(Luận văn) tác động của chi tiêu chính phủ đến lượng khí thải co2 nghiên cứu thực nghiệm tại 5 quốc gia asean

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ng hi ep w n lo ad NGUYỄN THỊ THÙY TRINH ju y th yi pl TÁC ĐỘNG CỦA CHI TIÊU CHÍNH PHỦ ĐẾN al n ua LƯỢNG KHÍ THẢI CO2-NGHIÊN CỨU THỰC n va NGHIỆM TẠI QUỐC GIA ASEAN ll fu oi m at nh Chuyên ngành: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG z z Mã số ngành: 60340201 ht vb k jm om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu n va NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS NGUYỄN KIM QUYẾN y te re Thành phố Hồ Chí Minh, năm 2016 LỜI CAM ĐOAN t to Tôi xin cam đoan Luận văn Thạc sĩ Kinh tế với đề tài “Tác động chi tiêu ng phủ đến lượng khí thải CO2: Nghiên cứu thực nghiệm quốc gia ASEAN” hi ep cơng trình nghiên cứu với hỗ trợ Giảng viên hướng dẫn TS.Nguyễn Kim Quyến chưa công bố trước w n Các số liệu, kết luận văn trung thực Tôi chịu trách nhiệm lo ad nội dung tơi trình bày luận văn ju y th TP Hồ Chí Minh, tháng 10 năm 2016 yi pl Người thực n ua al n va fu ll Nguyễn Thị Thuỳ Trinh oi m 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 PHỤ BÌA ng LỜI CAM ĐOAN hi ep MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT w n DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU lo ad DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ y th PHẦN MỞ ĐẦU ju Lý thực đề tài: yi pl Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu ua al Phương pháp nghiên cứu: n Đối tượng phạm vi nghiên cứu va n Ý nghĩa thực tiễn đề tài ll fu Kết cấu đề tài oi m CHƯƠNG 1: LÝ THUYẾT VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CHI TIÊU CHÍNH PHỦ ĐẾN LƯỢNG KHÍ THẢI CO2 nh Lý thuyết chi tiêu phủ at 1.1 z Khái niệm 1.1.2 Phân loại 1.1.3 Chức chi tiêu phủ ht vb k jm Khí CO2 tác động tiêu cực đến môi trường gm 1.2 z 1.1.1 l.c 1.2.1 Giới thiệu khí CO2 om 1.2.2 Nguồn phát thải khí CO2 1.3 a Lu 1.2.3 Tác động khí CO2 đến môi trường .9 Lý thuyết tác động chi tiêu phủ đến môi trường 10 n CHƯƠNG THỰC TRẠNG CHI TIÊU CHÍNH PHỦ VÀ Ơ NHIỄM KHƠNG KHÍ TẠI CÁC NƯỚC ASEAN-5 HIỆN NAY .22 y Tổng quan số nghiên cứu thực nghiệm liên quan 17 te re 1.4 n 1.3.2 Tác động gián tiếp chi tiêu phủ đến môi trường 14 va 1.3.1 Cơ sở lý luận Lopez cộng (2011) .11 2.1 Tình hình chi tiêu phủ 22 t to 2.2 Tăng trưởng kinh tế quốc gia ASEAN-5 24 ng 2.3 Tình hình nhiễm khơng khí 27 hi ep 2.3.1 Lượng khí thải CO2 ngày gia tăng 27 2.3.2 Hậu kinh tế .29 w n 2.3.3 Hướng đến công nghệ CCS-Phát triển kinh tế carbon thấp 30 lo ad CHƯƠNG THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU .32 y th 3.1 Mơ hình nghiên cứu 32 ju 3.2 Mô tả liệu 34 yi pl 3.3 Phương pháp nghiên cứu 37 ua al 3.3.1 Phương pháp hồi quy 37 n 3.3.2 Các kiểm định mơ hình 40 va 3.3.2.1 Hiện tượng đa cộng tuyến 40 n ll fu 3.3.2.2 Hiện tượng phương sai thay đổi .41 oi m 3.3.2.3 Hiện tượng tự tương quan 42 at nh 3.3.2.4 Hiện tượng nội sinh 42 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 44 z z 4.1 Kiểm định tương quan đa cộng tuyến 44 vb ht 4.1.1 Ma trận tương quan đơn tuyến tính cặp biến .44 jm 4.1.2 Kiểm định đa cộng tuyến 45 k gm 4.2 Kiểm định tính dừng liệu bảng Fisher-type .45 l.c 4.3 Kiểm định đồng liên kết liệu bảng .46 om 4.4 Kiểm định tượng phương sai thay đổi liệu bảng 48 a Lu 4.5 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư liệu bảng 48 n 4.6 Phân tích kết hồi quy dài hạn 49 n va CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 57 5.3 Hạn chế đề tài 60 y 5.2 Kiến nghị .58 te re 5.1 Kết luận 57 5.4 Đề xuất hướng nghiên cứu .61 t to TÀI LIỆU THAM KHẢO ng PHỤ LỤC 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 DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT t to ng Tiếng Anh Tiếng Việt ASEAN Association of Southeast Asian Nations Hiệp hội Quốc gia Đông Nam Á Carbon capture and storage Công nghệ thu hồi ngưng tụ cacbon Carbon dioxide Khí cacbonic Enviromental Kuznets Curve Đường cong môi trường Kuznets hi Từ viết tắt ep w n lo CCS ad EKC ju y th CO2 yi pl FEM Fixed-Effect Model Mô hình hiệu ứng cố định ua al Fully Modified Ordinary Least Square Bình phương bé hiệu chỉnh hoàn toàn GDP Gross Domestic Product GFS Government Finance Statistics GMM Generalized method of moments IMF Internationnal Monetary Fund PMG Pooled Mean Group Mơ hình PMG REM Randomed-Effect Model Mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên n FMOLS n va ll fu Tổng sản phẩm quốc nội oi m Cẩm nang thống kê tài Chính phủ at nh Mơ hình GMM z z ht vb Quỹ tiền tệ quốc tế k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU t to Bảng 3.1: Các biến số mơ hình, ký hiệu nguồn thu thập liệu 35 ng Bảng 3.2: Thống kê mô tả biến số mơ hình 36 hi ep Bảng 4.1: Ma trận tương quan tuyến tính cặp biến mơ hình 44 Bảng 4.2: Kết kiểm tra đa cộng tuyến mơ hình với nhân tử phóng đại w n phương sai VIF 45 lo ad Bảng 4.3: Kiểm định tính dừng 46 y th Bảng 4.4: Kết kiểm định đồng liên kết liệu bảng Kao (1999) 47 ju Bảng 4.5: Kết kiểm định đồng liên kết liệu bảng Pedroni 47 yi pl Bảng 4.6: Kết kiểm tra phương sai thay đổi mơ hình .48 ua al Bảng 4.7 : Kết kiểm tra tự tương quan mơ hình nghiên cứu 49 n Bảng 4.8: Kết hồi quy mô hình tác động gián tiếp chi tiêu-thu nhập 51 va n Bảng 4.9: Kết hồi quy mô hình tác động trực tiếp .53 fu ll Bảng 4.10: Tác động chi tiêu phủ đến lượng khí thải CO2 (hệ số co giãn) m oi .55 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 t to Hình 1.1: Đường cong Kuznets môi trường (EKC) bậc 16 ng Hình 1.2: Đường cong Kuznets môi trường (EKC) bậc 17 hi ep Hình 2.1: Tỷ lệ chi tiêu phủ GDP nhóm nước ASEAN-5 giai đoạn 1984-2013 ĐVT: % 22 w n Hình 2.2: Thu nhập bình quân đầu người theo giá so sánh 2010 nhóm nước lo ad ASEAN-5 giai đoạn 1984-2013 ĐVT: nghìn USD 26 y th Hình 2.3: Lượng khí thải CO2 bình qn đầu người nhóm nước ASEAN-5 giai ju đoạn 1984-2013 ĐVT: tấn/người .27 yi pl Hình 2.4: Tỷ lệ nguồn phát thải khí CO2 nhìn từ q trình đốt cháy nhiên liệu, ua al giai đoạn 1984-2013 cho nước ASEAN-5 28 n Hình 2.5: Tỷ lệ nguồn phát thải khí CO2 nhìn từ trình đốt cháy nhiên liệu va n cho nước ASEAN-5, năm 2013 .29 fu ll Hình 3.1: Cơ chế tác động chi tiêu phủ đến lượng khí thải CO2 SO2 m oi theo Halkos Paizanos (2012) 32 at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re PHẦN MỞ ĐẦU t to Lý thực đề tài: ng Trong thời gian qua, biến đối khí hậu trở thành vấn đề quan tâm hi ep phạm vi toàn cầu, tác động hoạt động kinh tế - xã hội loài người Biến đối khí hậu gây tác động tiêu cực đến w n phận dân số giới, đặc biệt nước phát triển khu vực Đông lo ad Nam Á y th Đối với kinh tế đà phát triển, tốc độ thị hố cơng nghiệp ju hoá diễn nhanh ngun nhân dẫn đến nhiễm mơi yi pl trường.Điều có nghĩa đẩy mạnh tốc độ phát triển kinh tế mà khơng có ua al biện pháp kiểm sốt nhiễm thích hợp mơi trường sống thực n phải đối mặt với nguy cơ.Tuy nhiên, phải lựa chọn phát triển va n kinh tế hậu ô nhiễm môi trường, đa số quốc gia phát triển phải fu ll chọn đường phát triển kinh tế mà bất chấp hậu môi trường m oi Kể từ khủng hoảng kinh tế tài tồn cầu năm 2008, phủ at nh nhiều nước theo đuổi sách tài khóa mở rộng nhằm vực dậy kinh tế, từ tác động đến nhiều biến kinh tế vĩ mô chất lượng môi trường Và mặc z z dù việc nâng cao chất lượng môi trường mục tiêu vb ht sách tài khóa phủ nhận tác động trực tiếp gián jm tiếp chi tiêu phủ đến mơi trường Bằng chứng ngày có nhiều k gm nghiên cứu hai phương diện lý thuyết thực nghiệm kiểm chứng l.c mối quan hệ Việc xem xét tác động chi tiêu phủ đến chất lượng mơi om trường giúp nhà nghiên cứu đưa kiến nghị sách kinh tế vĩ mơ đối a Lu với giảm thiểu biến đổi khí hậu hậu mà gây n Trong thời kỳ từ năm 1984 đến năm 2013, nhóm nước ASEAN-5 bao y dọa sức khỏe người dân Mặt khác, ngoại trừ Malaysia nước cịn lại phải gánh te re với nhiều vấn đề môi trường, điển hình khói mù nhiễm xun biên giới, đe n trưởng kinh tế ấn tượng đạt quốc gia phải đối mặt va gồm Indonesia, Malaysia, Philippines, Thái Lan Việt Nam, bên cạnh tốc độ tăng chịu nhiều hậu nặng nề từ thiên tai biến đổi khí hậu, tình trạng cản trở t to nghiêm trọng nỗ lực phát triển kinh tế giảm nghèo quốc gia ng Trong nỗ lực tìm kiếm yếu tố tác động đến chất lượng môi trường-được hi ep đại diện lượng phát thải carbon dioxide(CO2), vai trị chi tiêu phủ gần nhận nhiều quan tâm nhà nghiên cứu Tuy nhiên, w n nghiên cứu thực nghiệm cho khu vực ASEAN hạn chế Chính tác lo ad giả chọn nghiên cứu đề tài “Tác động chi tiêu phủ đến lượng khí thải Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu ju y th CO2: Nghiên cứu thực nghiệm quốc gia ASEAN” nhằm làm rõ tác động yi pl Mục tiêu nghiên cứu tìm tác động chi tiêu phủ đến ua al lượng khí thải CO2 cho quốc gia ASEAN (Indonesia, Malaysia, Philippines, Thái n Lan Việt Nam) giai đoạn từ năm 1984 đến năm 2013 va n Dựa vào mục tiêu trên, luận văn tập trung trả lời cho câu hỏi nghiên cứu fu ll sau: m oi - Chi tiêu phủ có tác động đến lượng khí thải CO2 quốc gia at nh ASEAN-5 hay không ? z - Tác động chi tiêu phủ đến lượng khí thải CO2 quốc gia ht Phương pháp nghiên cứu: vb z ASEAN-5 chiều hay ngược chiều? jm Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng nhằm xác định k gm tác động chi tiêu phủ đến khí thải CO2 l.c Ước lượng mơ hình bao gồm biến khí thải CO2, chi tiêu phủ om biến kiểm sốt tương tự mơ hình nghiên cứu Halkos Paizanos (2012) a Lu Thông qua phương pháp ước lượng PMG để ước lượng hệ số hồi quy dài hạn n trường hợp tồn đồng liên kết biến mơ hình, đồng thời kiểm y thống kết nghiên cứu Từ đó, tác giả rút kết luận đề xuất te re cần nghiên cứu Việc lựa chọn mơ hình phù hợp thực để đảm bảo tính n GMM đưa vào để kiểm soát nội sinh kiểm chứng lại kết tác động va soát tương quan phụ thuộc chéo Ngoài ra, phương pháp ước lượng liệu bảng Tài liệu tiếng Anh t to Balin Akan, 2015 Ekc hypothesis and the effect of innovation: a ng hi panel data analysis Journal of Business, Economics & Finance Vol (1), 81-91 ep Baltagi, 2008 Econometric Analysis of Panel Data:(3rd Edition)[ebook] , có sẵn [Truy cập ngày 10 tháng năm 2016] lo ad Bernauer Koubi, 2006 States as providers of public goods: how y th does government size affect environmental quality? Available at SSRN: ju http://ssrn.com/abstract=900487 yi pl Frederik Lundström, 2001 Political and Economic Freedom and ua al the Environment: The Case of CO2 Emissions Working Paper in Economics, n no.29.University of Gothenburg, Gothenburg va Galinato Galinato, 2015 The effects of government spending on n ll fu deforestation due to agricultural land expansion and CO2 related emissions oi m Ecological Economics, Volume 122, Pages 1-120 (February 2016) 43-53 nh Halkos Paizanos, 2015 The effects of fiscal policy on CO2 at emissions: Evidence from the U.S.A Energy Policy 88 (2016), 317–328 z z Halkos Paizanos, 2013 The effect of government expenditure on vb ht the environment: an empirical investigation Ecological Economics 91, 48-56 GMMestimation and random coefficient data models l.c Environ.Dev.Econ.8,581–601 panel gm using k jm Halkos, 2003 Environmental Kuznets Curve for sulfur: evidence the Environment: an empirical investigation Ecol.Econ 91, 48–56 om Halkos Paizanos, 2012 The effect of government expenditure on a Lu 10 Lopez cộng sự, 2015 Government spending and air pollution in n y te re An Increasingly Endogenous Relationship World Development Vol 33 No3 n 11 Li Liu, 2005 Foreign Direct Investment and Economic Growth: va the U.S Int Rev Env Resour Econ (2), 139–189 393– 407 12 Lopez cộng sự, 2011 Fiscal spending and the environment: theory t to and empirics Journal of Environmental Economics and Management 62 (2), ng 180-198 hi ep 13 Lopez Palacios, 2010 Have Government Spending and Energy Tax Policies Contributed to make Europe Environmentally Cleaner?.University of w Maryland, Maryland, Working Paper 94795 n lo 14 Lopez Galinato, 2007 Should governments stop subsidies to ad y th private goods? Evidence from rural Latin America Journal of Public ju Economics91, 1071-1094 yi 15 Martinez-Zarzosovà Bengochea-Morancho, 2004 Pooled mean group pl 121-126 n ua al estimation of an environmental Kuznets curve for CO2 Economics Letters 82, n va 16 Penn World Table 9.0, 2015 Available at SSRN: ll fu oi m 17 Pesaran cộng sự, 1999 Pooled Mean Group Estimation Of at 621-634 nh Dynamic Heterogeneous Panels Journal of American Statistic Association , 94: z z 18 Pesaran Smith, 1995 Estimating long-run relationships from vb dynamic Journal of Econometrics, vol 68, issue 1, 79-113 ht k jm 19 Sobhan cộng sự, 1993 The control and management of l.c Papers No.13 gm government expenditure: issues and experience in Asian countries Development om 20 Umoh cộng sự, 2012 Foreign Direct Investment and Economic Growth in Nigeria: An Analysis of the Endogenous Effects.Current Research y te re 22 Xiao cộng sự, 2013.The Effect of Local Government Expenditure n [truy cập ngày 16 tháng 05 năm 2016] va 21 World Bank (2016) World DataBank truy cập từ: n a Lu Journal of Economic Theory, vol 4, no.3, 53-66 on CO2 Emissions An Empirical Investigation in China International Journal of Applied Environmental Sciences 8(3), 271-281 PHỤ LỤC t to Phụ lục 1: Thống kê mô tả ng Obs Mean lnpc lngovshare lngdpc lni lnto 150 150 150 150 150 4141231 2.772306 7.711453 3.105691 4.468772 150 4241327 hi Variable ep w n lo ad lnpop Std Dev Min Max 867012 2231267 7898753 3954053 5268296 -1.308136 2.151825 5.964663 1.960806 2.94183 2.082777 3.297727 9.2168 3.920755 5.395477 5268338 -1.946532 1.078724 ju y th yi Phụlục 2: Ma trận tương quan pl al lnpc lni lnto lnpop 1.0000 0.6075 -0.1756 1.0000 -0.1879 1.0000 n fu 1.0000 -0.1971 -0.1244 0.1169 ll oi m 1.0000 -0.0334 0.7255 0.6156 -0.1901 va 1.0000 0.9449 -0.0618 0.7636 0.7250 -0.2917 n ua lnpc lngdpc lngovshare lni lnto lnpop lngdpc lngovs~e at nh Phụ lục 3: Nhân tử phóng đại phương sai VIF z z Mean VIF 1.33 Variable VIF 1/VIF lni lngdpc lnto llngovshare 2.32 2.31 1.69 1.06 0.431218 0.432941 0.591488 0.942290 Mean VIF 1.85 om l.c 0.613385 0.624194 0.951759 0.954140 gm 1.63 1.60 1.05 1.05 k lni lnto lnpop lngovshare jm 1/VIF ht VIF vb Variable n a Lu n va y te re Phụ lục 4: Tính dừng t to Fisher-type unit-root test for lnpc Based on augmented Dickey-Fuller tests ng hi ep Number of panels = Number of periods = AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: Asymptotics: T -> Infinity w Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary n lo ad Panel-specific Included Not included Not included Cross-sectional means removed ADF regressions: lags ju y th Statistic p-value 20.0806 -0.7106 -1.2202 2.2541 0.0285 0.2387 0.1161 0.0121 P Z L* Pm yi Inverse chi-squared(10) Inverse normal Inverse logit t(29) Modified inv chi-squared 30 pl n ua al n va P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels ll fu m oi Fisher-type unit-root test for lngovshare Based on augmented Dickey-Fuller tests nh Number of panels = Number of periods = 30 at z Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary z Panel-specific Included Not included Not included Asymptotics: T -> Infinity ht vb Cross-sectional means removed ADF regressions: lags k jm AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: 6.6358 0.3334 0.3058 -0.7523 0.7593 0.6306 0.6190 0.7741 n n va P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels a Lu P Z L* Pm om Inverse chi-squared(10) Inverse normal Inverse logit t(29) Modified inv chi-squared l.c p-value gm Statistic y te re Fisher-type unit-root test for lngdpc Based on augmented Dickey-Fuller tests t to ng Number of panels = Number of periods = 30 AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: Asymptotics: T -> Infinity hi Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary ep w n Panel-specific Included Not included Not included Cross-sectional means removed ADF regressions: lags lo ad y th ju Inverse chi-squared(10) Inverse normal Inverse logit t(29) Modified inv chi-squared yi pl Statistic p-value 19.2525 -1.0230 -1.2603 2.0689 0.0372 0.1531 0.1088 0.0193 P Z L* Pm ua al n P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels n va ll fu m oi Fisher-type unit-root test for lni Based on augmented Dickey-Fuller tests at nh Number of panels = Number of periods = 30 z Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary z vb Panel-specific Included Not included Not included Cross-sectional means removed ADF regressions: lags k n a Lu 0.8711 0.7630 0.7454 0.8539 om 5.2886 0.7160 0.6685 -1.0535 l.c p-value Statistic gm P Z L* Pm jm Inverse chi-squared(10) Inverse normal Inverse logit t(29) Modified inv chi-squared Asymptotics: T -> Infinity ht AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: n va P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels y te re t to Fisher-type unit-root test for lnto Based on augmented Dickey-Fuller tests ng hi ep Number of panels = Number of periods = AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: Asymptotics: T -> Infinity w Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary n lo Panel-specific Included Not included Not included 30 Cross-sectional means removed ADF regressions: lags ad ju y th p-value 3.4096 2.0245 2.0213 -1.4736 0.9701 0.9785 0.9737 0.9297 P Z L* Pm yi Inverse chi-squared(10) Inverse normal Inverse logit t(29) Modified inv chi-squared Statistic pl ua al n P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels n va ll fu oi m at nh Fisher-type unit-root test for lnpop Based on augmented Dickey-Fuller tests Number of panels = Number of periods = 30 AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: Asymptotics: T -> Infinity z Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary z ht vb n va y te re P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels n 0.4129 0.3701 0.3728 0.4715 a Lu 10.3198 -0.3315 -0.3277 0.0715 om p-value l.c Statistic gm P Z L* Pm Cross-sectional means removed ADF regressions: lags k Inverse chi-squared(10) Inverse normal Inverse logit t(29) Modified inv chi-squared jm Panel-specific Included Not included Not included t to Fisher-type unit-root test for dlnpc Based on augmented Dickey-Fuller tests ng hi ep Number of panels = Number of periods = AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: Asymptotics: T -> Infinity w Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary n lo ad Panel-specific Included Not included Not included Cross-sectional means removed ADF regressions: lags ju y th Statistic p-value 22.1063 -2.6341 -2.5795 2.7070 0.0146 0.0042 0.0076 0.0034 P Z L* Pm yi Inverse chi-squared(10) Inverse normal Inverse logit t(29) Modified inv chi-squared 29 pl n ua al n va P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels ll fu oi m at nh Fisher-type unit-root test for dlngovshare Based on augmented Dickey-Fuller tests z z Number of panels = Number of periods = 29 AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: Asymptotics: T -> Infinity ht vb Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary jm k Panel-specific Included Not included Not included n va 0.0441 0.0154 0.0238 0.0257 n 18.7124 -2.1596 -2.0679 1.9482 a Lu P Z L* Pm p-value om Inverse chi-squared(10) Inverse normal Inverse logit t(29) Modified inv chi-squared Statistic l.c gm Cross-sectional means removed ADF regressions: lags y te re P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels t to Fisher-type unit-root test for dlngdpc Based on augmented Dickey-Fuller tests ng hi Number of panels = Number of periods = 29 AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: Asymptotics: T -> Infinity ep Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary w n lo Panel-specific Included Not included Not included Cross-sectional means removed ADF regressions: lags ad y th ju Inverse chi-squared(10) Inverse normal Inverse logit t(29) Modified inv chi-squared yi pl Statistic p-value 15.2363 -1.5357 -1.4736 1.1709 0.1237 0.0623 0.0757 0.1208 P Z L* Pm ua al n P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels n va ll fu oi m Number of panels = Number of periods = z vb jm Cross-sectional means removed ADF regressions: lags k n a Lu 0.0245 0.0092 0.0140 0.0092 om 20.5486 -2.3594 -2.3126 2.3587 l.c p-value Statistic gm P Z L* Pm Asymptotics: T -> Infinity ht Panel-specific Included Not included Not included Inverse chi-squared(10) Inverse normal Inverse logit t(29) Modified inv chi-squared 29 z AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: at Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary nh Fisher-type unit-root test for dlni Based on augmented Dickey-Fuller tests n va P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels y te re Fisher-type unit-root test for dlnto Based on augmented Dickey-Fuller tests t to ng Number of panels = Number of periods = 29 AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: Asymptotics: T -> Infinity hi Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary ep w n Panel-specific Included Not included Not included Cross-sectional means removed ADF regressions: lags lo ad y th ju Inverse chi-squared(10) Inverse normal Inverse logit t(29) Modified inv chi-squared yi pl Statistic p-value 50.7555 -5.5335 -6.3593 9.1132 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 P Z L* Pm al n ua P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels n va ll fu oi m Fisher-type unit-root test for dlnpop Based on augmented Dickey-Fuller tests nh Number of panels = Number of periods = 29 at Ho: All panels contain unit roots Ha: At least one panel is stationary z z Panel-specific Included Not included Not included Asymptotics: T -> Infinity ht vb Cross-sectional means removed ADF regressions: lags k jm AR parameter: Panel means: Time trend: Drift term: om n n va P statistic requires number of panels to be finite Other statistics are suitable for finite or infinite number of panels a Lu 0.0002 0.0001 0.0001 0.0000 l.c 34.0284 -3.8896 -4.1546 5.3729 P Z L* Pm p-value gm Inverse chi-squared(10) Inverse normal Inverse logit t(29) Modified inv chi-squared Statistic y te re Phụ lục 5: Kiểm định đồng liên kết Kiểm định Kao t to ng hi ep Kao Residual Cointegration Test Series: LNP_C LLNGOVSHARE LNGDP_C LNGDP_C2 LNGDP_C3 LNTO Sample: 1984 2013 Included observations: 150 Null Hypothesis: No cointegration Trend assumption: No deterministic trend User-specified lag length: Newey-West automatic bandwidth selection and Bartlett kernel w n lo ad t-Statistic -3.429897 ju y th ADF 0.005046 0.004800 yi Residual variance HAC variance Prob 0.0003 pl ua al n Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RESID) Method: Least Squares Date: 10/21/16 Time: 14:40 Sample (adjusted): 1987 2013 Included observations: 135 after adjustments n va ll fu oi Coefficient Std Error t-Statistic Prob at nh -0.255936 0.056654 -4.517551 0.097814 0.088682 1.102977 0.0000 0.2720 z RESID(-1) D(RESID(-1)) m Variable z -0.005484 0.077499 -2.392841 -2.349799 -2.375350 k jm om l.c gm Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter ht 0.128836 0.122286 0.072606 0.701123 163.5167 1.922963 vb R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat n a Lu n va y te re Phụ lục 6: Kiểm định đồng liên kết Kiểm định Pedroni t to ng hi ep Pedroni Residual Cointegration Test Series: LNP_C LLNGOVSHARE LNGDP_C LNGDP_C2 LNGDP_C3 LNTO Sample: 1984 2013 Included observations: 150 Cross-sections included: Null Hypothesis: No cointegration Trend assumption: No deterministic trend Use d.f corrected Dickey-Fuller residual variances User-specified lag length: Newey-West automatic bandwidth selection and Bartlett kernel w n lo ad y th ju Alternative hypothesis: common AR coefs (within-dimension) Weighted Statistic Prob Statistic Panel v-Statistic 0.305982 0.3798 -0.283540 Panel rho-Statistic 1.177519 0.8805 1.584027 Panel PP-Statistic -2.058695 0.0198 -0.707336 Panel ADF-Statistic -2.828761 0.0023 -2.250597 yi pl n ua al Prob 0.6116 0.9434 0.2397 0.0122 va n Alternative hypothesis: individual AR coefs (between-dimension) fu Statistic 1.918085 -2.562567 Prob 0.9724 0.0052 -2.365813 0.0090 ll oi m at nh Group rho-Statistic Group PP-Statistic Group ADFStatistic z z ht vb Cross section specific results Max lag Obs 27 27 27 27 27 a Lu Obs 28 28 28 28 28 om Bandwidth 8.00 2.00 2.00 4.00 12.00 l.c HAC 0.000876 0.002051 0.002433 0.000809 0.000512 Variance 0.004170 0.002129 0.002388 0.000853 0.003545 gm AR(1) 0.126 -0.198 0.551 0.569 0.240 k Cross ID jm Phillips-Peron results (non-parametric) Augmented Dickey-Fuller results (parametric) n y Lag 1 1 te re Variance 0.003509 0.002169 0.002359 0.000795 0.003103 n AR(1) -0.299 -0.303 0.414 0.444 -0.063 va Cross ID Phụ lục 7: Phươngsaithayđổi t to ng Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model hi ep H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i w 87.18 0.0000 n chi2 (5) = Prob>chi2 = lo ad y th ju Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model yi pl H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i ua al 449.80 0.0000 n n va chi2 (5) = Prob>chi2 = ll fu oi m at nh Phụlục 8: Tựtươngquan z z Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 4) = 758.061 Prob > F = 0.0000 ht vb k jm om l.c gm n a Lu Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 4) = 22.285 Prob > F = 0.0092 n va y te re Phụ lục 9: Kếtquảhồiquy tác động gián tiếp t to  Mô hình GMM ng Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max w Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 138 Wald chi2(4) = 104.45 Prob > chi2 = 0.000 = = = = = 140 28 28.00 28 n lo ad lngdpc Coef -5.437775 193099 0212327 1.190262 16.78722 ju y th yi pl lngovshare lni lnpop lnto _cons Corrected Std Err z 3.263392 5167338 8126285 4387228 9.370386 P>|z| -1.67 0.37 0.03 2.71 1.79 [95% Conf Interval] 0.096 0.709 0.979 0.007 0.073 -11.83391 -.8196806 -1.57149 3303816 -1.578402 9583554 1.205879 1.613955 2.050143 35.15284 ua al n Instruments for first differences equation Standard D.L2.lni GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/29).lni Instruments for levels equation Standard L2.lni _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.lni n va ll fu oi m at nh z z Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.003 0.912 Prob > chi2 = 0.000 jm Prob > chi2 = k n 1.000 1.000 a Lu chi2 = chi2 = 1.000 1.000 om chi2 = chi2 = l.c Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(124) = 0.00 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(9) = 0.00 Prob > iv(L2.lni) Hansen test excluding group: chi2(132) = 0.00 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(1) = 0.00 Prob > 1.000 gm overid restrictions: chi2(133) =4296.40 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(133) = 0.00 weakened by many instruments.) ht vb Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but 2.93 0.11 n va y te re  Mơ hình PMG t to ng Pesaran & Smith (1995) Mean Group estimator hi ep All coefficients represent averages across groups (group variable: country) Coefficient averages computed as unweighted means Mean Group type estimation Group variable: country Number of obs Number of groups 150 Obs per group: = avg = max = 30 30.0 30 w = = n lo ad y th ju Wald chi2(4) Prob > chi2 = = 46.23 0.0000 yi Std Err al 2631028 0905814 323847 1447698 9548597 z P>|z| n -1.68 2.46 -1.83 1.89 7.66 [95% Conf Interval] 0.093 0.014 0.067 0.058 0.000 -.9575517 0455639 -1.228825 -.0098 5.441541 0737923 4006364 0406321 5576872 9.184522 n va -.4418797 2231001 -.5940963 2739436 7.313031 ua lngovshare lni lnpop lnto _cons Coef pl lngdpc fu Root Mean Squared Error (sigma): 0.0486 ll oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Phụ lục 10: Kết hồi quy tác động trực tiếp t to ng hi Number of obs Number of groups = = 145 R-sq: Obs per group: = avg = max = 29 29.0 29 ep Fixed-effects (within) regression Group variable: country within = 0.9328 between = 0.9276 overall = 0.9150 w corr(u_i, Xb) F(6,134) Prob > F = -0.7272 = = 309.98 0.0000 n lo Coef ad lnpc yi pl t 082335 3.723622 5004697 0221584 0458587 0517993 8.99559 P>|t| 2.10 -1.82 2.05 -1.94 1.30 3.82 1.13 [95% Conf Interval] 0.038 0.071 0.043 0.054 0.194 0.000 0.261 0096783 -14.1418 0344479 -.0869235 -.030861 0955217 -7.646684 335367 5875524 2.014131 0007275 15054 3004215 27.93674 (fraction of variance due to u_i) n fu F test that all u_i=0: va 36602953 1161568 90850748 n ua al sigma_u sigma_e rho 1725227 -6.777123 1.02429 -.043098 0598395 1979716 10.14503 ju y th llngovshare lngdpc lngdpc2 lngdpc3 lnto lni _cons Std Err F(4, 134) = 50.07 Prob > F = 0.0000 ll m Pesaran & Smith (1995) Mean Group estimator oi nh at All coefficients represent averages across groups (group variable: country) Coefficient averages computed as unweighted means z Number of obs Number of groups = = 140 Obs per group: = avg = max = 28 28.0 28 z Mean Group type estimation Group variable: country ht vb k jm gm = = 1.51e+09 0.0000 Root Mean Squared Error (sigma): 0.0000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.563 0.000 0.000 1910917 -6.013361 9557318 -.0440032 1280233 -.0000784 9998833 6.111328 1913311 -5.763932 9896879 -.0424565 1281198 0000427 1.000112 7.329034 y 3130.56 -92.54 112.29 -109.56 5203.65 -0.58 1.7e+04 21.63 [95% Conf Interval] te re 0000611 0636309 0086624 0003946 0000246 0000309 0000584 3106451 P>|z| n 1912114 -5.888647 9727099 -.0432298 1280716 -.0000179 9999978 6.720181 z va llngovshare lngdpc lngdpc2 lngdpc3 lnto lni ecm_pc_p _cons Std Err n Coef a Lu lnpc om l.c Wald chi2(4) Prob > chi2