Các yếu tố tác động đến kim ngạch xuất khẩu của việt nam sang các nước đã ký kết hiệp định thương mại tự do (fta) với việt nam giai đoạn 2006 2016

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH ĐẶNG DUY KHIÊM CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KIM NGẠCH XUẤT KHẨU CỦA VIỆT NAM SANG CÁC NƯỚC ĐÃ KÝ KẾT HIỆP ĐỊNH THƯƠNG MẠI TỰ DO (FTA) VỚI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2006 – 2016 Tai Lieu Chat Luong LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ HỌC Thành phố Hồ Chí Minh, Năm 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH ĐẶNG DUY KHIÊM CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KIM NGẠCH XUẤT KHẨU CỦA VIỆT NAM SANG CÁC NƯỚC ĐÃ KÝ KẾT HIỆP ĐỊNH THƯƠNG MẠI TỰ DO (FTA) VỚI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2006 – 2016 Chuyên ngành Mã số chuyên ngành : Kinh Tế Học : 60 03 01 01 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ HỌC Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS NGUYỄN THUẤN Thành phố Hồ Chí Minh, Năm 2019 i LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan luận văn “Các yếu tố tác động đến kim ngạch xuất Việt Nam sang nước ký kết hiệp định thương mại tự (FTA) với Việt Nam giai đoạn 2006 – 2016” nghiên cứu tơi Ngoại trừ tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn này, tơi cam đoan tồn phần hay phần nhỏ luận văn chưa công bố sử dụng để nhận cấp nơi khác Khơng có sản phẩm nghiên cứu người khác sử dụng luận văn mà khơng trích dẫn theo quy định Luận văn chưa nộp để nhận cấp trường Đại học sở đào tạo khác./ Thành phố HCM, tháng năm 2019 Người thực Đặng Duy Khiêm ii LỜI CẢM ƠN Tôi xin chân thành cảm ơn q Thầy Cơ tận tình giảng dạy truyền đạt kiến thức quý báo cho suốt trình học tập nghiên cứu Trường Đại học Mở TP HCM Trân trọng cảm ơn Ban Giám hiệu, quý Thầy Cô Khoa Đào tạo Sau Đại học Trường Đại học Mở TP HCM giúp đỡ tạo điều kiện giúp tơi hồn thành khóa học Và đặc biệt xin gửi lời cảm ơn chân thành đến người hướng dẫn khoa học tơi PGS.TS Nguyễn Thuấn tận tình hướng dẫn góp ý cho tơi suốt thời gian thực luận văn Tơi chân thành bày tỏ lịng biết ơn đến gia đình, bạn bè đồng nghiệp động viên, hỗ trợ tạo điều kiện tốt cho suốt thời gian học tập Cuối cùng, tơi xin chúc q Thầy Cơ, gia đình, bạn bè đồng nghiệp sức khỏe thành đạt./ Thành phố HCM, tháng năm 2019 Người thực Đặng Duy Khiêm iii TÓM TẮT Luận văn thực nhằm làm rõ tác động yếu tố ảnh hưởng đến kim ngạch xuất Việt Nam sang nước ký kết hiệp định thương mại tự (FTA) với Việt Nam giai đoạn 2006 – 2016 Từ kết hồi quy, nghiên cứu đưa số đề xuất, kiến nghị để phát huy tác động tích cực đến kim ngạch xuất Việt Nam sang nước ký kết hiệp định thương mại tự (FTA) Trên sở tham khảo lý thuyết tổng quan FTA, lý thuyết xuất lợi so sánh; yếu tố ảnh hưởng tới luồng thương mại quốc tế theo mơ hình Gravity, nghiên cứu trước Luận văn đưa mơ hình nghiên cứu gồm: Biến phụ thuộc kim ngạch xuất Việt Nam sang nước ký kết hiệp định thương mại tự (FTA) với Việt Nam (EXP) biến độc lập: GDP nước nhập (lnGDPjt), Dân số nước nhập (lnPOPjt), Tỷ giá hối đoái (LnEXRvjt), Khoảng cách địa lý (lnDISTvjt), khoảng cách kinh tế (lnEDISTvjt) Thành viên tổ chức WTO (WTO), Tham gia khu vực mậu dịch tự ASEAN (AFTA) Phương pháp nghiên cứu định lượng sử dụng để phân tích yếu tố ảnh hưởng kim ngạch xuất Việt Nam sang nước ký kết hiệp định thương mại tự (FTA) với Việt Nam giai đoạn 2006 – 2016 với liệu bảng cân bằng, thu thập từ Tổng cục Thống kê có 21 nước giai đoạn 2006 – 2016 Kết nghiên cứu cho thấy: yếu tố ảnh hưởng đến kim ngạch xuất Việt Nam sang nước ký kết hiệp định thương mại tự (FTA) với Việt Nam giai đoạn 2006 – 2016 gồm yếu tố: lnPOPjt, lnEXRvjt, lnDISTvjt, lnEDISvjt, WTOjt, AFTAjt có có nghĩa thống kê mức ý nghĩa 5% iv SUMMARY The study was conducted to clarify the impact of factors affecting Vietnam's export turnover to countries that have signed the free trade agreement (FTA) with Vietnam in the 2006 – 2016 period As a result, the study offers proposals and recommendations to promote the positive impact on Vietnam's export turnover to countries that have signed free trade agreements (FTAs) Based on the overview of FTA theory, export theory and comparative advantage; Factors affecting international trade flows under Gravity model, along with previous studies The study has launched a research model including: 01 dependent variable: Vietnam's export turnover to countries that have signed free trade agreements with Vietnam and 07 independent variables: GDP of importing country (lnGDPjt), Population of importing country (lnPOPjt), Exchange rate (lnEXRvjt), Geographical distance (lnDISTvjt), economic gap (lnEDISvjt), Member of WTO (WTOjt), Member of AFTA (AFTAjt) Quantitative research method is used to analyze factors affecting Vietnam's export turnover to countries that have signed free trade agreements with Vietnam in the 2006 – 2016 period with balanced panel data of 21 countries The result showed that: factors affecting Vietnam's export turnover to countries that have signed free trade agreements with Vietnam in the 2006 – 2016 period include the following factors: lnPOPjt, lnEXRvjt, lnDISTvjt, lnEDISvjt, WTOjt, AFTAjt and they are all statistically significant at the 5% level v MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN ii TÓM TẮT iii DANH MỤC BẢNG ix DANH MỤC HÌNH x DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT xxi Chương 1: Giới thiệu 1.1 Đặt vấn đề lý nghiên cứu: 1.2 Mục tiêu nghiên cứu: 1.3 Câu hỏi nghiên cứu: 1.4 Đối tượng , phạm vi phương pháp nghiên cứu: 1.4.1 Đối tượng nghiên cứu: 1.4.2 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Kết cấu dự kiến luận văn nghiên cứu Chương 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Tổng quan Hiệp định thương mại tự (FTA) 2.1.1 Khái niệm 2.1.2 Phân loại 2.1.3 Nội dung hiệp định tự 2.1.3.1 Tự hoá thương mại hàng hoá 2.1.3.2 Tự hoá thương mại dịch vụ 11 2.1.3.3 Tự hoá đầu tư 11 vi 2.1.3.4 Thúc đẩy hợp tác kinh tế nước tham gia ký kết hiệp định 11 2.1.3.5 Một số cam kết khác 11 2.1.4 Các FTA Việt Nam 12 2.2 Lý thuyết xuất lợi so sánh 13 2.2.1 Khái niệm xuất 13 2.2.2 Vai trò hoạt động xuất phát triển kinh tế quốc gia 14 2.3 Lý thuyết thương mại 17 2.3.1 Lý thuyết lợi tuyệt đối lợi so sánh thương mại………… 17 2.3.2 Lý thuyết mơ hình Hecscher-Ohlin (H-O) 18 2.3.3 Lý thuyết thương mại dựa hiệu kinh tế theo quy mô 19 2.3.4 Lý thuyết mơ hình lực hấp dẫn (Gravity) 19 2.4 Tổng quan yếu tố ảnh hưởng tới luồng thương mại quốc tế theo mơ hình Gravity 222 2.4.1 Thu nhập nước xuất nước nhập 222 2.4.1.1 GDP nước xuất 222 2.4.1.2 GDP nước nhập 222 2.4.2 Dân số 23 2.4.2.1 Dân số nước xuất 233 2.4.2.2 Dân số nước nhập 244 2.4.3 Nhóm yếu tố cản trở hỗ trợ thương mại quốc tế 244 2.4.3.1 Khoảng cách quốc gia 24 vii 2.4.3.2 Các yếu tố hỗ trợ 25 2.5 Các nghiên cứu trước 27 2.5.1 Nghiên cứu nước 27 2.5.2 Các nghiên cứu nước 29 2.6 Tóm tắt chương 333 Chương 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 344 3.1 Mơ hình nghiên cứu 344 3.2 Nguồn thu nhập liệu 35 3.3 Xử lý số liệu 36 3.3.1 Mơ hình hồi quy liệu bảng 36 3.3.1.1 Mơ hình hồi quy gộp (pooled OLS) 36 3.3.1.2 Mơ hình hiệu ứng cố định (FEM) 37 3.3.1.3 Mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) 38 3.3.2 Sự lựa chọn mơ hình OLS túy, mơ hình yếu tố cố định mơ hình yếu tố ngẫu nhiên 400 3.4 Các kiểm định để lựa chọn mơ hình 400 3.4.1 Kiểm định nhân tử Lagrange Breusch-Pagan cho việc lựa chọn OLS REM 400 3.4.2 Kiểm định Hausman test cho việc lựa chon REM FEM 411 3.4.3 Kiểm định độ phù hợp mô hình hồi quy lựa chọn 41 3.5 Trình tự thực nghiên cứu định lượng 422 3.6 Tóm tắt chương 433 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 444 59 Trong mơ hình hồi quy lnEXPvjt, tỷ trọng ảnh hưởng AFTAjt cao (hệ số = 1.239274): Điều cho thấy, biến có ảnh hưởng đến kim ngạch xuất Việt Nam đến nước ký kết hiệp định thương mại tự (FTA) yếu tố AFTAjt có độ nhạy cao nhất; tỷ trọng ảnh hưởng lnEXRvjt thấp (hệ số = -0.1788623): quốc gia gia nhập WTO với Việt Nam có tác động thấp Giá trị R2 điều chỉnh= 79.15% chứng tỏ nhân tố đưa vào phân tích giải thích 79.15% đến kim ngạch xuất Việt Nam đến nước ký kết hiệp định thương mại tự (FTA) Với giá trị R2 điều chỉnh hoàn toàn đủ giá trị tin cậy chấp nhận điều kiện kinh doanh lĩnh vực xuất Việt Nam 5.2 Kiến nghị 5.2.1 Giải pháp sách tỷ giá Trong năm gần Chính phủ quản lý điều tiết vĩ mơ sách tỷ giá tương đối ổn định, đảm bảo khuyến khích cho hoạt động xuất Tỷ giá hối đối VND/USD điều hành phần chưa phản ánh với thực tế (tỷ giá thực tăng so với USD), nhiên điều có lợi cho xuất Do để khuyến khích phát triển, Nhà nước cần có biện pháp điều hành linh hoạt đảm bảo ổn định vĩ mô chung nước mà cịn tùy thời điểm, giai đoạn có điều chỉnh hợp lý để khuyến khích xuất địa phương Tuy nhiên, biện pháp điều hành tỷ giá hỗ trợ phần cho doanh nghiệp, địa phương xuất khẩu, thực tế muốn đảm bảo tăng trưởng xuất ổn định nhà nước ta doanh nghiệp phải trọng đến chất lượng sản phẩm mình, đảm bảo thương hiệu, uy tín nhằm đảm bảo hàng hóa giữ thị phần thị trường truyền thống từ bước mở rộng hơn, tạo điều kiện doanh nghiệp có nhiều hội tiếp xúc thị trường 60 5.2.2 Giải pháp dựa nhân tố địa lý Biến khoảng cách địa lý có ảnh hưởng nhiều đến kim ngạch xuất Việt Nam đến nước ký kết hiệp định thương mại tự do, khuyến nghị nên tiếp tục giữ vững thị trường truyền thống Trung Quốc, Nhật Bản, Hàn Quốc… Mặc dù thị trường Trung Quốc diễn biến thất thường yếu tố kinh tế, trị, nhiên mặt hàng Việt Nam thời gian qua tương đối ổn định nhờ cấp quyền xem trọng thị trường Do Việt Nam phải tiếp tục quan tâm có hợp tác chặt chẽ thành viên hiệp hội thương mại … để đảm bảo kim ngạch xuất thị trường chiếm tỷ trọng cao Xét lâu dài, bối cảnh nước ta ngày hợp tác sâu rộng với kinh tế mạnh giới, Việt Nam phải trọng đẩy mạnh xuất sang các thị trường châu Âu, châu Mỹ, mà đặc biệt khu vực Đông Âu, khối liên minh hải quan Việt Nam – Nga – Berarus - Kazakhstan (đối với mặt hàng may mặc có tiềm nhiều đối tác khu vực quan tâm) với khoảng cách địa lý tương đối gần so với khu vực khác Để làm điều này, Việt Nam cần ý việc hỗ trợ xúc tiến thương mại tìm kiếm thị trường cho doanh nghiệp thị trường có khoảng cách địa lý phù hợp; tổ chức khai thác có hiệu cảng biển việc xuất mặt hàng lợi địa phương nơng sản, khống sản,… nhằm giảm thiểu chi phí so với với vận chuyển hàng hóa đến cảng thành phố Hồ Chí Minh biên giới đất liền với Trung Quốc (nông sản) Campuchia (vật liệu xây dựng) 5.2.3 Thúc đẩy ký kết hiệp định thương mại song phương đa phương Việc ký kết Hiệp đinh khu vực mậu dịch tự (FTA) hay hiệp định song phương đem lại nhiều lợi cho hoạt động xuất thông qua cắt giảm thuế quan Tuy nhiên, hàng rào phi thuế quan lại vấn đề gây nhiều bất lợi cho Việt Nam Vì vậy: 61 - Cần thực minh bạch hóa sách thương mại quốc tế: ngun tắc công khai minh bạch thương mại chiến lược bền vững lĩnh vực xuất nhập nói riêng kinh tế đất nước nói chung Việc sớm ban hành quy định quy tắc xuất xứ áp dụng hàng hóa sản xuất Việt nam sở đồng thuận chủ thể kinh tế bước quan trọng việc nâng cao chất lượng môi trường kinh doanh bền vững Nó khơng giảm thiểu rủi ro cho hàng hóa Việt Nam trường quốc tế mà cịn đảm bảo quyền lợi người dân, người tiêu dùng nước Hơn đảm bảo cạnh tranh lành mạnh công cho doanh nghiệp, tránh lạm dụng để có lợi ích ngắn hạn Sự cơng khai minh bạch góp phần cho phát triển bền vững hội nhập kinh tế quốc tế Việt Nam - Hồn thiện cơng cụ thuế phi thuế quan cho ngành, lĩnh vực, hàng hóa cụ thể - Bên cạnh cần lưu ý, tác động Hiệp định thương mại tới nhóm hàng khác khác Vì thế, cần phải thận trọng việc lựa chọn mặt hàng đàm phán để tận dụng tối đa hiệu hiệp định 5.3 Hạn chế nghiên cứu Đề tài xác định yếu tố tác động đến kim ngạch xuất Việt Nam đến nước ký kết hiệp định thương mại tự qua năm, nhiên biến GDP, POP nước xuất không mang ý nghĩa thống kê cho đề tài Bên cạnh đó, tác giả chưa tác động Khoảng cách kinh tế Việt Nam nước nhập đến kim ngạch xuất Việt Nam đến nước ký kết hiệp định thương mại tự Ngoài ra, hạn chế mặt số liệu, đề tài chưa đo lường hết yếu tố khác cản trở đến thương mại Việt Nam Giá trị R2 điều chỉnh= 79.15% chứng tỏ nhân tố đưa vào phân tích giải thích 79.15% ảnh hưởng đến kim ngạch xuất Việt Nam đến nước ký kết hiệp định thương mại tự do, nhiều yếu tố chưa đưa vào mơ hình cần bổ sung cho nghiên cứu Bên cạnh để khắc phục 62 vấn đề phạm vi nghiên cứu hẹp mở rộng mơ hình theo mặt hàng để thấy rõ tác động biến đến lượng xuất 63 TÀI LIỆU THAM KHẢO Tài liệu Tiếng Anh: - Céline Carrere (2003), “Revisiting the effects of regional trading agreements on trade flows with proper specification of the gravity model”, Université d’Auvergne - Mikael Sandberg (2004), "The Impact of Historical and Regional Linkages on Free Trade in the Americas: A Gravity Model Analysis Across Sectors", American Agricultural Economics Association Annual Meeting Denver, Colorado - Nguyễn Thị Hà Trang Nguyễn Thị Thanh Tâm (2011), “An inquiry into the determinants of Vietnamese product export”, Class B – High quality course – K46 – Faculty of Economics and International Business, Foreign Trade University - Thomas Chaney (2011), “The gravity equation in international trade: An explaination”, University of Chicago Tài liệu Tiếng Việt - Đào Ngọc Tiến (2009), “Các yếu tố ảnh hưởng đến luồng xuất Việt Nam hàm ý sách bối cảnh khủng hoảng toàn cầu” - Lê Ngọc Hải (2013), “Lý luận chung hoạt động xuất khẩu”, Thư viện học liệu mở Việt Nam (VOER) - Mai Thị Cẩm Tú (2015), “Các yếu tố ảnh hưởng đến xuất thủy sản Việt Nam sang thị trường Nhật", Tạp chí phát triển hội nhập UEF - Phan Thế Công (2011), “Mơ hình tăng trưởng kinh tế dựa vào xuất Việt Nam”, Tạp chí khoa học Đại học quốc gia Hà Nội, kinh tế kinh doanh - Tổng cục hải quan Việt Nam (2015), “Niên giám thống kê hải quan năm 2015”, NXB Tài 64 - Trần Văn Hòe (2014), “Nghiệp vụ kinh doanh xuất nhập khẩu”, NXB Đại học kinh tế quốc dân - Từ Thúy Anh Đào Nguyên Thắng (2008), "Các nhân tố ảnh hưởng tới mức độ tập trung thương mại Việt Nam với Asean+3", Trung tâm Nghiên cứu Kinh tế Chính sách CEPR, Hà Nội - Ngơ Thị Mỹ (2015), "Các yếu tố ảnh hưởng đến kim ngạch xuất nông sản Việt Nam”, Trường Đại học Kinh tế Quản trị kinh doanh Thái Nguyên 65 PHỤ LỤC Phụ lục: Kết nghiên cứu 1: Thống kê mơ tả biến mơ hình sum expvjt gdpjt popjt edisvjt exrvjt distvjt wtojt aftajt Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ -expvjt | 231 2180.724 3476.69 1.24 21960.06 gdpjt | 231 984.0213 1933.819 2.834169 11137.95 popjt | 231 166.9712 372.4773 370263 1378.665 edisvjt | 231 13584.78 17222.59 22.38086 66277.01 exrvjt | 231 5284.875 11863.25 1.596804 79388.3 -+ -distvjt | 231 4114.98 3852.128 748.7 17610.49 wtojt | 231 8571429 350687 aftajt | 231 6709957 4708719 66 2: Bảng ma trận tương quan pwcorr lngdpjt lnpopjt lnedisvjt lnexrvjt lndistvjt wtojt aftajt | lngdpjt lnpopjt lnedisvjt lnexrvjt lndist~t wtojt aftajt -+ lngdpjt | 1.0000 lnpopjt | 0.7622 1.0000 lnedisvjt | 0.3963 -0.2564 1.0000 lnexrvjt | 0.1354 -0.1866 0.4608 1.0000 lndistvjt | 0.1333 -0.0693 0.3282 0.2513 1.0000 wtojt | 0.1560 0.1139 0.0600 -0.0656 -0.1642 1.0000 aftajt | 0.1394 0.1623 -0.0409 -0.1382 -0.6753 0.3724 1.0000 67 3: Kiểm định đa cộng tuyến: Hệ số phóng đại phương sai VIF vif Variable | VIF 1/VIF -+ -lngdpjt | 23.02 0.043433 lnpopjt | 20.76 0.048172 lnedisvjt | 10.50 0.095273 aftajt | 2.33 0.428500 lndistvjt | 2.30 0.433978 lnexrvjt | 1.32 0.758635 wtojt | 1.19 0.838393 -+ -Mean VIF | 8.78 vif Variable | VIF 1/VIF -+ -aftajt | 2.33 0.429182 lndistvjt | 2.30 0.434017 lnedisvjt | 1.56 0.640509 lnexrvjt | 1.31 0.766180 wtojt | 1.19 0.839944 lnpopjt | 1.14 0.874498 -+ -Mean VIF | 1.64 68 4.Lựa chọn phương pháp ước lượng  Hồi quy theo phương pháp ước lượng pols reg lnexpvjt lnpopjt lnedisvjt lnexrvjt lndistvjt wtojt aftajt Source | SS df MS Number of obs = -+ F( 6, 231 224) = 146.52 Model | 1280.31557 213.385929 Prob > F = 0.0000 Residual | 326.228826 224 1.45637869 R-squared = 0.7969 Adj R-squared = 0.7915 Root MSE 1.2068 -+ -Total | 1606.5444 230 6.98497564 = -lnexpvjt | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lnpopjt | 9068075 0438664 20.67 0.000 8203638 9932511 lnexrvjt | -.1788623 0299465 -5.97 0.000 -.2378751 -.1198495 lndistvjt | -.8227843 1452059 -5.67 0.000 -1.108929 -.5366401 lnedisvjt | 7801148 0525548 14.84 0.000 6765497 8836799 wtojt | 6063284 2475873 2.45 0.015 1184301 1.094227 aftajt | 1.239274 2579585 4.80 0.000 7309382 1.74761 _cons | 2.610702 1.153221 2.26 0.025 3381524 4.883252 69  Hồi quy theo phương pháp ước lượng REM xtreg lnexpvjt lnpopjt lnedisvjt lnexrvjt lndistvjt wtojt aftajt, re Random-effects GLS regression Number of obs = 231 Group variable: year Number of groups = 11 R-sq: = 0.7959 Obs per group: = 21 between = 0.9107 avg = 21.0 overall = 0.7969 max = 21 Wald chi2(6) = 879.11 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -lnexpvjt | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -lnpopjt | 9068075 0438664 20.67 0.000 8208308 9927841 lnexrvjt | -.1788623 0299465 -5.97 0.000 -.2375563 -.1201683 lndistvjt | -.8227843 1452059 -5.67 0.000 -1.107383 -.5381861 lnedisvjt | 7801148 0525548 14.84 0.000 6771093 8831204 wtojt | 6063284 2475873 2.45 0.014 1210661 1.091591 aftajt | 1.239274 2579585 4.80 0.000 7336846 1.744863 _cons | 2.610702 1.153221 2.26 0.024 3504308 4.870974 -+ -sigma_u | sigma_e | 1.2088281 rho | (fraction of variance due to u_i) 70 Hồi quy theo phương pháp ước lượng FEM xtreg lnexpvjt lnpopjt lnedisvjt lnexrvjt lndistvjt wtojt aftajt, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 231 Group variable: year Number of groups = 11 R-sq: = 0.7962 Obs per group: = 21 between = 0.9183 avg = 21.0 overall = 0.7966 max = 21 F(6,214) = 139.36 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = 0.1135 -lnexpvjt | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -lnpopjt | 9088929 0440651 20.63 0.000 8220357 9957502 lnexrvjt | -.1741067 0300701 -5.79 0.000 -.2333782 -.1148352 lndistvjt | -.8752324 1518965 -5.76 0.000 -1.174637 -.5758275 lnedisvjt | 7722616 0529234 14.59 0.000 6679437 8765794 wtojt | 5817634 2495418 2.33 0.021 0898888 1.073638 aftajt | 1.10171 2807334 3.92 0.000 5483535 1.655067 _cons | 3.173378 1.216743 2.61 0.010 7750434 5.571714 -+ -sigma_u | 26044127 sigma_e | 1.2088281 rho | 04435934 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(10, 214) = 0.93 Prob > F = 0.5109 71 So sánh phù hợp REM POLS Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lnexpvjt[year,t] = Xb + u[year] + e[year,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ - Test: lnexpvjt | 6.984976 2.64291 e | 1.461265 1.208828 u | 0 Var(u) = chibar2(01) = 0.00 Prob > chibar2 = 1.0000 72  Kiểm định Hausman để lựa chọn phương pháp ước lượng FEM-REM: hausman re fe Coefficients -| (b) (B) | re fe (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -lnpopjt | 9068075 9088929 -.0020855 lnexrvjt | -.1788623 -.1741067 -.0047556 lndistvjt | -.8227843 -.8752324 0524481 lnedisvjt | 7801148 7722616 0078533 wtojt | 6063284 5817634 024565 aftajt | 1.239274 1.10171 1375637 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = -5.86 chi2 model fitted on these data fails to meet the asymptotic assumptions of the Hausman test; see suest for a generalized test 73 Kiểm định phương sai sai số thay đổi estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of lnexpvjt chi2(1) = 10.95 Prob > chi2 = 0.1009 Kiểm định tự tương quan estat dwatson Durbin-Watson d-statistic( 7, 231) = 2.147968