(Luận văn) tác động của độ mở thương mại và độ mở tài chính đến phát triển tài chính ở một số quốc gia đang phát triển tại khu vực châu á

t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi ep w n lo ad NGUYỄN THỊ DUYÊN ju y th yi pl TÁC ĐỘNG CỦA ĐỢ MỞ THƯƠNG MẠI VÀ ĐỢ MỞ TÀI CHÍNH ĐẾN PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH Ở MỢT SỐ QUỐC GIA ĐANG PHÁT TRIỂN TẠI KHU VỰC CHÂU Á n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c gm an Lu n va ey t re Tp.Hồ Chí Minh – Năm 2016 t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi ep w n NGUYỄN THỊ DUYÊN lo ad y th ju TÁC ĐỘNG CỦA ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI VÀ ĐỢ MỞ TÀI CHÍNH ĐẾN PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH Ở MỢT SỐ QUỐC GIA ĐANG PHÁT TRIỂN TẠI KHU VỰC CHÂU Á yi pl n ua al n va fu ll CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG MÃ SỐ: 60340201 oi m at nh z z ht vb k jm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c gm NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: GS TS TRẦN NGỌC THƠ an Lu n va ey t re Tp.Hồ Chí Minh - Năm 2016 t to ng hi LỜI CAM ĐOAN ep w n Tôi xin cam đoan luận văn “Tác động độ mở thương mại độ mở tài đến phát triển tài số quốc gia phát triển khu vực Châu Á” cơng trình nghiên cứu riêng lo ad ju y th yi Các thông tin, liệu sử dụng luận văn trung thực, nội dung trích dẫn có ghi nguồn gốc kết trình bày luận văn chưa công bố công trình nghiên cứu trước Nếu phát có gian lận nào, tơi xin chịu tồn trách nhiệm trước Hội Đồng pl n ua al n va ll fu TP Hồ Chí Minh, ngày 10 tháng 12 năm 2016 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 w Trang n lo TRANG PHỤ BÌA ad MỤC LỤC ju y th LỜI CAM ĐOAN yi pl DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT al n ua DANH MỤC CÁC BẢNG n va DANH MỤC CÁC HÌNH ll fu TÓM TẮT m oi CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI nh at 1.1 Lý lựa chọn đề tài z 1.2 Mục tiêu nghiên cứu đề tài z vb jm ht 1.2.1 Mục tiêu chung 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu cụ thể k gm 1.3 Phương pháp nghiên cứu l.c 1.4 Ý nghĩa đề tài om an Lu 1.5 Bố cục Luận văn th 2.1.1.1 Định nghĩa phát triển tài ey 2.1.1 Lý thuyết phát triển tài t re 2.1 Cơ sở lý luận khoa học n va CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN KHOA HỌC VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN THẾ GIỚI VỀ ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI VÀ ĐỘ MỞ TÀI CHÍNH TÁC ĐỘNG LÊN PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH Ở CÁC QUỐC GIA t to ng hi 2.1.1.2 Các thước đo phát triển tài ep 2.1.2 Lý thuyết độ mở thương mại 11 w 2.1.2.1 Định nghĩa độ mở thương mại 11 n lo 2.1.2.2 Thước đo độ mở thương mại 11 ad ju y th 2.1.3 Lý thuyết độ mở tài 12 yi 2.1.3.1 Định nghĩa độ mở tài 12 pl 2.1.3.2 Các thước đo độ mở tài 13 ua al 2.2 Kết nghiên cứu thực nghiệm 15 n va n 2.2.1 Các nghiên cứu thực nghiệm độ mở thương mại độ mở tài 15 fu ll 2.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng độ mở thương mại độ mở tài lên phát triển tài 15 oi m at nh CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 20 z 3.1 Tình hình phát triển tài khu vực Châu Á từ năm 1991- 2015 20 z vb 3.2 Mơ hình thực nghiệm 21 jm ht 3.2.1 Mơ hình thực nghiệm 21 k l.c gm 3.2.2 Ưu điểm phương pháp nghiên cứu liệu bảng 24 3.3 Dữ liệu mẫu quan sát 25 om 3.3.1 Đo lường phát triển tài 26 an Lu 3.3.2 Đo lường độ mở thương mại độ mở tài 28 va 3.3.3 Biến kiểm soát 28 n th 3.4 Phương pháp ước lượng 29 ey 3.3.5 Sự phù hợp kích thước mẫu 29 t re 3.3.4 Nguồn liệu 28 t to ng hi 3.4.1 Kiểm định trường hợp khuyết tật mơ hình vi phạm giả định 31 ep 3.4.2 Phương pháp hồi quy GMM 34 w CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 39 n lo 4.1 Phân tích thống kê mơ tả biến mơ hình 41 ad ju y th 4.2 Kiểm định tương quan biến mơ hình đa cộng tuyến 44 yi 4.2.1 Ma trận tương quan đơn tuyến tính cặp biến Pearson 44 pl 4.2.2 Kiểm định đa cộng tuyến mơ hình 45 ua al 4.3 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled mơ hình liệu bảng FEM 46 n va n 4.4 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled mơ hình liệu bảng REM 47 fu ll 4.5 Kiểm định lựa chọn mơ hình FEM mơ hình liệu bảng REM 48 m oi 4.6 Kiểm định tượng phương sai thay đổi phần dư liệu bảng – Greene (2000) 49 at nh z 4.7 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư liệu bảng – Wooldridge (2002) Drukker (2003) 50 z ht vb jm 4.8 Phân tích kết hồi quy 51 k 4.9 Những thành phần khác biệt quốc gia mối quan hệ độ mở thương mại độ mở tài ảnh hưởng đến phát triển tài 61 l.c gm CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 65 om an Lu 5.1 Kết luận 65 5.2 Gợi ý sách 66 th PHỤ LỤC ey TÀI LIỆU THAM KHẢO t re 5.4 Hướng mở rộng đề tài 68 n va 5.3 Hạn chế đề tài 68 DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT t to ng  hi ep Tên viết tắt Tên gọi đầy đủ Asian Development Bank - Ngân hàng phát triển Châu Á w Association of Southeast Asian Nations - Hiệp hội quốc gia Đông ADB n lo ad ASEAN Tỷ số tiền gửi ngân hàng cho khoản tín dụng nội địa so với tiền gửi y th ngân hàng cộng tín dụng nội địa ngân hàng trung ương ju BANK Nam Á yi tỷ lệ nhập học tương ứng FD Financial Development - Phát triển tài FDI Foreign Direct Investment - Đầu tư trực tiếp nước FEM Fixed effect model - mơ hình tác động cố định FO Financial Openness - độ mở tài GDP Gross Domestic Product - Tổng sản phẩm quốc nội pl enroll n ua al n va ll fu oi m nh at Generalized Methods of Moments- Mơ hình liệu bảng động tuyến z tính gov Chi tiêu phủ ILO International Labour Organization - Tổ chức lao động quốc tế IMF International Monetary Fund - Quỹ tiền tệ quốc tế LLY Tỷ lệ nợ khoản với GDP z GMM k jm ht vb l.c gm om Tỷ lệ khoản tín dụng cho khu vực tư nhân phi tài so với tổng mức tín dụng nội địa an Lu PRIVATE Tỷ lệ khoản cho vay khu vực tư nhân phi tài so với rgdp Tổng sản phẩm quốc nội thực (GDP thực) TO Trade Openness - Độ mở thương mại ey Random effects model - mơ hình tác động ngẫu nhiên t re REM n GDP va PRIVY t to ng hi ep WB Work Bank - Ngân hàng Thế Giới DEPT Tổng dư nợ hệ thống tài chính/ GDP FIR Tổng số tiền cho vay tiền gửi hệ thống tài chính/GDP SAV Tổng số tiền tiết kiệm hộ gia đình / GDP Tín dụng tư nhân / Tổng tín dụng w PRV 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 DANH MỤC CÁC BẢNG t to  ng Trang hi ep Bảng 3.1: Tổng hợp biến dùng mơ hình thực nghiệm 23 Bảng 3.2: Danh sách nước mẫu nghiên cứu 26 w n lo Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến mô hình 42 ad y th Bảng 4.2: Ma trận tương quan tuyến tính đơn cặp biến 45 ju Bảng 4.3: Kết kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai đối mơ hình 46 yi pl ua al Bảng 4.4: Kết kiểm định lựa chọn Pooled FEM 47 n Bảng 4.5: Kết kiểm định lựa chọn Pooled REM 47 va n Bảng 4.6: Kết kiểm định lựa chọn FEM REM 48 fu ll Bảng 4.7: Kết kiểm tra phương sai thay đổi mơ hình 49 oi m at nh Bảng 4.8: Kết kiểm tra tự tương quan mơ hình 50 Bảng 4.9: Kết biến phụ thuộc DEPT 54 z z ht vb Bảng 4.10: Kết hồi quy mơ hình với biến phụ thuộc FIR 57 k jm Bảng 4.11: Kết hồi quy mơ hình với biến phụ thuộc SAV 58 gm Bảng 4.12: Kết hồi quy mơ hình với biến phụ thuộc PRV 60 om l.c Bảng 4.13: Thành phần khác biệt mối quan hệ TO - DEPT 62 Bảng 4.14: Thành phần khác biệt mối quan hệ TO - DEPT 63 an Lu n va DANH MỤC CÁC HÌNH ey t re Hình 3.1: Biểu thị tăng trưởng khu vực Châu Á từ năm 1995-2015 20 t to ng hi TÓM TẮT ep Trong nghiên cứu này, tác giả tiến hành nghiên cứu thực nghiệm để điều tra tác w động độ mở thương mại độ mở tài số khác phát n lo triển tài Nghĩa độ mở thương mại có ảnh hưởng đến phát triển tài ad y th độ mở tài có tác động lên phát triển tài hay khơng? Trên sở thực ju nghiệm số quốc gia phát triển khu vực Châu Á, nghiên cứu sử yi dụng mơ hình ước lượng hồi quy tuyến tính (Linear regression) tảng kiểm pl ua al định GMM (Generalized Methods of Moments- mơ hình liệu bảng động tuyến tính) n gợi ý từ Arellano Bond 1991 từ khắc phục yếu điểm mơ n va hình Pooled, FEM hay REM tồn đọng Nguồn liệu nghiên cứu sử ll fu dụng liệu bảng (Panel data) từ 15 quốc gia phát triển khu vực Châu Á oi m giai đoạn từ năm 1991 đến năm 2015, với kỳ quan sát tính theo năm Bài nghiên at nh cứu rút phát quan trọng sau đây: z Thứ nhất, đánh giá tác động độ mở thương mại phát triển tài z chính, kết cho thấy độ mở thương mại tác động tiêu cực đến kích thước phát vb phát triển tài k jm ht triển tài Nhưng ngược lại, độ mở thương mại lại tác động tích cực lên hiệu gm Thứ hai, đánh giá tác động độ mở tài phát triển tài chính, l.c kết cho thấy độ mở tài tác động tiêu cực đến kích thước phát triển tài om an Lu Kết nghiên cứu cho thấy thực có tác động độ mở thương mại n va độ mở tài đến phát triển tài số quốc gia phát triển khu vực th Từ khóa: Độ mở thương mại, độ mở tài chính, phát triển tài ey phần quan trọng việc giải thích mối liên hệ độ mở lên phát triển tài t re Châu Á Và điều phù hợp với nghiên cứu trước, nghiên cứu góp t to Phục lục 1: Thống kê mô tả ng Obs Mean liquidliab~s privatecre~t sav prv to 375 375 375 375 375 4.493383 3.595373 26.3196 3.670252 4.320619 375 375 375 375 8053506 7.155085 2.424706 4.659159 Std Dev Min Max 1296361 8079026 10.82859 8079789 5295791 3.780109 1.126553 2.448873 8637276 2.815106 4.605094 5.111145 60.78199 5.11502 5.395477 1.628993 9599578 3777355 1121218 -5.409096 4.962606 1.241366 4.303608 13.96909 9.333183 3.358014 4.979543 hi Variable ep w n lo ad ju y th fo rgdp gov enroll yi pl al n ua Phụ lục 2: Ma trận tương quan va liquid~s privat~t sav prv to rgdp gov enroll 1.0000 -0.0642 0.0000 0.0375 1.0000 0.4458 0.0117 1.0000 -0.0673 1.0000 n fo oi 1.0000 0.1752 0.4455 0.0424 0.1606 z z 0.598234 0.709244 0.764042 0.937967 0.967417 Mean VIF 1.30 n va 1.67 1.41 1.31 1.07 1.03 an Lu rgdp to gov fo enroll om 1/VIF l.c VIF gm Variable k jm ht vb Phụ lục : Nhân tử phóng đại phương sai VIF at 1.0000 0.2743 -0.2271 0.6718 0.3308 0.0917 nh 1.0000 0.4837 -0.0855 0.0223 0.2790 0.0062 0.0414 m 1.0000 0.4844 0.9847 0.2616 -0.2271 0.6620 0.3295 0.0809 ll 1.0000 0.6929 0.3902 0.7106 0.3664 -0.0132 0.5479 0.3255 0.2762 fu liquidliab~s privatecre~t sav prv to fo rgdp gov enroll ey t re th t to Phụ lục 4: Kiểm định mơ hình ng Kiểm định Pooled với FEM hi ep F test that all u_i=0: w F test that all u_i=0: 1.35 Prob > F = 0.1752 F(14, 338) = 1.77 Prob > F = 0.0416 F(14, 338) = 3.61 Prob > F = 0.0000 F(14, 338) = 1.80 Prob > F = 0.0378 n F(14, 338) = lo ad F test that all u_i=0: y th F test that all u_i=0: ju yi pl n ua al Kiểm định Pooled với REM va n Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ll fu m oi liquidliabilities[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] nh at Estimated results: z sd = sqrt(Var) z Var k l.c gm 120445 0493694 0031693 jm Var(u) = om Test: 014507 0024373 00001 ht vb liquidl~s e u 0.01 0.4636 an Lu chibar2(01) = Prob > chibar2 = n va ey t re th t to Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ng hi privatecredit[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] ep Estimated results: Var sd = sqrt(Var) w n lo ad private~t e u 641456 0178991 8009095 1337874 y th Var(u) = ju Test: yi chibar2(01) = Prob > chibar2 = pl 0.00 1.0000 al n ua Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects n va sav[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] ll fu Estimated results: 10.76163 3.80471 at z 115.8127 14.47582 nh sav e u sd = sqrt(Var) oi m Var z Var(u) = 0.00 1.0000 k jm ht chibar2(01) = Prob > chibar2 = vb Test: l.c gm Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects prv[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] om Estimated results: ey t re 7974509 1421966 n Test: 6359279 0202199 va prv e u sd = sqrt(Var) an Lu Var Var(u) = 0.00 1.0000 th chibar2(01) = Prob > chibar2 = t to Kiểm định FEM với REM ng hi Coefficients (b) (B) tenmohinhfe1 tenmohinhre1 ep w L.liquidli~s to fo tofo rgdp gov enroll n lo ad ju y th 7534944 01733 -.0109554 0020507 0104853 0247533 0680221 (b-B) Difference 7875047 0074063 0033454 -.0009926 0055311 0051963 0615458 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0340103 0099237 -.0143008 0030433 0049542 019557 0064763 0135982 0127884 0137597 0028986 003454 0167687 0372327 yi pl b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic n Ho: ua al Test: va n chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 11.04 Prob>chi2 = 0.1367 ll fu oi m (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E at nh Coefficients (b) (B) tenmohinhfe1 tenmohinhre1 z k jm 0186275 0365681 0394842 008338 0110116 0466867 1034534 om l.c gm -.0447652 007978 010817 -.0034878 0292649 0789904 1355207 ht 966955 0376881 0783953 -.0181878 -.0046751 0004382 120724 vb 9221898 0456661 0892124 -.0216756 0245898 0794286 2562447 z L.privatec~t to fo tofo rgdp gov enroll an Lu b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic n Ho: va Test: ey t re th chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 21.00 Prob>chi2 = 0.0038 t to Coefficients (b) (B) tenmohinhfe1 tenmohinhre1 ng (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E hi ep w L.sav to fo tofo rgdp gov enroll n lo ad 7296243 5080791 4.189437 -.9271855 8585605 -4.921812 -.386572 9093619 -.1021766 5.375387 -1.177545 2320566 -.5773929 8010104 -.1797376 6102557 -1.18595 2503592 626504 -4.344419 -1.187582 0276647 9407089 9259959 1946807 2741796 1.307454 2.813448 y th ju b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg yi Ho: pl Test: difference in coefficients not systematic ua al n chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 55.00 Prob>chi2 = 0.0000 n va ll fu Coefficients (b) (B) tenmohinhfe1 tenmohinhre1 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E oi m (b-B) Difference -.0518981 0255752 -.0516675 009975 0396807 0866719 0408959 018814 0391154 0419598 0088552 0117793 0496235 1097385 z z jm ht vb 950145 0402029 0284312 -.0089306 0090723 -.0160877 1568829 at 898247 065778 -.0232363 0010444 048753 0705842 1977789 nh L.prv to fo tofo rgdp gov enroll k b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg difference in coefficients not systematic n ey t re H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i va Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model an Lu Phụ lục : Kiểm định phương sai thay đổi om chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 20.21 Prob>chi2 = 0.0051 l.c Ho: gm Test: th chi2 (15) = Prob>chi2 = 5519.95 0.0000 t to Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model ng hi ep H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i 56.42 0.0000 w chi2 (15) = Prob>chi2 = n lo ad ju y th Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model yi H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i pl 648.27 0.0000 n ua al chi2 (15) = Prob>chi2 = n va Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model ll fu H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i at nh 57.45 0.0000 oi m chi2 (15) = Prob>chi2 = z z om l.c gm an Lu n va ey t re Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 14) = 47.994 Prob > F = 0.0000 k Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 14) = 54.550 Prob > F = 0.0000 jm Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 14) = 35.149 Prob > F = 0.0000 ht vb Phụ lục : Tự tương quan th t to ng hi ep Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 14) = 26.934 Prob > F = 0.0001 w Phụ lục 7: Kết hồi quy n lo Mơ hình Pooled OLS ad SS df ju y th Source 4.33806807 869942473 Total 5.20801054 yi Model Residual MS 61972401 002471427 359 014506993 pl 352 Number of obs F( 7, 352) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE 360 250.76 0.0000 0.8330 0.8296 04971 n ua al = = = = = = Coef Std Err liquidliabilities L1 .7898814 0261269 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 0073802 0045903 -.0012601 0053465 0048685 0604632 586959 006451 0249234 0053552 0039021 0081733 0251897 1292376 t P>|t| [95% Conf Interval] 30.23 0.000 7384968 8412659 1.14 0.18 -0.24 1.37 0.60 2.40 4.54 0.253 0.854 0.814 0.172 0.552 0.017 0.000 -.0053072 -.0444272 -.0117923 -.0023278 -.011206 0109219 3327839 0200676 0536078 0092722 0130209 0209431 1100044 841134 n va liquidliabilities ll fu oi m at nh z z SS df k jm ht vb Source MS 31.9698598 01844792 Total 230.282686 359 641455951 Std Err .966955 0124217 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 0376881 0783953 -.0181878 -.0046751 0004382 120724 -.5412997 0174758 0680485 0146193 0117819 0221127 0658574 3087093 P>|t| [95% Conf Interval] 77.84 0.000 9425248 9913851 2.16 1.15 -1.24 -0.40 0.02 1.83 -1.75 0.032 0.250 0.214 0.692 0.984 0.068 0.080 0033179 -.0554375 -.04694 -.0278468 -.0430514 -.0087994 -1.148446 0720583 2122282 0105643 0184967 0439278 2502474 065847 n privatecredit L1 t va Coef an Lu privatecredit om 352 = 360 = 1732.98 = 0.0000 = 0.9718 = 0.9712 = 13582 l.c 223.789019 6.49366767 gm Model Residual Number of obs F( 7, 352) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE ey t re th t to Source SS df MS ng hi 35952.0335 5624.73098 352 5136.00478 15.9793494 Total 41576.7645 359 115.812714 ep Model Residual Number of obs F( 7, 352) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 360 321.42 0.0000 0.8647 0.8620 3.9974 w Coef sav L1 .9093619 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] n sav lo ad y th -.1021766 5.375387 -1.177545 2320566 -.5773929 8010104 -.7764458 ju yi pl 42.23 0.000 8670149 9517089 5349591 2.002839 4303037 3161713 6617157 1.936406 9.03798 -0.19 2.68 -2.74 0.73 -0.87 0.41 -0.09 0.849 0.008 0.007 0.463 0.383 0.679 0.932 -1.154295 1.43635 -2.023834 -.3897658 -1.878807 -3.007369 -18.55168 9499415 9.314423 -.3312551 853879 7240208 4.60939 16.99879 n ua al to fo tofo rgdp gov enroll _cons 0215317 SS df MS Number of obs F( 7, 352) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE n va Source 220.955234 7.34289119 352 31.5650335 020860486 Total 228.298125 359 635927926 ll fu Model Residual oi m = 360 = 1513.15 = 0.0000 = 0.9678 = 0.9672 = 14443 Coef t P>|t| prv L1 .950145 0132341 71.80 0.000 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 0402029 0284312 -.0089306 0090723 -.0160877 1568829 -.7011729 0185844 0723424 0155471 0125495 0235135 0700806 3285483 2.16 0.39 -0.57 0.72 -0.68 2.24 -2.13 0.031 0.695 0.566 0.470 0.494 0.026 0.034 [95% Conf Interval] z Std Err at nh prv z vb 9761729 jm ht 9241172 k l.c gm 0767533 1707089 0216462 0337538 0301569 2947122 -.0550084 om 0036524 -.1138465 -.0395074 -.0156091 -.0623323 0190537 -1.347338 an Lu n va ey t re th t to Mơ hình REM ng hi Number of obs Number of groups ep Random-effects GLS regression Group variable: stt w R-sq: within = 0.7602 between = 0.9788 overall = 0.8330 n lo ad y th 360 15 Obs per group: = avg = max = 24 24.0 24 Wald chi2(7) Prob > chi2 ju corr(u_i, X) = = = (assumed) = = 1699.87 0.0000 yi pl al Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 29.94 0.000 7359465 8390628 1.12 0.13 -0.18 1.40 0.62 2.38 4.47 0.264 0.894 0.854 0.162 0.536 0.017 0.000 -.0055892 -.0458711 -.0115646 -.0022151 -.0112683 0108442 3315811 0204019 0525619 0095794 0132773 0216609 1122474 8491905 n ua liquidliabilities va 7875047 0263057 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 0074063 0033454 -.0009926 0055311 0051963 0615458 5903858 0066305 0251109 005394 0039522 0084005 0258686 1320456 sigma_u sigma_e rho 00316927 04936936 0041041 (fraction of variance due to u_i) n liquidliabilities L1 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 Mơ hình FEM hi = = 360 15 Obs per group: = avg = max = 24 24.0 24 ep Number of obs Number of groups ng Fixed-effects (within) regression Group variable: stt R-sq: w n within = 0.9133 between = 0.9933 overall = 0.9691 lo ad y th F(7,338) Prob > F = 0.0185 ju corr(u_i, Xb) = = 508.69 0.0000 yi pl Coef privatecredit L1 .9221898 0220538 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 0456661 0892124 -.0216756 0245898 0794286 2562447 -1.444479 0399219 0774949 0165777 015885 0508844 1207987 5639397 sigma_u sigma_e rho 05641223 13378736 15095487 (fraction of variance due to u_i) Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 41.82 0.000 8788099 9655697 1.14 1.15 -1.31 1.55 1.56 2.12 -2.56 0.253 0.250 0.192 0.123 0.119 0.035 0.011 -.0328607 -.0632206 -.054284 -.006656 -.0206614 0186328 -2.553752 1241928 2416453 0109328 0558356 1795186 4938566 -.3352052 n ua al privatecredit n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om 1.77 l.c F(14, 338) = gm F test that all u_i=0: Prob > F = 0.0416 an Lu n va ey t re th t to ng Fixed-effects (within) regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 360 15 R-sq: Obs per group: = avg = max = 24 24.0 24 hi within = 0.6773 between = 0.9464 overall = 0.8341 ep w corr(u_i, Xb) F(7,338) Prob > F = 0.5415 = = 101.34 0.0000 n lo sav Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] ad y th sav L1 .5080791 4.189437 -.9271855 8585605 -4.921812 -.386572 12.88285 yi pl 20.81 0.000 6606682 7985804 1.08218 2.206543 4722942 4184958 1.465368 3.415429 15.83714 0.47 1.90 -1.96 2.05 -3.36 -0.11 0.81 0.639 0.058 0.050 0.041 0.001 0.910 0.417 -1.620578 -.1508502 -1.856192 0353762 -7.804202 -7.104745 -18.26892 2.636736 8.529724 0018208 1.681745 -2.039423 6.331601 44.03462 n n va (fraction of variance due to u_i) ll fu 2.9064856 3.8047098 36851561 0350564 ua al sigma_u sigma_e rho ju to fo tofo rgdp gov enroll _cons 7296243 F(14, 338) = oi = = 360 15 Obs per group: = avg = max = 24 24.0 24 at z within = 0.9092 between = 0.9906 overall = 0.9637 z ht vb F(7,338) Prob > F = -0.0757 = = 483.53 0.0000 k jm corr(u_i, Xb) Prob > F = 0.0000 Number of obs Number of groups nh Fixed-effects (within) regression Group variable: stt R-sq: 3.61 m F test that all u_i=0: t P>|t| [95% Conf Interval] prv L1 .898247 0226464 39.66 0.000 8537013 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 065778 -.0232363 0010444 048753 0705842 1977789 -1.302527 0426357 0823363 0176152 0169454 0540627 128192 5989238 1.54 -0.28 0.06 2.88 1.31 1.54 -2.17 0.124 0.778 0.953 0.004 0.193 0.124 0.030 -.0180866 -.1851925 -.0336048 0154214 -.0357575 -.0543757 -2.480615 sigma_u sigma_e rho 06586869 14219664 17666681 (fraction of variance due to u_i) l.c Coef .9427926 om 1496427 1387198 0356937 0820847 176926 4499335 -.1244399 an Lu n va ey t re F(14, 338) = 1.80 th F test that all u_i=0: Std Err gm prv Prob > F = 0.0378 t to GMM ng Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM hi ep Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Group variable: stt Time variable : year Number of instruments = 96 Wald chi2(7) = 5659.33 Prob > chi2 = 0.000 w n lo ad liquidliabilities Coef Std Err z = = = = = 345 15 23 23.00 23 P>|z| [95% Conf Interval] y th 0841257 5.12 0.000 2661415 5959083 0090449 0284414 0060124 0047139 0173777 0286547 2036373 1.15 -2.09 1.98 4.75 1.68 7.73 6.20 0.249 0.037 0.047 0.000 0.093 0.000 0.000 -.0072945 -.1150672 000144 013142 -.0048711 1653241 8643441 028161 -.0035791 0237121 03162 0632481 2776483 1.662587 yi n ua va n ll fu 0104333 -.0593232 0119281 022381 0291885 2214862 1.263466 al to fo tofo rgdp gov enroll _cons 4310249 pl ju liquidliabilities L1 m oi Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable nh at Instruments for first differences equation Standard D.(L2.rgdp L2.tofo L2.fo L2.to D2.enroll) Instruments for levels equation Standard L2.rgdp L2.tofo L2.fo L2.to D2.enroll _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(1/2).(fo rgdp) z z k jm ht vb 0.028 0.219 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 1.000 an Lu n va overid restrictions: chi2(88) = 184.54 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(88) = 4.17 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = om Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -2.20 1.23 l.c gm Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = ey t re th t to Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM ng hi Number of obs Number of groups Obs per group: avg max ep Group variable: stt Time variable : year Number of instruments = 66 Wald chi2(7) = 2786.66 Prob > chi2 = 0.000 w n lo Coef ad privatecredit Std Err z = = = = = 345 15 23 23.00 23 P>|z| [95% Conf Interval] ju y th privatecredit L1 .9714423 19.18 0.000 8721474 1.070737 0767462 2851928 0630218 0908688 1084121 0644151 4062977 -2.34 -0.58 0.67 1.27 -0.95 3.35 -1.71 0.019 0.563 0.504 0.206 0.340 0.001 0.087 -.3302376 -.7237925 -.0813745 -.0630621 -.3159641 0897054 -1.492271 -.0293979 3941426 1656664 2931372 1090035 3422077 1003869 yi 0506616 pl -.1798177 -.1648249 0421459 1150376 -.1034803 2159565 -.695942 n ua al n va ll fu oi m to fo tofo rgdp gov enroll _cons at nh Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable z Instruments for first differences equation Standard D.(L2.enroll L2.tofo) Instruments for levels equation Standard L2.enroll L2.tofo _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(2/4).enroll z k jm ht vb om l.c gm 0.022 0.626 Prob > chi2 = 0.863 Prob > chi2 = 1.000 n ey t re overid restrictions: chi2(58) = 46.40 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(58) = 7.83 weakened by many instruments.) Pr > z = Pr > z = va Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but -2.30 -0.49 an Lu Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = th t to Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM ng hi Number of obs Number of groups Obs per group: avg max ep Group variable: stt Time variable : year Number of instruments = 181 Wald chi2(7) = 207.14 Prob > chi2 = 0.000 w n = = = = = 345 15 23 23.00 23 lo ad sav Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 1966485 1.28 0.201 -.1339644 6368837 2.205108 14.69306 3.122417 1.522763 9.634127 38.6478 197.4918 -1.73 0.24 -0.21 2.18 -0.70 -1.61 1.62 0.083 0.807 0.830 0.029 0.482 0.107 0.106 -8.146625 -25.20926 -6.790577 3371345 -25.65486 -138.0563 -67.52717 4972401 32.38646 5.449073 6.306255 12.11023 13.44031 706.6264 2514596 yi pl ua n n va ll fu oi m -3.824692 3.5886 -.6707521 3.321695 -6.772314 -62.30798 319.5496 al to fo tofo rgdp gov enroll _cons ju y th sav L1 Coef nh Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable at z z Instruments for first differences equation Standard D.(L2.enroll L2.to L.fo L.tofo L2.rgdp D2.enroll) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/4).(tofo enroll) Instruments for levels equation Standard L2.enroll L2.to L.fo L.tofo L2.rgdp D2.enroll _cons k jm ht vb om l.c gm -2.37 0.88 Pr > z = Pr > z = an Lu Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.018 0.379 0.008 Prob > chi2 = 1.000 ey Prob > chi2 = t re th overid restrictions: chi2(173) = 220.77 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(173) = 6.51 weakened by many instruments.) n va Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but t to Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM ng hi Number of obs Number of groups Obs per group: avg max ep Group variable: stt Time variable : year Number of instruments = 69 Wald chi2(7) = 328.02 Prob > chi2 = 0.000 w n = = = = = 345 15 23 23.00 23 lo ad Coef z P>|z| [95% Conf Interval] 0838392 8.73 0.000 5672385 895882 1.88 -1.40 1.30 1.88 1.90 0.35 -1.03 0.060 0.161 0.194 0.060 0.057 0.727 0.302 -.0116791 -.9027179 -.0385832 -.0049615 -.0112647 -.8917363 -8.08487 5725803 1501864 1906755 2364956 7411507 1.279081 2.507615 ju y th prv Robust Std Err yi 7315602 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 2804506 -.3762658 0760462 1157671 364943 1936722 -2.788627 pl prv L1 ua al n n va ll fu m oi at nh 1490485 268603 0584854 0615973 1919462 55379 2.702214 z z Instruments for first differences equation Standard D.(L2.enroll D.to L2.fo D2.gov D.rgdp) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(3/5).enroll Instruments for levels equation Standard L2.enroll D.to L2.fo D2.gov D.rgdp _cons k jm ht vb om l.c gm Pr > z = Pr > z = 0.039 0.295 n va -2.06 1.05 an Lu Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Prob > chi2 = ey th Prob > chi2 = 0.416 t re Sargan test of overid restrictions: chi2(61) = 62.70 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(61) = 4.60 > 1.000