(Luận văn) mối quan hệ giữa phát triển tài chính, bất ổn định tài chính, tự do hóa tài chính và tăng trưởng kinh tế ở các quốc gia khu vực châu á thái bình dương

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH hi ep w n lo ad ju y th yi pl LÊ UYỂN VY ua al n MỐI QUAN HỆ GIỮA PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH, BẤT ỔN ĐỊNH TÀI va n CHÍNH, TỰ DO HỐ TÀI CHÍNH VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ Ở fu ll CÁC QUỐC GIA KHU VỰC CHÂU Á - THÁI BÌNH DƯƠNG oi m at nh Chuyên ngành: Tài Doanh Nghiệp z Mã số: 60340201 z ht vb LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ jm k NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: gm om l.c PGS.TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA n a Lu n va y te re TP.HỒ CHÍ MINH – NĂM 2017 LỜI CAM ĐOAN t to ng Tôi xin cam đoan luận văn thạc sỹ “Mối quan hệ phát triển tài chính, bất ổn hi ep định tài chính, tự hóa tài tăng trưởng kinh tế quốc gia khu vực Châu Á – Thái Bình Dương” kết trình học tập, nghiên cứu w khoa học độc lập nghiêm túc Các số liệu kết luận văn đáng tin n lo cậy, xử lý trung thực khách quan ad ju y th yi Người viết pl n ua al n va ll fu oi m Lê Uyển Vy at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC t to ng TRANG PHỤ BÌA hi ep LỜI CAM ĐOAN w MỤC LỤC n lo DANH MỤC BẢNG BIỂU ad y th DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ju yi TÓM TẮT pl al n ua CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI .2 n va 1.1 Lý chọn đề tài fu ll 1.2 Đối tượng phạm vi nghiên cứu .3 oi m 1.3 Mục tiêu nghiên cứu at nh 1.4 Phương pháp nghiên cứu z z ht vb 1.5 Bố cục nghiên cứu jm CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM k gm .6 om l.c 2.1 Cơ sở lý thuyết n a Lu 2.1.1 Lý thuyết yếu tố mơ hình nghiên cứu y 2.1.1.4 Tăng trưởng kinh tế 14 te re 2.1.1.3 Tự hố tài .11 n 2.1.1.2 Bất ổn định tài .7 va 2.1.1.1 Phát triển tài 2.1.2 Lý thuyết mối quan hệ yếu tố mơ hình nghiên cứu 17 t to ng 2.1.2.1 Mối quan hệ phát triển tài tăng trưởng kinh tế 17 hi ep 2.1.2.2 Mối quan hệ tự hố tài tăng trưởng kinh tế 18 2.1.2.3 Mối quan tự hố tài bất ổn định tài 19 w n lo 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm trước mối quan hệ phát triển tài chính, ad ju y th bất ổn định tài chính, tự hố tài tăng trưởng kinh tế 20 2.2.1 Các nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ tự hoá tài tăng yi pl trưởng kinh tế, bất ổn định tài .21 ua al 2.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ bất ổn định tài n n va tăng trưởng kinh tế, phát triển tài 23 fu ll 2.2.3 Tổng hợp nghiên cứu thực nghiệm liên qua đến mối liên hệ kiểm m oi định nghiên cứu .26 nh at CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 32 z z 3.1 Mơ hình thực nghiệm 32 ht vb k jm 3.2 Dữ liệu mẫu .32 gm 3.3 Phương pháp nghiên cứu 37 om l.c CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ MƠ HÌNH 43 a Lu 4.1 Thống kê mô tả liệu nghiên cứu 43 n 4.2 Kiểm định việc lựa chọn mơ hình ước lượng hồi quy 48 y te re 4.3.2 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư liệu bảng 50 n 4.3.1 Kiểm định tượng phương sai thay đổi phần dư 49 va 4.3 Các kiểm định lựa chọn mơ hình 49 4.3.3 Phân tích kết hồi quy mơ hình 50 t to ng CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 58 hi ep 5.1 Tổng kết 58 5.2 Hạn chế đề tài 59 w n lo 5.3 Hướng nghiên cứu mở rộng 60 ad yi PHỤ LỤC ju y th TÀI LIỆU THAM KHẢO 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 DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU t to ng hi ep Bảng 2.1: Tổng hợp số nghiên cứu liên quan… Trang 28 Bảng 3.1: Tổng hợp biến sử dụng mơ hình… Trang 36 w n lo Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến sử dụng mơ hình… Trang 43 ad ju y th Bảng 4.2: Kết phân tích thành phần bất ổn định tài chính… Trang 47 Bảng 4.3: Kết phân tích thành phần phát triển tài chính… Trang 48 yi pl Bảng 4.4: Kết ma trận tự tương quan… Trang 48 ua al Bảng 4.5: Kết kiểm tra đa cộng tuyến… .Trang 49 n va n Bảng 4.6: Kết kiểm tra phương sai thay đổi… Trang 50 fu ll Bảng 4.7: Kết kiểm tra tự tương quan phần dư liệu bảng… .Trang 50 oi m Bảng 4.8: Kết hồi quy mơ hình liệu bảng… .Trang 51 at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT t to ng hi ep Viết đầy đủ Ký tự Per Capita Income w PCI Gross Domestic Product n GDP lo Gross Domestic Product ad GNP Ngân hàng Trung ương pl al Doanh nghiệp nhà nước n ua DNNN Ngân hàng thương mại yi NHTW ju NHTM General Method of Moments y th GMM 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 ng Trong nghiên cứu này, tác giả tiến hành nghiên cứu thực nghiệm mối hi quan hệ phát triển tài chính, bất ổn định tài chính, tự hố tài tăng ep trưởng kinh tế số quốc gia khu vực châu Á - Thái Bình Dương Bài nghiên w cứu sử dụng phương pháp hồi quy GMM cho liệu bảng 14 quốc gia thuộc n lo châu Á - Thái Bình Dương, bao gồm Australia, China, Hong Kong SAR, Indonesia, ad Japan, Korea, Malaysia, Mongolia, New Zealand, Vanuatu, Philippines, Singapore, y th Thailand Việt Nam giai đoạn từ năm 1990 đến năm 2015, với kỳ quan sát ju yi tính theo năm Khơng gian thời gian nghiên cứu lựa chọn sở có đủ pl liệu Data WorldBank Bài nghiên cứu rút số phát quan trọng n ua al sau: n va Thứ nhất, kết nghiên cứu cho thấy tồn mối quan hệ tăng trưởng ll fu kinh tế bất ổn định tài chính, mối qua hệ chiều, kinh tế oi m tăng trưởng tăng độ bất ổn tài chính, khơng xét đến yếu tố at nh phát triển tài tự hố tài z Thứ hai, kết nghiên cứu cho thấy tồn mối quan hệ phát triển tài z bất ổn định tài chính, mối quan hệ chiều, hệ thống tài vb ht phát triển rủi ro bất ổn định tài tăng, khơng xét đến k jm yếu tố tự hoá tài gm Thứ ba, khơng tìm thấy mối quan hệ tự hố tài bất ổn định om l.c tài chính, khơng xét đến yếu tố phát triển tài nước khu vực Châu Á, lãi suất khu vực tương đối bị kiểm sốt chặt chẽ khơng n a Lu theo hướng thả thị trường y te re hoảng tài n nghiên cứu không bị ảnh hưởng tác động khủng va Đặc biệt bị ảnh hưởng từ khủng hoảng Châu Á năm 1997, kết CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI t to 1.1 Lý chọn đề tài ng hi Năm 2017 đánh giá sức khoẻ kinh tế Châu Á toàn cầu ep tốt Ngân hàng giới ước tính tăng trưởng giới 2.7%, cao 2.3% w so với năm ngoái, Châu Á khu vực có tốc độ tăng trưởng cao Kể từ n lo nghành tài hình thành, sau phát triển đến mức độ định bất ad ổn tài trở thành sản phẩm tất yếu Các ngân hàng, định chế tài chính, y th ju thực thể tham gia vào thị trường phủ thừa nhận yi khiếm khuyết hệ thống Cùng với phát triển hệ thống tài (về pl al trình độ thị trường, quy mô tầm ảnh hưởng), khiếm khuyết không giảm bớt n ua mà ngày lớn định chế tài ngày lớn phức tạp, sản phẩm ll fu phẳng khơng cịn ranh giới n va tài ngày đa dạng khó kiểm soát rủi ro giới ngày oi m Đặc biệt giai đoạn kinh tế thịnh vượng, quốc gia có xu hướng hội nh nhập kinh tế, bước theo đường tự hố tài chính, hoạt động đầu tư at tăng làm cho hệ thống tài ngày động phát triển, rủi ro bất ổn tài z z đẩy lên cao Nhận thức tầm quan trọng vấn đề, tác giả thực vb ht nghiên cứu mối quan hệ phát triển tài chính, bất ổn định tài chính, tự jm hóa tài tăng trưởng kinh tế quốc gia khu vực Châu Á – Thái k gm Bình Dương giai đoạn 1990 – 2015 l.c Xoay quanh vấn đề tìm hiểu mối quan hệ yếu tố thị trường tài om có nhiều nghiên cứu thực trước đây, chí theo trường a Lu phái khác Một trường phái nghiên cứu theo hướng, tự hố tài có tác n động tích cực hay tiêu cực đến bất ổn tài phụ thuộc vào mức độ tăng y te re trường phái nghiên cứu mối quan hệ tăng trưởng kinh tế, phát triển tài n Tokatlidis (2003), Rodrik Subramanian (2009), Suwailem (2014)… Một va trưởng quốc gia, tiêu biểu cho trường phái có nghiên cứu: Reinhart bất ổn định tài chính, tiêu biểu cho trường phái có nghiên cứu: Rajan t to Zingales (1998), Binifigliol Mendocine (2004), Enowbi cộng (2016) … ng hi Mối quan hệ yếu tố vấn đề nghiên cứu ep nhiên khu vực Châu Á - Thái Bình Dương chưa nghiên cứu nhiều tài liệu liên quan Trong nghiên cứu tác giả kỳ vọng tìm w n chứng thực nghiệm mối quan hệ phát triển tài tăng lo ad trưởng kinh tế ảnh hưởng đến độ bất ổn định tài chính, đặc biệt xét ju y th thời kỳ hội nhập kinh tế mối quan hệ khác yi quốc gia Châu Á – Thái Bình Dương thời điểm trước sau tự hóa tài pl Luận văn thực dựa nghiên cứu: “Linkages between al n ua financial development, financial instability, financial liberalization and economic n va growth in Africa” Enowbi cộng (2016) ll fu 1.2 Đối tượng phạm vi nghiên cứu m oi Trong nghiên cứu này, tác giả tiến hành nghiên cứu thực nghiệm mối at nh quan hệ phát triển tài chính, bất ổn định tài chính, tự hố tài z tăng trưởng kinh tế quốc gia khu vực Châu Á – Thái Bình Dương giai z ht vb đoạn 1990 – 2015 jm Các quốc gia lựa chọn khu vực nghiên cứu: Australia, China, k Hong Kong SAR, Indonesia, Japan, Korea, Malaysia, Mongolia, New Zealand, gm Vanuatu, Philippines, Singapore, Thailand Việt Nam Đây quốc gia có đầy phân loại khu vực Châu Á Thái Bình Dương (14 quốc gia) n a Lu 1.3 Mục tiêu nghiên cứu om l.c đủ liệu danh sách quốc gia Ngân hàng Thế giới (Worldbank) y te re vực Châu Á – Thái Bình Dương n chính, bất ổn tài chính, tự hóa tài tăng trưởng kinh tế quốc gia khu va Bài nghiên cứu nhằm mục tiêu kiểm tra mối quan hệ phát triển tài Meese, R A., & Rogoff, K (1983) Empirical exchange rate models of the seventies: t to Do they fit out of sample? Journal of international economics,14(1), 3-24 ng hi Mussa, M (1976).Adaptive and regressive expectations in a rational model of the ep inflationary process Journal of Monetary Economics, 1(4), 423-442 w Pedroni, P (2000) FULLY MODIFIED OLS FOR HETEROGENEOUS n lo COINTEGRATED PANELS ad y th Pedroni, P (1999) Critical values for cointegration tests in heterogeneous panels ju with multiple regressors Oxford Bulletin of Economics and statistics,61(s 1), 653- yi 670 pl al heterogeneous panels Journal of n dynamic ua Pesaran, M H., Shin, Y., & Smith, R P (1999) Pooled mean group estimation of the American Statistical n va Association, 94(446), 621-634 fu ll Pesaran, M H., Ullah, A., & Yamagata, T (2008).A bias‐adjusted LM test of error m oi cross‐section independence The Econometrics Journal, 11(1), 105-127 nh at Pesaran, M H (2004) General diagnostic tests for cross section dependence in z z panels vb ht Perron, P (1988) Trends and random walks in macroeconomic time series: Further jm evidence from a new approach Journal of economic dynamics and control, 12(2), k gm 297-332 om l.c Rapach, D E., & Wohar, M E (2002) Testing the monetary model of exchange rate determination: new evidence from a century of data Journal of International n a Lu Economics, 58(2), 359-385 y University Press te re Sarno, L., & Taylor, M P (2002) The economics of exchange rates Cambridge n rate dynamics under different nominal regimes Economic Inquiry,42(2), 179-193 va Sarno, L., Valente, G., & Wohar, M E (2004).Monetary fundamentals and exchange PHỤ LỤC ĐỊNH LƯỢNG t to Phục lục 1: Thống kê mô tả ng Obs Mean finst fdev gdp gdppercapita dtetrade 350 364 364 364 350 7.18e-11 -5.87e-10 4.722934 9.430606 0820008 inflation govexpend ouputgap flib dcreditp 364 364 364 364 364 hi Variable Std Dev ep w n lo ad ju y th yi pl Max 1.624062 1.658684 3.905918 1.040143 6.611387 -18.87852 -2.451225 -13.12673 7.313979 -18.44154 5.695182 6.105512 17.29078 11.30087 45.36177 6.546059 23.81161 -1.55e-09 900133 90.9112 20.61594 2.29912 2.921207 1.389381 52.60816 -4.009434 18.33148 -17.61769 -1.903586 5.162681 268.1505 27.80868 10.08724 2.374419 233.211 85.92272 97.30492 104.0974 6.101477 5.442853 47.53706 63.54387 65.62337 10.58876 11.89183 4.743741 11.99 3.33 -24.60017 -6.9125 233.211 348.75 362.8582 130.7843 163.5133 10.83709 10.23379 6.753838 12.17204 10.71348 -123.4551 -123.3505 -57.28868 -57.8995 -84.55098 34.49695 34.76884 26.89999 172.4046 135.2955 ua al Min 364 364 364 364 364 ddcreditb ddcreditp dm3 dm2 dinterestr 350 350 350 350 350 1.368774 1.634143 1.859604 2.708341 -.1668247 dinterestsp 350 -.1720051 n dcreditb m3 m2 interestr interestsp n va ll fu oi m at nh z z vb 10.37801 -103.7617 143.7133 ht k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Phụ lục 2: Phân tích PCA t to ng hi Rotation: (unrotated = principal) 350 6 1.0000 = = = = Number of obs Number of comp Trace Rho Principal components/correlation ep Eigenvalue Difference Proportion Cumulative Comp1 Comp2 Comp3 Comp4 Comp5 Comp6 2.63758 1.8085 969623 386889 157771 0396446 829082 838873 582734 229118 118126 0.4396 0.3014 0.1616 0.0645 0.0263 0.0066 0.4396 0.7410 0.9026 0.9671 0.9934 1.0000 w Component n lo ad ju y th yi pl Principal components (eigenvectors) ua al Comp4 Comp5 Comp6 Unexplained va -0.1435 -0.1391 -0.0546 -0.0597 0.6846 0.6963 -0.3991 -0.4327 0.4107 0.6940 -0.0326 -0.0449 0.1220 0.1223 -0.7744 0.6074 0.0007 0.0403 0.0238 -0.0061 0.0383 -0.0006 -0.7090 0.7038 -0.7128 0.7007 0.0138 0.0188 -0.0169 0.0125 0 0 0 ll oi m at nh 0.5446 0.5362 0.4765 0.3814 0.1651 0.1270 fu ddcreditb ddcreditp dm3 dm2 dinterestr dinterestsp Comp3 Comp2 n Comp1 n Variable Number of obs Number of comp Trace Rho = = = = z Principal components/correlation z vb ht Rotation: (unrotated = principal) 364 3 1.0000 k jm Eigenvalue Difference Proportion Cumulative Comp1 Comp2 Comp3 2.75123 222999 02577 2.52823 197229 0.9171 0.0743 0.0086 0.9171 0.9914 1.0000 om l.c gm Component a Lu Principal components (eigenvectors) n Unexplained m2 dcreditp m3 0.5906 0.5546 0.5862 -0.3462 0.8303 -0.4368 -0.7290 0.0550 0.6823 0 y Comp3 te re Comp2 n Comp1 va Variable Phụ lục 3: Ma trận tương quan t to finst ng hi ep 1.0000 0.0061 0.0281 -0.0749 -0.0481 -0.1050 0.0392 -0.0757 0.1628 finst gdp gdppercapita inflation dtetrade ouputgap govexpend flib fdev gdp gdpper~a inflat~n dtetrade ouputgap govexp~d w n lo ad 1.0000 -0.1826 -0.2337 0.0600 0.7763 0.0195 -0.3065 -0.1448 1.0000 -0.1991 -0.0455 0.0054 0.5274 0.5101 0.5556 1.0000 -0.0091 -0.1324 -0.1992 -0.0972 -0.2311 1.0000 0.1152 -0.0623 0.0245 -0.0595 1.0000 0.0150 0.0040 -0.0429 1.0000 -0.1308 0.4513 flib fdev 1.0000 0.2841 1.0000 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 Phụ lục 4: Nhân tử phóng đại phương sai VIF t to reg finst gdp gdppercapita inflation dtetrade ouputgap govexpend flib fdev ng Source SS df MS hi Number of obs F( 8, 341) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE ep 69.2951468 851.21944 341 8.66189335 2.49624469 Total 920.514587 349 2.63757761 w Model Residual n = = = = = = 350 3.47 0.0007 0.0753 0.0536 1.58 lo ad finst Coef .0857873 0935199 -.0027581 -.0047707 -.1417483 -.0848198 -.1486311 2241705 8765976 ju y th yi pl t 0419992 1360696 0049777 0129382 0515719 0539439 0940639 0641342 1.21865 2.04 0.69 -0.55 -0.37 -2.75 -1.57 -1.58 3.50 0.72 n ua al n va gdp gdppercapita inflation dtetrade ouputgap govexpend flib fdev _cons Std Err P>|t| [95% Conf Interval] 0.042 0.492 0.580 0.713 0.006 0.117 0.115 0.001 0.472 0031773 -.1741215 -.012549 -.0302196 -.2431873 -.1909246 -.3336496 098022 -1.520421 1683974 3611613 0070329 0206781 -.0403093 0212849 0363873 350319 3.273616 ll fu m oi vif k om l.c gm 2.25 jm Mean VIF ht 0.268118 0.315969 0.360298 0.427335 0.463224 0.626099 0.816146 0.977520 vb 3.73 3.16 2.78 2.34 2.16 1.60 1.23 1.02 z gdp ouputgap gdppercapita flib govexpend fdev inflation dtetrade z 1/VIF at VIF nh Variable n a Lu n va y te re Phụ lục 5: Kiểm định phương sai thay đổi t to ng hi ep Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 350 14 R-sq: Obs per group: = avg = max = 25 25.0 25 within = 0.0775 between = 0.0115 overall = 0.0087 w n lo ad corr(u_i, Xb) y th Coef ju finst 0344928 1102624 -.0072621 -.0089292 -.0812544 -.88141 -.1266868 6918 19.93835 pl n ua al 083128 1.185211 0060595 0130846 0850194 8422702 174862 1827389 10.63493 n ll fu = = P>|t| 0.41 0.09 -1.20 -0.68 -0.96 -1.05 -0.72 3.79 1.87 0.678 0.926 0.232 0.495 0.340 0.296 0.469 0.000 0.062 3.45 0.0008 [95% Conf Interval] -.1290384 -2.221312 -.0191825 -.0346695 -.2485065 -2.538343 -.4706793 3323119 -.9829182 198024 2.441837 0046584 0168112 0859977 7755231 2173058 1.051288 40.85962 oi m at nh 1.758556 1.5583784 56013118 t va sigma_u sigma_e rho Std Err yi gdp gdppercapita inflation dtetrade ouputgap govexpend flib fdev _cons F(8,328) Prob > F = -0.9406 (fraction of variance due to u_i) z F(13, 328) = 1.73 Prob > F = 0.0534 z F test that all u_i=0: vb ht xttest3 k jm H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i n a Lu 1818.36 0.0000 om chi2 (14) = Prob>chi2 = l.c gm Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model n va y te re Phụ lục 6: Kiểm định tự tương quan bậc phần dư t to ng hi ep Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 13) = 29.907 Prob > F = 0.0001 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 Phụ lục 7: Hồi quy t to Kết hồi quy giai đoạn 1990-2015: ng hi Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 330 Wald chi2(8) = 33.22 Prob > chi2 = 0.000 w n lo ad Coef pl 1181215 -.0373484 -.0060917 -.0055562 -.1741323 -.0420558 1995611 8235071 Robust Std Err z P>|z| 336 14 24 24.00 24 [95% Conf Interval] 0645867 0.56 0.573 -.0902149 1629603 0370665 1126764 002788 0120888 0520595 0421444 09176 1.55025 3.19 -0.33 -2.18 -0.46 -3.34 -1.00 2.17 0.53 0.001 0.740 0.029 0.646 0.001 0.318 0.030 0.595 0454724 -.25819 -.011556 -.0292497 -.276167 -.1246572 0197147 -2.214926 1907706 1834932 -.0006273 0181373 -.0720976 0405457 3794075 3.86194 n ua al n va ll fu gdp gdppercapita inflation dtetrade ouputgap govexpend fdev _cons 0363727 yi finst L1 ju y th finst = = = = = oi m at nh Instruments for first differences equation Standard D.(L.gdppercapita L.gdp L.fdev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/25).(gdppercapita gdp fdev) Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita L.gdp L.fdev _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(gdppercapita gdp fdev) z z ht vb k jm 0.052 0.419 Prob > chi2 = om Prob > chi2 = 1.000 0.057 n a Lu n va 1.000 1.000 chi2 = chi2 = 1.000 0.849 y chi2 = chi2 = te re Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(299) = 2.59 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(22) = -0.00 Prob > iv(L.gdppercapita L.gdp L.fdev) Hansen test excluding group: chi2(318) = 1.79 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 0.80 Prob > l.c overid restrictions: chi2(321) = 362.12 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(321) = 2.59 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -1.94 0.81 gm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM t to ng hi ep Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 330 Wald chi2(8) = 48.04 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err P>|z| 336 14 24 24.00 24 finst Coef finst L1 .0829939 0614724 1.35 0.177 -.0374898 2034776 gdp gdppercapita inflation dtetrade ouputgap govexpend flib _cons 0850104 1631475 -.0090796 -.0079501 -.1477319 -.0428443 -.0867959 -.7933231 0381517 1259246 002784 011416 0512433 0401777 1070564 5045174 2.23 1.30 -3.26 -0.70 -2.88 -1.07 -0.81 -1.57 0.026 0.195 0.001 0.486 0.004 0.286 0.418 0.116 0102344 -.0836601 -.0145362 -.030325 -.2481669 -.121591 -.2966227 -1.782159 1597865 4099551 -.003623 0144249 -.0472968 0359025 1230309 1955128 w z = = = = = [95% Conf Interval] n lo ad ju y th yi pl n ua al va n Instruments for first differences equation Standard D.(L.gdppercapita L.gdp L.flib) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/25).(gdppercapita gdp flib) Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita L.gdp L.flib _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(gdppercapita gdp flib) ll fu oi m at nh z z Pr > z = Pr > z = 0.057 0.326 Prob > chi2 = k 0.286 Prob > chi2 = 1.000 jm om l.c 1.000 0.156 n chi2 = chi2 = va 1.000 1.000 n chi2 = chi2 = a Lu Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(298) = 7.57 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(23) = 0.00 Prob > iv(L.gdppercapita L.gdp L.flib) Hansen test excluding group: chi2(318) = 2.35 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 5.23 Prob > gm overid restrictions: chi2(321) = 334.82 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(321) = 7.57 weakened by many instruments.) -1.90 0.98 ht Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but vb Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = y te re Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM t to ng hi ep Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 335 Wald chi2(9) = 78.56 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max w Robust Std Err z P>|z| = = = = = 336 14 24 24.00 24 Coef [95% Conf Interval] finst L1 .0285574 0644872 0.44 0.658 -.0978352 15495 0965203 0588284 -.0069458 -.0049401 -.1521527 -.0788846 -.1211144 2111003 1.005422 0412677 1353719 0025686 0112073 0542738 0559075 1301976 0903073 1.436361 2.34 0.43 -2.70 -0.44 -2.80 -1.41 -0.93 2.34 0.70 0.019 0.664 0.007 0.659 0.005 0.158 0.352 0.019 0.484 0156371 -.2064957 -.0119802 -.0269061 -.2585274 -.1884613 -.3762969 0341012 -1.809793 1774034 3241525 -.0019114 0170259 -.045778 0306921 1340682 3880993 3.820638 n finst lo ad ju y th yi pl n ua al n va gdp gdppercapita inflation dtetrade ouputgap govexpend flib fdev _cons ll fu Instruments for first differences equation Standard D.(L.gdppercapita L.gdp L.fdev L.flib) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/25).(gdppercapita gdp fdev flib) Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita L.gdp L.fdev L.flib _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(gdppercapita gdp fdev flib) oi m at nh z z ht vb Pr > z = Pr > z = 0.052 0.444 Prob > chi2 = 0.072 l.c gm Prob > chi2 = n a Lu 1.000 0.934 y chi2 = chi2 = te re 1.000 1.000 n chi2 = chi2 = va Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(303) = 2.25 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(22) = -0.00 Prob > iv(L.gdppercapita L.gdp L.fdev L.flib) Hansen test excluding group: chi2(321) = 1.42 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 0.83 Prob > 1.000 om overid restrictions: chi2(325) = 363.00 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(325) = 2.25 weakened by many instruments.) -1.94 0.77 k Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but jm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = t to Kết hồi quy với liệu giai đoạn 1998-2015: ng hi ep L.finst w n Gdp lo ad Gdppercapita ju y th Inflation yi pl Dtetrade al n ua Ouputgap n va Govexpend (1) finst 0.0413 (0.55) 0.171*** (2.74) -0.0739 (-0.43) -0.0274 (-0.82) -0.00928 (-0.66) -0.290*** (-3.81) -0.0834 (-1.50) 0.256** (1.98) ll fu Fdev m at z z (3) finst 0.0303 (0.43) 0.118** (2.05) 0.111 (0.53) -0.0193 (-0.60) -0.00904 (-0.68) -0.237*** (-2.93) -0.153* (-1.83) 0.276** (2.26) -0.224 (-1.40) 2.366 (1.32) 0.071 0.698 1.000 ht vb k jm 2.073 (1.04) 0.070 0.598 1.000 nh AR(1) AR(2) Hansen -0.138 (-1.10) 0.173 (0.17) 0.092 0.501 1.000 oi Flib _cons (2) finst 0.0857 (1.52) 0.129** (2.48) 0.170 (1.00) -0.0599** (-2.15) -0.0129 (-0.95) -0.253*** (-3.22) -0.0836 (-1.46) om l.c gm n a Lu n va y te re t to Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative ng hi Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 217 Wald chi2(8) = 60.04 Prob > chi2 = 0.000 w n lo ad Coef pl 1713725 -.0738801 -.027396 -.0092849 -.2902879 -.0834004 2555885 2.07296 Robust Std Err z P>|z| 224 14 16 16.00 16 [95% Conf Interval] 0744463 0.55 0.579 -.1046109 1872134 0625831 1713879 033215 0140052 0762364 0555763 1292675 1.995016 2.74 -0.43 -0.82 -0.66 -3.81 -1.50 1.98 1.04 0.006 0.666 0.409 0.507 0.000 0.133 0.048 0.299 0487119 -.4097941 -.0924962 -.0367346 -.4397085 -.1923281 0022288 -1.837199 2940332 262034 0377042 0181649 -.1408673 0255272 5089481 5.983118 n ua al n va ll fu gdp gdppercapita inflation dtetrade ouputgap govexpend fdev _cons 0413012 yi finst L1 ju y th finst = = = = = m oi Instruments for first differences equation Standard D.(L.gdppercapita L.gdp L.fdev) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/17).(gdppercapita gdp fdev) Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita L.gdp L.fdev _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(gdppercapita gdp fdev) at nh z z ht vb k jm 0.070 0.598 om l.c Prob > chi2 = 0.156 Prob > chi2 = 1.000 n a Lu overid restrictions: chi2(208) = 228.56 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(208) = 7.02 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -1.81 0.53 gm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = chi2 = chi2 = 1.000 0.498 y 1.000 1.000 te re chi2 = chi2 = n va Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(191) = 7.02 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(17) = 0.00 Prob > iv(L.gdppercapita L.gdp L.fdev) Hansen test excluding group: chi2(205) = 4.64 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 2.38 Prob > t to Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative ng hi Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 215 Wald chi2(8) = 40.65 Prob > chi2 = 0.000 w n lo ad Coef .0856972 pl 1292246 1697566 -.0599253 -.0129098 -.2531137 -.0836389 -.1377356 1731742 z P>|z| [95% Conf Interval] 0562799 1.52 0.128 -.0246095 1960038 0520545 1692682 0278686 0135307 0785625 0571618 1248306 1.025101 2.48 1.00 -2.15 -0.95 -3.22 -1.46 -1.10 0.17 0.013 0.316 0.032 0.340 0.001 0.143 0.270 0.866 0271996 -.162003 -.1145468 -.0394294 -.4070933 -.1956741 -.382399 -1.835988 2312496 5015162 -.0053038 0136098 -.099134 0283962 1069277 2.182336 n ua al n va ll fu gdp gdppercapita inflation dtetrade ouputgap govexpend flib _cons yi finst L1 Robust Std Err 224 14 16 16.00 16 ju y th finst = = = = = oi m at nh Instruments for first differences equation Standard D.(L.gdppercapita L.gdp L.flib) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/17).(gdppercapita gdp flib) Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita L.gdp L.flib _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(gdppercapita gdp flib) z z ht vb k jm 0.092 0.501 Prob > chi2 = om Prob > chi2 = 1.000 0.288 n a Lu n va 1.000 1.000 chi2 = chi2 = 1.000 1.000 y chi2 = chi2 = te re Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(188) = 4.42 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(18) = 0.00 Prob > iv(L.gdppercapita L.gdp L.flib) Hansen test excluding group: chi2(203) = 6.15 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = -1.72 Prob > l.c overid restrictions: chi2(206) = 216.89 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(206) = 4.42 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -1.68 0.67 gm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = t to Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor > speed, perm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen te > st Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative ng hi ep Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Number of obs Number of groups Obs per group: avg max w Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 223 Wald chi2(9) = 62.50 Prob > chi2 = 0.000 n lo ad ju y th finst Robust Std Err Coef z P>|z| = = = = = 224 14 16 16.00 16 [95% Conf Interval] yi al n ua 0576637 2068538 0323996 0132294 0807737 0832577 1603155 1220785 1.797481 n va -.1072973 1679708 2.05 0.53 -0.60 -0.68 -2.93 -1.83 -1.40 2.26 1.32 0.040 0.593 0.551 0.494 0.003 0.067 0.162 0.024 0.188 0052307 -.2947628 -.0828433 -.0349688 -.395249 -.3158143 -.5381825 0369868 -1.15704 2312684 5160893 044161 0168895 -.0786219 01055 0902428 5155256 5.888958 fu 0.666 oi 1182495 1106632 -.0193412 -.0090396 -.2369355 -.1526322 -.2239698 2762562 2.365959 0.43 m gdp gdppercapita inflation dtetrade ouputgap govexpend flib fdev _cons 0702227 ll 0303368 pl finst L1 nh at Instruments for first differences equation Standard D.(L.gdppercapita L.gdp L.fdev L.flib) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/17).(gdppercapita gdp fdev flib) Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita L.gdp L.fdev L.flib _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(gdppercapita gdp fdev flib) z z ht vb k jm 0.071 0.698 Prob > chi2 = 0.215 Prob > chi2 = 1.000 n a Lu n va 1.000 1.000 chi2 = chi2 = 1.000 0.805 y chi2 = chi2 = te re Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(198) = 5.50 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(15) = -0.00 Prob > iv(L.gdppercapita L.gdp L.fdev L.flib) Hansen test excluding group: chi2(209) = 3.88 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 1.62 Prob > om overid restrictions: chi2(213) = 229.00 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(213) = 5.50 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = l.c Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -1.80 0.39 gm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 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 ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re