(Luận văn) ảnh hưởng của thuế giá trị gia tăng đến quy mô chi thường xuyên và quy mô chi đầu tư phát triển

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH ng hi ep TRƯƠNG HOÀNG PHÚC w n lo ad y th ju ẢNH HƯỞNG CỦA THUẾ GIÁ TRỊ GIA TĂNG yi pl ĐẾN QUY MÔ CHI THƯỜNG XUYÊN VÀ ua al n QUY MÔ CHI ĐẦU TƯ PHÁT TRIỂN n va ll fu oi m at nh z z LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Tp Hồ Chí Minh – Năm 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH ng hi ep w TRƯƠNG HOÀNG PHÚC n lo ad ju y th yi ẢNH HƯỞNG CỦA THUẾ GIÁ TRỊ GIA TĂNG pl n ua al ĐẾN QUY MÔ CHI THƯỜNG XUYÊN VÀ n va QUY MÔ CHI ĐẦU TƯ PHÁT TRIỂN ll fu m oi Chuyên ngành: Tài Chính – Ngân hàng nh at Mã số: 60340201 z z vb ht LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ k jm gm PGS.TS Nguyễn Ngọc Hùng om l.c NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC n a Lu n va y te re Tp Hồ Chí Minh – Năm 2017 t to ng hi LỜI CAM ĐOAN ep Tôi xin cam đoan công trình nghiên cứu khoa học riêng tơi Các số liệu sử dụng phân tích luận án có nguồn gốc rõ ràng, công bố theo quy định w n Các kết nghiên cứu luận văn tơi tự tìm hiểu, phân tích cách trung lo ju y th đủ ad thực, khách quan Tất tham khảo trích dẫn tham chiếu đầy 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 th t to ng hi MỤC LỤC ep TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN w n MỤC LỤC lo ad DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT y th DANH MỤC BẢNG MỞ ĐẦU yi CHƯƠNG 1: ju DANH MỤC HÌNH pl al Bối cảnh nghiên cứu n ua Lý nghiên cứu va Mục tiêu nghiên cứu n Đối tượng nghiên cứu phạm vi liệu Đối tượng nghiên cứu 1.4.2 Phạm vi liệu ll fu 1.4.1 oi m nh Phương pháp nghiên cứu at Những điểm đề tài z Cấu trúc đề tài z TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN jm ht vb CHƯƠNG 2: ĐẾN ĐỀ TÀI Tổng quan lý thuyết k Lý thuyết công dân: gm 2.1.1 l.c 2.1.2 Lý thuyết lựa chọn công: lý thuyết tập trung vào ưu đãi phủ công dân 10 om Các nghiên cứu trước liên quan đến đề tài 12 CHƯƠNG 3: an Lu Kết luận chương 14 PHƯƠNG PHÁP VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 15 n va Phương pháp nghiên cứu 15 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 21 th Kết luận chương 20 ey Dữ liệu nghiên cứu 19 t re Mơ hình nghiên cứu 16 t to ng hi Chile 21 ep w 4.1.1 Kiểm định tính dừng 21 4.1.2 Kiểm định đường bao (Bound test) 21 4.1.3 Kết tác động dài hạn 22 n lo 4.1.4 ad 4.1.5 Kết tác động ngắn hạn 23 Kiểm định mơ hình 24 y th Áo 28 Kiểm định tính dừng 28 4.2.2 Kiểm định đường bao (Bound test) 28 4.2.3 Kết tác động dài hạn 29 4.2.4 Kết tác động ngắn hạn 30 4.2.5 Kiểm định mơ hình 31 ju 4.2.1 yi pl n ua al va n Dominica 35 fu Kiểm định tính dừng 35 4.3.2 Kiểm định đường bao (Bound test) 35 4.3.3 Kết tác động dài hạn 36 4.3.4 Kết tác động ngắn hạn 37 4.3.5 Kiểm định mơ hình 38 ll 4.3.1 oi m at nh z z vb Tổng hợp kết nghiên cứu 42 CHƯƠNG 5: jm ht Kết luận chương 43 KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 44 k gm Kết luận 44 l.c Khuyến nghị 44 om Những đóng góp đề tài 45 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 46 n va PHỤ LỤC an Lu TÀI LIỆU THAM KHẢO ey t re th t to ng hi DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT ep Nghĩa đầy đủ w Ký hiệu viết tắt Từ gốc tiếng Anh n lo Mơ hình tự hồi quy phân AutoRegressive Distributed ad ARDL ju y th yi ECM phối trễ Lag Mơ hình hiệu chỉnh sai số Error Correction Model pl al Tổng sản phẩm nội địa Gross Domestic Product n ua GDP 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 th t to ng hi DANH MỤC BẢNG ep Bảng 4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF - Chile 21 Bảng 4.2 Kiểm định đường bao Mơ hình - Chile 21 Bảng 4.3 Kiểm định đường bao Mơ hình - Chile 22 Bảng 4.4 Kết tác động dài hạn - Chile 22 Bảng 4.5 Kết tác động ngắn hạn - Chile 23 Bảng 4.6 Kiểm định tự tương quan bậc - Chile 24 Bảng 4.7 Kiểm định tự tương quan bậc cao - Chile 24 Bảng 4.8 Kiểm định phương sai thay đổi - Chile 25 Bảng 4.9 Kiểm định dạng sai mơ hình - Chile 25 Bảng 4.10 Kiểm định đa cộng tuyến - Chile 26 Bảng 4.11 Kiểm định tính dừng phần dư - Chile 27 Bảng 4.12 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF - Áo 28 Bảng 4.13 Kiểm định đường bao Mơ hình 1- Áo 28 Bảng 4.14 Kiểm định đường bao Mơ hình - Áo 29 Bảng 4.15 Kết tác động dài hạn - Áo 29 Bảng 4.16 Kết tác động ngắn hạn - Áo 30 Bảng 4.17 Kiểm định tự tương quan bậc - Áo 31 Bảng 4.18 Kiểm định tự tương quan bậc cao - Áo 31 Bảng 4.19 Kiểm định phương sai thay đổi - Áo 32 Bảng 4.20 Kiểm định dạng sai mơ hình - Áo 32 Bảng 4.21 Kiểm định đa cộng tuyến - Áo 33 Bảng 4.22 Kiểm định tính dừng phần dư - Áo 34 Bảng 4.23 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF - Dominica 35 Bảng 4.24 Kiểm định đường bao Mơ hình - Dominica 35 Bảng 4.25 Kiểm định đường bao Mơ hình - Dominca 36 Bảng 4.26 Kết tác động dài hạn - Dominica 36 Bảng 4.27 Kết tác động ngắn hạn - Dominica 37 Bảng 4.28 Kiểm định tự tương quan bậc - Dominica 38 Bảng 4.29 Kiểm định tự tương quan bậc cao - Dominica 38 Bảng 4.30 Kiểm định phương sai thay đổi - Dominica 39 Bảng 4.31 Kiểm định dạng sai mơ hình - Dominica 39 Bảng 4.32 Kiểm định đa cộng tuyến Dominica 40 Bảng 4.33 Kiểm định tính dừng phần dư - Dominica 41 Bảng 4.34 Tổng hợp kết nghiên cứu 42 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 an Lu n va ey t re th t to ng hi DANH MỤC HÌNH ep Hình 4.1 Kiểm định CUSUM CUSUMSQ - Chile 27 Hình 4.2 Kiểm định CUSUM CUSUMSQ - Áo 34 w n Hình 4.3 Kiểm định CUSUM CUSUMSQ - Dominica 41 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 th t to ng hi CHƯƠNG 1: MỞ ĐẦU ep Bối cảnh nghiên cứu Theo số liệu báo cáo Bộ Tài năm 2015, tình hình thu chi ngân sách Nhà ước w n Việt Nam phải đối mặt với nhiều khó khăn thử thách lớn với nỗ lực lo ad khơng ngừng, ngành Tài vượt qua khó khăn, thực thắng lợi ju y th nhiệm vụ thu chi ngân sách Nhà nước yi Những khó khăn kinh tế biến động giá dầu giảm mạnh tạo pl không thách thức cho việc thực nhiệm vụ thu ngân sách Nhà nước 2015 Năm al ua 2015, thu cân đối ngân sách Nhà nước đạt 989,69 nghìn tỷ đồng, 108,6% dự toán n Hầu hết địa phương thu đạt vượt dự toán giao n va ll fu Trong thu nội địa (tính đến 15/12/2015), tình hình thu ngân sách có chiều hướng tích oi m cực Cụ thể, thu từ doanh nghiệp có vốn đầu tư nước tăng cao, đạt 90% dự tốn at sách năm (khoảng 204 nghìn tỷ đồng) nh (khoảng 128 nghìn tỷ đồng), doanh nghiệp nhà nước đạt 92% dự toán thu ngân z z Xét theo khía cạnh loại thuế, số thu từ thuế cơng, thương nghiệp dịch vụ Nhà vb jm ht nước thuế thu nhập cá nhân đạt vượt mức dự tốn năm (thuế cơng thương nghiệp 119 nghìn tỷ đồng, thuế thu nhập cá nhân 53 nghìn tỷ đồng) Có thể thấy k gm tình hình thu ngân sách nhà nước khả quan Trong cụ thể thuế giá trị gia om 2015 l.c tăng tăng trưởng cao qua năm, chiếm 27.5% tổng thu ngân sách Nhà nước năm an Lu Song song với thu ngân sách, chi ngân sách Nhà nước công cụ để Nhà nước va thực chức nhiệm vụ mình, đồng thời tác động đến kinh tế, điều n chỉnh quản lý kinh tế để đạt mục tiêu định Chính phủ Ngân ey th nay, vừa đảm bảo hoạt động cho máy nhà nước thông qua chi thường xuyên, vừa có t re sách Nhà nước có vai trị quan trọng kinh tế thị trường nước ta t to ng hi tác dụng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế thông qua chi đầu tư phát triển, vừa có tác dụng ep thực công xã hội giải thất bại kinh tế thị trường w Chi tiêu ngân sách Nhà nước vấn đề quan trọng kinh tế, đó, n lo năm qua, quan quản lý ngân sách Nhà nước từ địa phương tới Trung ad ương cố gắng tiết kiệm chi tiêu nhằm giảm bớt bội chi ngân sách Nhà nước Kết y th thúc năm tài khoá 2015, chi ngân sách Nhà nước mức 1.263 nghìn tỷ đồng, vượt ju yi 10,1% so với dự toán khiến bội chi ngân sách Nhà nước tăng vọt lên 266 tỷ đồng (cao pl mức 236 tỷ đồng dự toán) đưa tiêu tỷ lệ bội chi ngân sách Nhà nước cao al n ua mức 5% Quốc hội phê duyệt Trong giai đoạn từ 2010-2015, dự toán ngân va sách dù điều chỉnh năm sau cao năm trước nhiên dự tốn khơng n sát thực tiễn số thực tế so với dự toán tăng cao Năm 2010 2015 fu ll chi thực tế vượt dự toán tới 11,51 10,1% Các năm khác, mức chi 4% Như m oi vậy, câu hỏi đặt việc tăng thu ngân sách Nhà nước, cụ thể số thu thuế giá trị gia nh at tăng có mối quan hệ đến số chi ngân sách Nhà nước? z z Lý nghiên cứu vb ht Chính phủ đóng vai trị quan trọng kinh tế vĩ mô Các hoạt động kinh tế k jm phủ ảnh hưởng trực tiếp đến chất lượng sống hiệu hoạt động gm chủ thể kinh tế khác kinh tế, cụ thể hoạt động chi thường l.c xuyên chi đầu tư phát triển phủ Có nhiều nguồn thu để đáp ứng nhu an Lu từ thuế om cầu chi tiêu phủ, số nguồn thu ổn định chiếm tỷ trọng lớn thu Thuế khoản trích nộp tiền, mang tính bắt buộc, tính quyền lực nhà nước, tính va n khơng đối giá hồn trả trực tiếp doc tổ chức, cá nhân nộp cho nhà nước đủ th trực thu thuế gián thu Thuế trực thu thuế điều tiết trực tiếp vào thu nhập tài ey nhà nước Căn vào mục đích điều tiết nhà nước phân làm hai loại: thuế t re điều kiện định nhằm đáp ứng việc thực chức năng, nhiệm vụ t to ng hi d Kết hồi quy ARDL ngắn hạn ep Mơ hình 1: w estimates restore ecreg (results ecreg are active now) n lo ad regress y th SS ju Source yi 000847736 002001114 pl Model Residual df MS 000211934 000057175 39 000073047 Total ua al 35 Number of obs F( 4, 35) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 00284885 = = = = = = 40 3.71 0.0128 0.2976 0.2173 00756 n va Coef Std Err t LCG_AUT L1 -.3735742 132093 LVAT_AUT 0212563 0104919 LCG_AUT LD L2D .2278556 -.1919177 1273925 1254609 1.79 -1.53 _cons 2590588 0831543 3.12 n D.LCG_AUT P>|t| [95% Conf Interval] ll fu oi m -2.83 -.6417373 -.1054111 0.050 -.0000434 042556 0.082 0.135 -.030765 -.4466168 4864762 0627813 0902466 4278711 at nh 2.03 0.008 z z vb k jm ht 0.004 om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi Mơ hình 2: ep estimates restore ecreg (results ecreg are active now) w n regress lo ad Source SS y th ju Model Residual df 00095143 006347947 MS 000475715 000171566 39 000187164 yi 37 Number of obs F( 2, 37) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 007299377 pl Total = = = = = = 40 2.77 0.0755 0.1303 0.0833 0131 LDG_AUT L1 -.2322275 LVAT_AUT _cons -.0146788 4714027 0100442 2241666 n Coef n ua al D.LDG_AUT Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] va 0994825 0.025 -.4337982 -.0306568 -1.46 2.10 0.152 0.042 -.0350303 017198 0056727 9256073 ll fu -2.33 oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi e Kết kiểm định ep Durbin's alternative test for autocorrelation w lags(p) chi2 df Prob > chi2 n lo 1.586 0.2079 ad y th H0: no serial correlation ju Durbin's alternative test for autocorrelation yi chi2 pl lags(p) al 0.029 Prob > chi2 0.8643 n ua df n va H0: no serial correlation chi2 Prob > chi2 0.1818 at nh 1.783 oi df m lags(p) ll fu Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation H0: no serial correlation z 0.032 Prob > chi2 jm df ht chi2 vb lags(p) z Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation 0.8571 k 6.05 0.0139 th 1.29 0.2556 ey = = t re chi2(1) Prob > chi2 n Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of D.LDG_AUT va = = an Lu chi2(1) Prob > chi2 om Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of D.LCG_AUT l.c gm H0: no serial correlation t to ng hi ep w Ramsey RESET test using powers of the fitted values of D.LCG_AUT Ho: model has no omitted variables F(3, 32) = 0.36 Prob > F = 0.7801 n lo ad Ramsey RESET test using powers of the fitted values of D.LDG_AUT Ho: model has no omitted variables F(3, 34) = 1.50 Prob > F = 0.2323 ju y th yi Variable 1/VIF 6.77 0.147737 pl VIF ua al 6.03 1.22 1.19 n 0.165819 0.820558 0.842147 n va LVAT_AUT LCG_AUT L1 L2D LD fu 3.80 Variable VIF 1/VIF LDG_AUT L1 LVAT_AUT 2.07 2.07 0.483720 0.483720 Mean VIF 2.07 ll Mean VIF oi m at nh z z jm ht vb Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 43 k -3.628 -2.950 om -3.610 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value l.c 1% Critical Value gm Z(t) Test Statistic Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = an Lu MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0056 -2.608 43 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0856 -2.950 -2.608 th -3.628 ey -2.637 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value t re 1% Critical Value n va Z(t) Test Statistic t to ng hi Dominica ep a Kết kiểm định tính dừng w dfuller LVAT_DOM n Number of obs lo Dickey-Fuller test for unit root ad 1% Critical Value ju y th Test Statistic yi Z(t) -0.579 = 43 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.628 -2.950 -2.608 pl al MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.8756 n ua LCG_DOM n va dfuller Number of obs = 43 ll fu Dickey-Fuller test for unit root m 1% Critical Value -1.623 -3.628 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value at nh Z(t) oi Test Statistic -2.950 -2.608 z z MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.4713 ht vb LDG_DOM k jm dfuller -2.776 -3.628 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0618 -2.950 -2.608 an Lu 1% Critical Value 43 om Test Statistic = l.c Z(t) Number of obs gm Dickey-Fuller test for unit root n va ey t re th t to ng dfuller d.LVAT_DOM hi ep Dickey-Fuller test for unit root Number of obs w n 1% Critical Value -4.958 -3.634 42 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value lo Test Statistic = ad Z(t) -2.952 -2.610 y th MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 ju yi d.LCG_DOM pl dfuller al Number of obs n ua Dickey-Fuller test for unit root 42 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.634 -2.952 ll fu -4.612 1% Critical Value n Z(t) va Test Statistic = -2.610 oi m MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0001 at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi b Kết kiểm định đường bao ep Mô hình 1: w ardl, noctable btest n lo ARDL regression Model: ec ad y th ju Sample: 1977 2015 Number of obs = 39 Log likelihood = 57.129316 R-squared = 49564142 Adj R-squared = 45241069 Root MSE = 05903139 yi pl n ua al n va Pesaran/Shin/Smith (2001) ARDL Bounds Test H0: no levels relationship F = 16.883 t = -5.319 ll fu [I_1] L_1 [I_0] L_05 [I_1] L_05 [I_0] L_025 [I_1] L_025 [I_0] L_01 [I_1] L_01 6.68 6.84 7.84 [I_0] L_01 [I_1] L_01 at nh [I_0] L_1 oi m Critical Values (0.1-0.01), F-statistic, Case z k_1 4.04 4.78 4.94 5.73 5.77 accept if F < critical value for I(0) regressors reject if F > critical value for I(1) regressors z k_1 -2.57 -2.91 -2.86 -3.22 -3.13 accept if t > critical value for I(0) regressors reject if t < critical value for I(1) regressors -3.50 -3.43 an Lu k: # of non-deterministic regressors in long-run relationship Critical values from Pesaran/Shin/Smith (2001) -3.82 om [I_1] L_025 l.c [I_0] L_025 gm [I_1] L_05 k [I_0] L_05 jm [I_1] L_1 ht [I_0] L_1 vb Critical Values (0.1-0.01), t-statistic, Case n va ey t re th t to ng hi Mơ hình 2: ep ardl, noctable btest w ARDL regression Model: ec n lo ad Sample: 1977 2015 Number of obs = 39 Log likelihood = 56.280792 R-squared = 21988666 Adj R-squared = 17654703 Root MSE = 05948599 ju y th yi pl al n ua Pesaran/Shin/Smith (2001) ARDL Bounds Test H0: no levels relationship F = 5.074 t = -3.171 n va [I_0] L_05 [I_1] L_05 oi [I_1] L_1 m [I_0] L_1 ll fu Critical Values (0.1-0.01), F-statistic, Case [I_0] L_025 nh [I_0] L_01 [I_1] L_01 6.68 6.84 7.84 [I_0] L_01 [I_1] L_01 at k_1 4.04 4.78 4.94 5.73 5.77 accept if F < critical value for I(0) regressors reject if F > critical value for I(1) regressors [I_1] L_025 z z [I_0] L_05 [I_1] L_05 [I_0] L_025 [I_1] L_025 k_1 -2.57 -2.91 -2.86 -3.22 -3.13 accept if t > critical value for I(0) regressors reject if t < critical value for I(1) regressors -3.50 k jm [I_1] L_1 ht [I_0] L_1 vb Critical Values (0.1-0.01), t-statistic, Case gm -3.43 om l.c an Lu k: # of non-deterministic regressors in long-run relationship Critical values from Pesaran/Shin/Smith (2001) -3.82 n va ey t re th t to ng hi c Kết hồi quy ARDL dài hạn ep Mơ hình 1: w ardl dLCG_DOM dLVAT_DOM, aic ec regstore(ecreg) n lo ARDL regression Model: ec ad y th ju Sample: 1977 2015 Number of obs = 39 Log likelihood = 57.129316 R-squared = 49564142 Adj R-squared = 45241069 Root MSE = 05903139 yi pl n ua al Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] n va D.dLCG_DOM fu ADJ -.8692439 1634354 dLVAT_DOM 0220194 1714263 dLCG_DOM LD .263415 1353843 1.95 0.060 _cons 0076713 0157656 0.49 ll dLCG_DOM L1 0.000 -1.201035 -.5374524 0.899 -.3259944 3700332 vb -.0114297 5382597 0.630 -.0243345 0396771 oi m -5.32 nh LR 0.13 at z SR z k jm ht om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi Mơ hình 2: ep ardl LDG_DOM dLVAT_DOM, aic ec regstore(ecreg) w ARDL regression Model: ec n lo ad 2015 1977 Sample: Number of obs = 39 Log likelihood = 56.280792 = 21988666 R-squared Adj R-squared = 17654703 = 05948599 Root MSE ju y th yi pl al [95% Conf Interval] P>|t| t Std Err Coef n ua D.LDG_DOM va ADJ -.4250456 1340302 dLVAT_DOM -.6166599 3222248 _cons 5801754 1818847 n LDG_DOM L1 0.003 -.6968716 -.1532197 -1.91 0.064 -1.270162 0368423 0.003 2112963 9490546 ll fu -3.17 nh SR oi m LR at 3.19 z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi d Kết kiểm định ARDL ngắn hạn ep Mơ hình 1: w estimates restore ecreg (results ecreg are active now) n lo ad regress y th SS ju Source yi 11985667 121964665 pl Model Residual df MS 039952223 003484705 38 006363719 Total ua al 35 Number of obs F( 3, 35) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 241821335 = = = = = = 39 11.47 0.0000 0.4956 0.4524 05903 n va Coef Std Err t dLCG_DOM L1 -.8692439 1634354 dLVAT_DOM 0191402 1475983 dLCG_DOM LD .263415 1353843 1.95 _cons 0076713 0157656 0.49 n D.dLCG_DOM P>|t| [95% Conf Interval] ll fu oi m -5.32 -1.201035 -.5374524 0.898 -.2805002 3187807 0.060 -.0114297 5382597 -.0243345 0396771 at nh 0.13 0.000 z z vb 0.630 k jm ht om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi Mơ hình 2: ep estimates restore ecreg (results ecreg are active now) w n regress lo ad Source SS y th ju Model Residual df 035906504 127389002 MS 017953252 003538583 38 00429725 yi 36 Number of obs F( 2, 36) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 163295505 pl Total = = = = = = 39 5.07 0.0115 0.2199 0.1765 05949 LDG_DOM L1 -.4250456 dLVAT_DOM _cons -.2621086 5801754 1531491 1818847 n Coef n ua al D.LDG_DOM Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] va 1340302 0.003 -.6968716 -.1532197 -1.71 3.19 0.096 0.003 -.5727093 2112963 0484922 9490546 ll fu -3.17 oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re th t to ng hi e Kết kiểm định ep Durbin's alternative test for autocorrelation w n lags(p) chi2 df Prob > chi2 H0: no serial correlation ad 0.298 y th lo 1 0.5850 ju Durbin's alternative test for autocorrelation yi pl lags(p) chi2 al 0.333 Prob > chi2 0.5637 n ua df n va H0: no serial correlation ll fu Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation chi2 m lags(p) df Prob > chi2 oi 0.339 0.5604 at nh z H0: no serial correlation 0.20 0.6532 th 3.94 0.0471 ey = = t re chi2(1) Prob > chi2 n Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of D.LDG_DOM va = = an Lu chi2(1) Prob > chi2 om Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of D.dLCG_DOM l.c gm H0: no serial correlation 0.5442 k 0.368 Prob > chi2 jm df ht chi2 vb lags(p) z Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation t to ng hi ep Ramsey RESET test using powers of the fitted values of D.dLCG_DOM Ho: model has no omitted variables F(3, 32) = 1.31 Prob > F = 0.2877 w n Ramsey RESET test using powers of the fitted values of D.LDG_DOM Ho: model has no omitted variables F(3, 33) = 0.50 Prob > F = 0.6820 lo ad ju y th Variable 1/VIF 1.48 1.27 1.19 0.674378 0.786180 0.840397 yi VIF pl n ua al dLCG_DOM L1 LD dLVAT_DOM 1.26 1.26 Mean VIF 1.26 oi m LDG_DOM L1 dLVAT_DOM 1/VIF ll VIF fu Variable n 1.31 va Mean VIF at nh 0.792651 0.792651 z z ht vb Number of obs jm Dickey-Fuller test for unit root = 42 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value k -4.796 -3.634 -2.952 l.c 1% Critical Value gm Z(t) Test Statistic om MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0001 -3.634 -2.610 th MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0015 -2.952 ey -3.988 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value t re 1% Critical Value 42 n Test Statistic = va Z(t) Number of obs an Lu Dickey-Fuller test for unit root -2.610 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 an Lu n va ey t re th