩ mơ độ trễ bậc biến phụ thuộc FDI mơ hình gm xem biến độc lập, mặt lý thuyết mơ hình hồi quy liệu bảng l.c om động DPD (Dynamic Panel Data Models) có tồn vi phạm tự tương quan biến nội sinh Vì vậy, phương pháp ước lượng GMM sai phân sử dụng nhằm khắc phục a Lu vi phạm bao gồm vi phạm phương sai thay đổi, từ đạt kết n n va ước lượng hiệu tin cậy Ngồi ra, nhằm kiểm định tính phù hợp mơ y Bond sử dụng te re hình hồi quy theo phương pháp ước lượng GMM kiểm định Sargan Arellano- th t to ng Phụ lục 4.8: Kết phân tích mơ hình REM( mơ hình 3) hi ep xtreg lnfdi l.lnfdi gro d.exp d.imp d.lnexrate d.unemp inf lncel d.tax,re Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups w 127 10 = avg = max = 12.7 19 = = 272.27 0.0000 Obs per group: n R-sq: = = lo within = 0.3146 between = 0.9898 overall = 0.6994 ad Coef Std Err z [95% Conf Interval] 14.24 0.000 7075828 9333675 3.27 0.001 0363697 1455673 0.541 -.0230538 0439616 -.0485624 0139907 -1.861608 2.662274 lnfdi L1 .8204751 gro 0909685 exp D1 .0104539 0170961 ua yi P>|z| va ju lnfdi Wald chi2(9) Prob > chi2 = (assumed) y th corr(u_i, X) imp D1 -.0172858 0159577 -1.08 0.279 lnexrate D1 .4003333 1.154073 0.35 0.729 unemp D1 .0299982 1616459 0.19 0.853 -.2868219 3468184 inf lncel 0059085 061643 0199753 0600967 0.30 1.03 0.767 0.305 -.0332425 -.0561444 0450594 1794304 tax D1 -.0020843 0524427 -0.04 0.968 -.1048701 _cons 9709461 4897281 1.98 0.047 0110966 sigma_u sigma_e rho 64614872 0575992 pl 027857 al 0.61 n n ll fu oi m nh at 1007016 z 1.930795 z k jm ht vb (fraction of variance due to u_i) om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng Phụ lục 4.9: Kết phân tích mơ hình REM( mơ hình 4) hi ep xtreg lnfdi l.lnfdi d.lngdp d.exp d.imp d.lnexrate d.unemp inf lncel d.tax,re Random-effects GLS regression Group variable: country Number of obs Number of groups w 127 10 = avg = max = 12.7 19 = = 300.30 0.0000 Obs per group: n R-sq: = = lo within = 0.3426 between = 0.9720 overall = 0.7196 ad ju lnfdi Wald chi2(9) Prob > chi2 = (assumed) y th corr(u_i, X) Coef Std Err z 7176709 9351823 8264266 0554886 lngdp D1 7.095711 1.592271 4.46 0.000 3.974918 10.2165 exp D1 -.0030265 0169989 0.859 -.0363438 0302908 imp D1 .0040006 0157611 0.25 0.800 -.0268905 0348917 lnexrate D1 7.463805 2.171093 3.44 0.001 unemp D1 .1145361 1578407 0.73 0.468 m 0.000 lnfdi L1 va [95% Conf Interval] ua yi P>|z| -.1948259 4238981 inf lncel -.0656315 1177207 0263781 0587923 -2.49 2.00 0.013 0.045 -.1173317 0024898 -.0139314 2329515 tax D1 .0029894 0506804 0.06 0.953 -.0963424 1023212 _cons 6662522 4841092 1.38 0.169 -.2825844 1.615089 sigma_u sigma_e rho 6385639 (fraction of variance due to u_i) 14.89 pl al n -0.18 n fu 3.20854 11.71907 ll oi at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng Phụ lục 4.10: Kết phân tích mơ hình FEM( mơ hình 1) hi ep xtreg lnfdi l.lnfdi gro d.trade d.lnexrate d.unemp inf lncel d.tax,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: country Number of obs Number of groups w 127 10 = avg = max = 12.7 19 = = 9.18 0.0000 Obs per group: n R-sq: = = lo within = 0.4024 between = 0.6989 overall = 0.5094 ad Coef Std Err yi lnfdi L1 .2855407 0952365 t [95% Conf Interval] 3.00 0.003 0967849 4742964 3.37 0.001 0409019 1579116 0.168 -.0164805 0028964 0516363 4.225395 -.3126477 2354289 -.0136526 0866831 0697227 3465663 0994067 0295186 -.0067921 0048883 lnexrate D1 2.138516 1.052933 2.03 0.045 unemp D1 -.0386094 1382658 -0.28 0.781 inf lncel 028035 2166247 0210335 0655619 1.33 3.30 0.185 0.001 tax D1 .022211 0473504 0.47 0.640 -.071636 _cons 4.70351 7205927 6.53 0.000 3.275319 sigma_u sigma_e rho 92022554 64779675 66864957 al gro trade D1 ua pl P>|t| va ju lnfdi F(8,109) Prob > F = 0.4373 y th corr(u_i, Xb) -1.39 n n ll fu oi m 1160579 nh 6.131702 at z (fraction of variance due to u_i) z Prob > F = 0.0000 k jm ht vb F test that all u_i=0: F(9, 109) = 5.71 om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng Phụ lục 4.11: Kết phân tích mơ hình FEM( mơ hình 2) hi ep xtreg lnfdi l.lnfdi d.lngdp d.trade d.lnexrate d.unemp inf lncel d.tax,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: country Number of obs Number of groups w 127 10 = avg = max = 12.7 19 = = 10.04 0.0000 Obs per group: n R-sq: = = lo within = 0.4242 between = 0.8034 overall = 0.5816 ad ju lnfdi F(8,109) Prob > F = 0.4926 y th corr(u_i, Xb) Coef Std Err t 0.001 1405606 5194993 lnfdi L1 .3300299 0955966 lngdp D1 6.784613 1.702161 3.99 0.000 3.410986 10.15824 trade D1 -.0016309 0044614 0.715 -.0104731 0072114 lnexrate D1 8.299743 2.130018 va [95% Conf Interval] ua yi P>|t| 3.90 0.000 4.078117 12.52137 unemp D1 -.0191669 1345 -0.14 0.887 inf lncel -.0439792 2655365 0253049 0625303 -1.74 4.25 0.085 0.000 -.0941327 1416035 tax D1 .0205607 0464681 0.44 0.659 -.0715376 _cons 4.165365 7467187 5.58 0.000 2.685393 sigma_u sigma_e rho 80629541 63589591 61652646 3.45 pl al n -0.37 n fu -.2857416 2474078 ll oi m 0061742 3894694 nh 112659 at 5.645337 z z (fraction of variance due to u_i) Prob > F = 0.0000 k jm ht vb F test that all u_i=0: F(9, 109) = 5.03 om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng Phụ lục 4.12: Kết phân tích mơ hình FEM( mơ hình 3) hi ep xtreg lnfdi l.lnfdi gro d.exp d.imp d.lnexrate d.unemp inf lncel d.tax,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: country Number of obs Number of groups w 127 10 = avg = max = 12.7 19 = = 8.37 0.0000 Obs per group: n R-sq: = = lo within = 0.4109 between = 0.6860 overall = 0.5068 ad Coef Std Err t [95% Conf Interval] 2.92 0.004 0895883 4667844 3.47 0.001 0438842 1610384 0.525 -.0202174 0393894 -.0509485 0053345 -.0896534 4.102189 lnfdi L1 .2781863 gro 1024613 exp D1 .009586 0150357 ua yi P>|t| va ju lnfdi F(9,108) Prob > F = 0.4257 y th corr(u_i, Xb) imp D1 -.022807 0141973 -1.61 0.111 lnexrate D1 2.006268 1.057385 1.90 0.060 unemp D1 -.073687 1416268 -0.52 0.604 -.354416 2070419 inf lncel 0275055 2200669 0210994 0653196 1.30 3.37 0.195 0.001 -.0143173 0905921 0693282 3495416 tax D1 .019252 0472658 0.41 0.685 -.0744371 _cons 4.739423 7194635 6.59 0.000 3.313321 sigma_u sigma_e rho 91614257 64614872 66780734 0951471 pl 029552 al 0.64 n n ll fu oi m nh at 1129411 z 6.165524 z F test that all u_i=0: F(9, 108) = 5.79 Prob > F = 0.0000 k jm ht vb (fraction of variance due to u_i) om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng Phụ lục 4.13: Kết phân tích mơ hình FEM( mơ hình 4) hi ep xtreg lnfdi l.lnfdi d.lngdp d.exp d.imp d.lnexrate d.unemp inf lncel d.tax,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: country Number of obs Number of groups w 127 10 = avg = max = 12.7 19 = = 8.86 0.0000 Obs per group: n R-sq: = = lo within = 0.4247 between = 0.8006 overall = 0.5800 ad ju lnfdi F(9,108) Prob > F = 0.4902 y th corr(u_i, Xb) Coef Std Err t 1360152 5201468 328081 0968966 lngdp D1 6.758323 1.751464 3.86 0.000 3.286617 10.23003 exp D1 -.0003266 0152179 0.983 -.0304912 0298379 imp D1 -.0036449 0140133 -0.26 0.795 -.0314216 0241318 lnexrate D1 8.246342 2.214407 3.72 0.000 unemp D1 -.0242951 1432122 -0.17 0.866 m 0.001 lnfdi L1 va [95% Conf Interval] ua yi P>|t| -.3081666 2595764 inf lncel -.0434318 2656889 0254975 0628379 -1.70 4.23 0.091 0.000 -.0939723 1411332 0071086 3902445 tax D1 .0201822 0466626 0.43 0.666 -.0723111 1126756 _cons 4.180988 7591646 5.51 0.000 2.676193 5.685784 sigma_u sigma_e rho 808114 6385639 61561161 3.39 pl al n -0.02 n fu 3.857004 12.63568 ll oi at nh z z vb Prob > F = 0.0000 k jm F test that all u_i=0: F(9, 108) = 4.99 ht (fraction of variance due to u_i) om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng Phụ lục 4.14: Kết phân tích mơ hình phương pháp D-GMM ( mơ hình 1) hi ep xtabond2 lnfdi l.lnfdi gro d.trade d.lnexrate d.unemp inf lncel d.tax,gmm( l.lnfdi gro d.trade,lag(1 2)) iv( d.lnexrate d.unemp inf lncel d > tax) small nomata nolevel Building GMM instruments instrument(s) dropped because of collinearity Estimating Performing specification tests w n lo Dynamic panel-data estimation, one-step difference GMM ad Number of obs Number of groups Obs per group: avg max lnfdi ju y th Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 106 F(7, 109) = 9.83 Prob > F = 0.000 Coef Std Err t = = = = = 117 10 11.70 18 P>|t| [95% Conf Interval] 0.016 0430039 4050897 0968569 0284918 3.40 0.001 0403871 1533268 trade D1 -.0050561 0047918 -1.06 0.294 -.0145532 0044411 lnexrate D1 2.180711 1.013421 2.15 va 172143 4.189278 unemp D1 .0096554 132219 0.07 0.942 inf lncel 0334034 2619473 0202091 0658064 1.65 3.98 0.101 0.000 -.0066503 1315211 tax D1 -.015406 0469823 -0.33 0.744 -.1085234 pl 2240468 gro ua yi lnfdi L1 .091345 2.45 al n 0.034 n fu -.2523984 2717092 ll oi m 0734572 3923734 nh 0777114 at Instruments for first differences equation Standard D.(D.lnexrate D.unemp inf lncel D.tax) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).(L.lnfdi gro D.trade) 0.203 k jm Prob > chi2 = ht 0.000 0.903 vb Pr > z = Pr > z = z Sargan test of overid restrictions: chi2(98) = 109.39 (Not robust, but not weakened by many instruments.) -5.59 -0.12 z Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng Phụ lục 4.15: Kết phân tích mơ hình phương pháp D-GMM ( mơ hình 2) hi ep xtabond2 lnfdi l.lnfdi d.lngdp d.trade d.lnexrate d.unemp inf lncel d.tax,gmm( l.lnfdi d.lngdp d.trade,lag(2 4)) iv( d.lnexrate d.unemp inf > lncel d.tax) small nomata nolevel Building GMM instruments 50 instrument(s) dropped because of collinearity Estimating Performing specification tests w n lo Dynamic panel-data estimation, one-step difference GMM ad Number of obs Number of groups Obs per group: avg max lnfdi ju y th Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 117 F(7, 109) = 10.97 Prob > F = 0.000 Coef Std Err t = = = = = 117 10 11.70 18 [95% Conf Interval] 0.000 1488298 51123 3.558226 10.011 -.0100872 0068255 4.262367 12.33712 3300299 0914244 lngdp D1 6.784613 1.627871 0.000 trade D1 -.0016309 0042666 -0.38 0.703 lnexrate D1 8.299743 2.037055 4.07 unemp D1 -.0191669 1286299 -0.15 0.882 inf lncel -.0439792 2655365 0242005 0598012 -1.82 4.44 0.072 0.000 -.0919438 1470125 tax D1 .0205607 04444 0.46 0.645 -.067518 pl lnfdi L1 ua yi P>|t| 3.61 al 4.17 n va n 0.000 0039853 3840604 ll 2357733 m fu -.2741072 oi nh 1086394 at Prob > chi2 = 0.104 k jm 0.000 0.793 ht Pr > z = Pr > z = vb Sargan test of overid restrictions: chi2(109) = 127.92 (Not robust, but not weakened by many instruments.) -5.82 0.26 z Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = z Instruments for first differences equation Standard D.(D.lnexrate D.unemp inf lncel D.tax) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/4).(L.lnfdi D.lngdp D.trade) om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng Phụ lục 4.16: Kết phân tích mơ hình phương pháp D-GMM ( mơ hình 3) hi ep xtabond2 lnfdi l.lnfdi gro d.exp d.imp d.lnexrate d.unemp inf lncel d.tax,gmm( l.lnfdi gro d.exp d.imp,lag(1 2)) iv( d.lnexrate d.unemp inf > lncel d.tax) small nomata nolevel Building GMM instruments 32 instrument(s) dropped because of collinearity Estimating Performing specification tests w n lo Dynamic panel-data estimation, one-step difference GMM ad Number of obs Number of groups Obs per group: avg max lnfdi ju y th Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 117 F(8, 108) = 8.90 Prob > F = 0.000 Coef Std Err t = = = = = 117 10 11.70 18 P>|t| [95% Conf Interval] 0922634 0.003 0953042 4610685 1024613 0286563 3.58 0.001 0456595 1592631 exp D1 .009586 01458 0.66 0.512 -.0193141 0384861 imp D1 -.022807 013767 -1.66 va -.0500956 0044816 lnexrate D1 2.006268 1.025339 1.96 0.053 unemp D1 -.073687 1373345 -0.54 0.593 -.3459078 m 1985337 inf lncel 0275055 2200669 02046 0633399 1.34 3.47 0.182 0.001 -.0130497 0945162 0680607 3456175 tax D1 .019252 0458333 0.42 0.675 -.0715976 pl 2781863 gro ua yi lnfdi L1 3.02 al n 0.100 n fu -.0261314 4.038667 ll oi at nh 1101016 0.133 k Prob > chi2 = jm 0.000 0.905 ht Pr > z = Pr > z = vb om l.c gm Sargan test of overid restrictions: chi2(108) = 124.43 (Not robust, but not weakened by many instruments.) -5.61 0.12 z Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = z Instruments for first differences equation Standard D.(D.lnexrate D.unemp inf lncel D.tax) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/2).(L.lnfdi gro D.exp D.imp) n a Lu n va y te re th t to ng Phụ lục 4.17: Kết phân tích mơ hình phương pháp D-GMM ( mơ hình 4) hi ep xtabond2 lnfdi l.lnfdi d.lngdp d.exp d.imp d.lnexrate d.unemp inf lncel d.tax,gmm( l.lnfdi d.lngdp,lag(2 4)) iv( d.lnexrate d.exp d.imp d.u > nemp inf lncel) small nomata nolevel Building GMM instruments instrument(s) dropped because of collinearity Estimating Performing specification tests w n lo Dynamic panel-data estimation, one-step difference GMM ad Number of obs Number of groups Obs per group: avg max lnfdi ju y th Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 107 F(8, 108) = 10.26 Prob > F = 0.000 Coef Std Err t = = = = = 117 10 11.70 18 [95% Conf Interval] 0.002 1081678 4753477 3.547551 10.07954 -.0212089 0359667 -.0361935 0167568 2917578 0926205 lngdp D1 6.813547 1.647684 0.000 exp D1 .0073789 0144224 0.51 0.610 imp D1 -.0097184 0133566 -0.73 lnexrate D1 8.19353 2.081731 3.94 0.000 unemp D1 -.0007247 1339269 -0.01 0.996 inf lncel -.041038 3039264 0238789 0626591 -1.72 4.85 tax D1 -.0177883 0478062 -0.37 pl lnfdi L1 ua yi P>|t| 3.15 al 4.14 n va n 0.468 -.2661911 2647417 0.089 0.000 -.0883702 1797251 0062942 4281277 0.711 -.1125483 ll 12.31988 m fu 4.067177 oi at nh 0769718 z Prob > chi2 = 0.123 k 0.000 0.929 jm Pr > z = Pr > z = ht -5.55 0.09 vb Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = z Instruments for first differences equation Standard D.(D.lnexrate D.exp D.imp D.unemp inf lncel) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/4).(L.lnfdi D.lngdp) om l.c gm Sargan test of overid restrictions: chi2(98) = 114.41 (Not robust, but not weakened by many instruments.) n a Lu n va y te re th t to ng Phụ lục 4.18: Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled mơ hình REM hi ep w Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects n lnfdi[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t] lo Estimated results: ad Var 1.765481 4196406 Test: 1.328714 6477968 ju y th lnfdi e u sd = sqrt(Var) Var(u) = yi chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 pl al Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ua lnfdi[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t] n Var 1.765481 4043636 1.328714 6358959 ll fu Var(u) = 0.00 1.0000 oi chibar2(01) = Prob > chibar2 = m Test: sd = sqrt(Var) n lnfdi e u va Estimated results: z Estimated results: 1.328714 6461487 k Var(u) = 0.00 1.0000 Var 1.328714 6385639 0.00 1.0000 y te re chibar2(01) = Prob > chibar2 = n Var(u) = va 1.765481 4077639 n Test: sd = sqrt(Var) a Lu Estimated results: om lnfdi[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t] l.c Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects gm chibar2(01) = Prob > chibar2 = lnfdi e u jm 1.765481 4175082 ht Test: sd = sqrt(Var) vb Var lnfdi e u z lnfdi[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t] at nh Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects th t to ng Phụ lục 4.19: Kiểm định Hausman lựa chọn mơ hình FEM mơ hình REM hi ep Mơ hình 1: w hausman fe1 re1 n lo Coefficients (b) (B) fe1 re1 ad y th 2855407 0994067 ju -.0067921 2.138516 -.5417007 0082031 0762436 0098813 -.0039098 -.0028822 1.624895 -.1044851 0210217 1603285 0069277 0266237 0238567 0658757 0070134 0562962 ua al 022211 5136206 pl -.0386094 028035 2166247 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .8272414 0912036 yi lnfdi L1 gro trade D1 lnexrate D1 unemp D1 inf lncel tax D1 (b-B) Difference -.0016457 n Test: Ho: n va b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic ll fu oi m chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 58.39 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) nh at Mơ hình 2: z z hausman fe2 re2 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0785244 6.784613 7.001499 -.2168863 7446557 -.0016309 0008508 -.0024817 4782882 -.1214442 0210102 1467251 0217795 0205607 0029334 0176273 Ho: difference in coefficients not systematic n va Test: n b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg a Lu 9696873 1022773 -.0649895 1188113 om 7.330056 l.c 8.299743 -.0191669 -.0439792 2655365 gm -.4942444 k 8242744 jm 3300299 ht lnfdi L1 lngdp D1 trade D1 lnexrate D1 unemp D1 inf lncel tax D1 (b-B) Difference vb Coefficients (b) (B) fe2 re2 y te re chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 28.07 Prob>chi2 = 0.0005 (V_b-V_B is not positive definite) th t to ng Mô hình 3: hi ep hausman fe3 re3 w Coefficients (b) (B) fe3 re3 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E n lo ad 8204751 0909685 -.5422888 0114928 0757318 0098642 009586 0104539 -.0008679 -.0172858 -.0055212 4003333 1.605935 -.1036853 021597 1584238 006795 0255936 0213362 y th 2781863 1024613 -.022807 ju 2.006268 yi -.073687 0275055 2200669 al 019252 0299982 0059085 061643 pl lnfdi L1 gro exp D1 imp D1 lnexrate D1 unemp D1 inf lncel tax D1 -.0020843 ua n b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Ho: va Test: difference in coefficients not systematic n ll fu chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 59.21 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) oi m at nh Mơ hình 4: hausman fe4 re4 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .7295894 -.0003266 -.0030265 0026998 -.0036449 0040006 -.0076455 8.246342 7.463805 7825374 4358329 -.0242951 -.0434318 2656889 1145361 -.0656315 1177207 -.1388312 0221997 1479682 0221826 0201822 0029894 0171928 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg n a Lu -.3373887 om 7.095711 l.c 6.758323 gm 0794352 k -.4983456 jm 8264266 ht 328081 vb (b-B) Difference z lnfdi L1 lngdp D1 exp D1 imp D1 lnexrate D1 unemp D1 inf lncel tax D1 z Coefficients (b) (B) fe4 re4 Ho: difference in coefficients not systematic n y te re chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 1.83 Prob>chi2 = 0.9939 (V_b-V_B is not positive definite) va Test: th t to ng Phụ lục 4.20: Kiểm định phương sai thay đổi hi ep w Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model n lo H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i ad chi2 (10) = Prob>chi2 = 46.68 0.0000 y th ju Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model yi H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i ua al 31.27 0.0005 pl chi2 (10) = Prob>chi2 = n Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model n va H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i 41.98 0.0000 ll fu chi2 (10) = Prob>chi2 = z 31.53 0.0005 at chi2 (10) = Prob>chi2 = nh H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i oi m Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model z k jm ht vb Phụ lục 4.21: Kiểm định hượng tượng tự tương quan om n a Lu n va Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 9) = 33.936 Prob > F = 0.0003 l.c Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 9) = 30.979 Prob > F = 0.0003 gm Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 9) = 30.946 Prob > F = 0.0004 y te re th Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 9) = 30.905 Prob > F = 0.0004 t to 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 k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th