CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG -*** - LUẬN VĂN THẠC SỸ CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP Ngành: Kinh tế quốc tế Họ tên: Nguyễn Thị Hoа Thương Hà Nội - 2023 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG -*** - LUẬN VĂN THẠC SỸ CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI GIỮA VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC RCEP Ngành: Kinh tế quốc tế Mã số: 8310106 Họ tên: Nguyễn Thị Hoа Thương Người hướng dẫn: TS Nguyễn Bình Dương Hà Nội - 2023 i LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận văn Thạc sỹ với đề tài “Các nhân tố tác động đến thương mại Việt Nam nước RCEP” sản phẩm độc lập cá nhân hướng dẫn TS Nguyễn Bình Dương Những nội dung nghiên cứu luận văn hoàn toàn trung thực chưa công bố nghiên cứu trước Số liệu, bảng biểu, biểu đồ sử dụng cho việc phân tích, đánh giá thu thập từ nguồn sở liệu uy tín, liệt kê đầy đủ danh mục tài liệu tham khảo thích bảng biểu Nếu có gian lận nào, tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm Tác giả Luận văn Nguyễn Thị Hoa Thương ii LỜI CẢM ƠN Đề tài “Các nhân tố tác động đến thương mại Việt Nam nước RCEP” nghiên cứu lựa chọn để thực Luận văn tốt nghiệp sau 02 năm theo học Chương trình cao học Trường Đại học Ngoại thương Để hoàn thành Luận văn này, xin chân thành cảm ơn TS Nguyễn Bình Dương, Giảng viên Khoa Kinh tế quốc tế, Trường Đại học Ngoại thương tận tình hướng dẫn, góp ý cho tơi suốt q trình nghiên cứu, hồn thiện Luận văn Đồng thời, tơi xin gửi lời cảm ơn đến Ban Giám hiệu Trường Đại học Ngoại thương, Lãnh đạo Khoa: Kinh tế quốc tế, Sau Đại học toàn thể thầy, cô giáo trường giảng dạy cho kiến thức tạo điều kiện cho học tập rèn luyện tốt thời gian vừa qua Cuối cùng, tơi xin cảm ơn gia đình, đồng nghiệp bạn bè thân thiết đồng hành, động viên tạo điều kiện tốt để tơi có thời gian dành cho học tập nghiên cứu Luận văn, hồn thành Chương trình đào tạo Thạc sỹ Trường Đại học Ngoại thương Trân trọng cảm ơn! Tác giả Luận văn Nguyễn Thị Hoa Thương iii MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN ii DАNH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT vi DANH MỤC BẢNG viii DANH MỤC BIỂU ĐỒ ix TÓM TẮT KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU x MỞ ĐẦU CHƯƠNG 1: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI QUỐC TẾ 18 1.1 Một số khái niệm 18 1.2 Vai trò thương mại quốc tế 19 1.2.1 Đối với quốc gia 19 1.2.2 Đối với doanh nghiệp 21 1.3 Các nhân tố tác động đến thương mại quốc tế .22 1.3.1 Các nhân tố tác động đến cung 22 1.3.2 Các nhân tố tác động đến cầu 25 1.3.3 Các nhân tố hấp dẫn, cản trở 26 1.4 Cơ sở lý thuyết mô hình lực hấp dẫn 29 CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM – RCEP 31 2.1 Khái quát RCEP 31 2.2 Tình hình thương mại Việt Nam nước RCEP 33 2.2.1 Kim ngạch xuất nhập Việt Nam nước RCEP trước thỏa thuận ký kết 33 2.2.2 Kim ngạch xuất nhập Việt Nam nước RCEP sau thỏa thuận ký kết 45 2.2.3 Thương mại Việt Nam nước RCEP theo ngành hàng 49 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI CỦА VIỆT NАM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .57 iv 3.1 Cơ sở kinh tế củа mơ hình 57 3.2 Phương trình hồi quy 57 3.3 Mô tả biến số số liệu nghiên cứu 58 3.3.1 Biến phụ thuộc 58 3.3.2 Biến độc lập .59 3.3.3 Nguồn số liệu nghiên cứu .60 3.4 Giả thuyết nghiên cứu .62 3.4.1 Giả thuyết H1: GDP Việt Nam nước đối tác tác động chiều đến thương mại hai chiều Việt Nam nước RCEP .62 3.4.2 Giả thuyết H2: Dân số Việt Nam nước đối tác tác động chiều đến xuất, nhập tổng lượng thương mại hai chiều Việt Nam nước RCEP 63 3.4.3 Giả thuyết H3: Khoảng cách địa lý Việt Nam nước RCEP tác động ngược chiều đến kim ngạch thương mại hai chiều Việt Nam nước RCEP 64 3.4.4 Giả thuyết H4: Tỷ lệ lạm phát Việt Nam so với nước đối tác tác động ngược chiều đến xuất khẩu, tổng lượng thương mại hai chiều tác động chiều đến nhập Việt Nam nước RCEP .65 3.4.5 Giả thuyết H5: Tỷ giá hối đoái tăng, VNĐ giảm giá so với đồng tiền đối tác tác động làm tăng sản lượng xuất giảm sản lượng nhập 66 3.4.6 Giả thuyết H6: Chỉ số tự thương mại Việt Nam nước đối tác tác động chiều đến kim ngạch xuất nhập thương mại hai chiều Việt Nam nước RCEP 66 3.4.7 Giả thuyết H7: Hiệp định thương mại tự Việt Nam nước đối tác tác động chiều đến kim ngạch xuất nhập thương mại hai chiều Việt Nam nước RCEP 67 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VỀ CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THƯƠNG MẠI CỦА VIỆT NАM VÀ CÁC NƯỚC RCEP .69 4.1 Thống kê mô tả 69 v 4.2 Phân tích tương quan biến số 71 4.3 Kiểm định mơ hình 73 4.3.1 Kiểm định dạng mơ hình 73 4.3.2 Kiểm định khuyết tật đa cộng tuyến 73 4.3.3 Kiểm định lựa chọn mơ hình 74 4.3.4 Kiểm định khuyết tật mơ hình 75 4.4 Kết ước lượng .76 4.5 Phân tích kết .77 4.5.1 GDP Việt Nam nước RCEP 77 4.5.2 Dân số Việt Nam nước RCEP 78 4.5.3 Khoảng cách 79 4.5.4 Tỷ lệ lạm phát 79 4.5.5 Tỷ giá hối đoái 79 4.5.6 Chỉ số tự thương mại 80 4.5.7 Hiệp định định thương mại tự 81 CHƯƠNG 5: HÀM Ý CHÍNH SÁCH CHO VIỆT NAM 82 5.1 Định hướng xuất, nhập hàng hóa đến năm 2030 82 5.2 Khuyến nghị số giải pháp nhằm đẩy mạnh thương mại Việt Nam nước RCEP 83 5.2.1 Giải pháp yếu tố tác động đến nguồn cung 83 5.2.2 Giải pháp yếu tố tác động đến cầu 87 5.2.3 Giải pháp yếu tố hấp dẫn, cản trở 89 5.2.4 Khuyến nghị số ngành tiêu biểu 94 KẾT LUẬN 98 TÀI LIỆU THАM KHẢO xcix PHỤ LỤC cv vi DАNH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Tiếng Аnh Từ ААNZFTА Tiếng Việt АSEАN - Аustrаliа - New Khu vực thương mại tự АSEАN Zeаlаnd Free Trаde Аreа АCFTА - Úc New Zeаlаnd АSEАN – Chinа Free Trаde Khu vực thương mại tự АSEАN Аreа АKFTА – Trung Quốc АSEАN – Koreа Free Trаde Khu vực thương mại tự АSEАN Аreа – Hàn Quốc АFTА АSEАN Free Trаde Аreа Khu vực thương mại tự АSEАN АJCEP АSEАN Jаpаn Hiệp định đối tác Kinh tế toàn diện Comprehension Economic АSEАN - Nhật Bản Pаrtnership АSEАN Аssociаtion of Southeаst Hiệp hội nước Đông Nаm Á Аsiаn Nаtions APEC Asia Pacific Economic Asia-Pacific Economic Cooperation Cooperation BRICS Khối kinh tế lớn bao gồm Brasil (Brazil), Nga (Russia), Ấn Độ (India), Trung Quốc (China) Nam Phi (South Africa) CPTPP Comprehensive and Hiệp định Đối tác Toàn diện Tiến Progressive for xuyên Thái Bình Dương Agreement Trans Pacific Partnership CIF Cost, Insurance and Freight Chi phí, Bảo hiểm Cước vận chuyển EVFTA European Vietnam Free Trade Hiệp định thương mại tự Liên Agreement minh châu Âu - Việt Nam EU European Unio Liên minh Châu Âu FTА Free Trаde Аgreements Hiệp định thương mại tự vii Tiếng Аnh Từ Tiếng Việt FDI Foreign Direct Investment Đầu tư trực tiếp nước FOB Free On Board Miễn trách nhiệm Trên Boong tàu nơi GDP Gross Domestic Product Tổng sản phẩm quốc nội GNP Gross National Product Tổng sản phẩm quốc gia MERCOSUR Mercado Común del Sur Cộng đồng Thị trường Nam Mỹ NAFTA North American Free Trade Hiệp định Thương mại Tự Bắc Agreement Mỹ POLS Pooled Ordinаry Leаst Squаres Mơ hình hồi quy gộp RCEP Regional Comprehensive Hiệp định Đối tác toàn diện khu vực Economic Partnership R&D Research and Development Thương mại quốc tế TMQT VJEPА WTO Nghiên cứu Phát triển Vietnаm Jаpаn Economic Hiệp định Đối tác Kinh tế Việt Nаm Pаrtnership Аgreement - Nhật Bản World Trаde Orgаnizаtion Tổ chức Thương mại Thế giới viii DANH MỤC BẢNG Bảng Tổng quan tình hình nghiên cứu sử dụng mơ hình lực hấp dẫn Bảng 1.1 Kết thực nghiệm nhân tố tác động đến thương mại 30 Bảng 2.1 Giá trị xuất – nhập cán cân thương mại 45 Việt Nam Australia, New Zealand giai đoạn 2000-2019 .45 Bảng 2.2 Cơ cấu xuất Việt Nam sang nước RCEP theo ngành hàng giai đoạn 2000 - 2021 .50 Bảng 2.3 Cơ cấu nhập Việt Nam từ nước RCEP theo ngành hàng giai đoạn 2000 - 2021 .53 Bảng 3.1 Thống kê nguồn số liệu 61 Bảng 3.2 Các Hiệp định Thương mại tự Việt Nam tham gia nước RCEP 68 Bảng 4.1 Thống kê mô tả biến 69 Bảng 4.2 Tương quan biến mơ hình 72 Bảng 4.3 Kết kiểm định Ramsey Reset .73 Bảng 4.4 Kết kiểm định khuyết tật đa cộng tuyến 74 Bảng 4.5 Kết kiểm định Breusch- Pagan 74 Bảng 4.6 Kết kiểm định Hausman 75 Bảng 4.7 Kết kiểm định Wooldrigde 75 Bảng 4.8 Kết kiểm định Breusch- Pagan 75 Bảng 4.9 Kết hồi quy củа mơ hình nhân tố tác động đến xuất, nhập thương mại hai chiều Việt Nam sang nước RCEP .76 cix Kiểm định Đa cộng tuyến Mơ hình (1) reg lnexport lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA Source SS df MS Model Residual 606.779513 189.107658 275 75.8474392 687664209 Total 795.887171 283 2.81232216 lnexport Coef lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA _cons 6886383 031972 -.0239635 0000303 -.640339 -.0041656 -.0123374 3787609 -3.810913 Std Err .0619512 0659344 0201012 0008828 1004257 0088491 0073857 1965045 7014496 vif Variable VIF 1/VIF lngdp lnpop Tradefreevn Tradefree lndis lnext FTA inflation 9.18 5.80 3.53 3.02 2.61 1.90 1.85 1.03 0.108895 0.172560 0.282986 0.331191 0.383843 0.527522 0.541042 0.969750 Mean VIF 3.61 t 11.12 0.48 -1.19 0.03 -6.38 -0.47 -1.67 1.93 -5.43 Number of obs F(8, 275) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.628 0.234 0.973 0.000 0.638 0.096 0.055 0.000 = = = = = = 284 110.30 0.0000 0.7624 0.7555 82926 [95% Conf Interval] 5666795 -.0978283 -.0635353 -.0017077 -.8380399 -.0215863 -.026877 -.0080834 -5.191806 810597 1617722 0156083 0017682 -.4426381 013255 0022022 7656052 -2.43002 cx Mô hình (2) reg lnimport lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA Source SS df MS Model Residual 801.056796 112.322564 275 100.1321 408445687 Total 913.37936 283 3.22748891 lnimport Coef lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA _cons 1.178892 -.4091855 -.0222615 0009124 -1.067742 -.0205863 -.0583616 6826305 -4.547875 Std Err .0477451 0508149 0154918 0006804 077397 0068199 005692 1514438 5405992 vif Variable VIF 1/VIF lngdp lnpop Tradefreevn Tradefree lndis lnext FTA inflation 9.18 5.80 3.53 3.02 2.61 1.90 1.85 1.03 0.108895 0.172560 0.282986 0.331191 0.383843 0.527522 0.541042 0.969750 Mean VIF 3.61 t 24.69 -8.05 -1.44 1.34 -13.80 -3.02 -10.25 4.51 -8.41 Number of obs F(8, 275) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.152 0.181 0.000 0.003 0.000 0.000 0.000 = = = = = = 284 245.15 0.0000 0.8770 0.8734 6391 [95% Conf Interval] 1.0849 -.509221 -.052759 -.000427 -1.220108 -.0340122 -.0695672 3844941 -5.612113 1.272884 -.3091499 0082361 0022518 -.9153759 -.0071605 -.0471561 980767 -3.483636 cxi Mơ hình (3) reg lntrade lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA Source SS df Model Residual 660.28838 114.99315 275 82.5360474 418156908 Total 775.281529 283 2.7395107 lntrade Coef lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA _cons 9264874 -.1960638 -.0208958 0005962 -.8565533 -.0137483 -.0356936 4652264 -2.960752 Std Err .0483093 0514154 0156749 0006884 0783117 0069005 0057593 1532336 5469881 vif Variable VIF 1/VIF lngdp lnpop Tradefreevn Tradefree lndis lnext FTA inflation 9.18 5.80 3.53 3.02 2.61 1.90 1.85 1.03 0.108895 0.172560 0.282986 0.331191 0.383843 0.527522 0.541042 0.969750 Mean VIF 3.61 MS t 19.18 -3.81 -1.33 0.87 -10.94 -1.99 -6.20 3.04 -5.41 Number of obs F(8, 275) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.184 0.387 0.000 0.047 0.000 0.003 0.000 = = = = = = 284 197.38 0.0000 0.8517 0.8474 64665 [95% Conf Interval] 8313843 -.2972816 -.0517538 -.000759 -1.01072 -.0273329 -.0470315 1635665 -4.037568 1.02159 -.094846 0099621 0019514 -.7023868 -.0001637 -.0243556 7668863 -1.883936 cxii Kiểm định lựa chọn mơ hình Mơ hình (1) xtreg lnexport lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA ,re Random-effects GLS regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 284 13 R-sq: Obs per group: = avg = max = 21.8 23 within = 0.8609 between = 0.6299 overall = 0.6900 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) lnexport Coef Std Err z lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA _cons 7076971 -.1540689 -.1687178 0000775 -.2796095 -.0096601 -.002715 3098697 -5.011301 0619342 167828 0956716 0004117 4254485 0054641 0058303 093789 3.128548 sigma_u sigma_e rho 97294909 35952804 87985726 (fraction of variance due to u_i) 11.43 -0.92 -1.76 0.19 -0.66 -1.77 -0.47 3.30 -1.60 P>|z| 0.000 0.359 0.078 0.851 0.511 0.077 0.641 0.001 0.109 5863082 -.4830057 -.3562307 -.0007295 -1.113473 -.0203696 -.0141422 1260466 -11.14314 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Estimated results: Var lnexport e u Test: sd = sqrt(Var) 2.812322 1292604 9466299 1.676998 359528 9729491 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 1380.06 0.0000 1650.20 0.0000 [95% Conf Interval] xttest0 lnexport[ID,t] = Xb + u[ID] + e[ID,t] = = 829086 1748678 0187951 0008845 5542543 0010494 0087122 4936928 1.120541 cxiii xtreg lnexport lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA ,fe note: lndis omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 284 13 R-sq: within = 0.8739 between = 0.5183 overall = 0.1382 Obs per group: = avg = max = 21.8 23 corr(u_i, Xb) F(7,264) Prob > F = -0.9387 lnexport Coef lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA _cons 9703523 -2.66491 -.6508313 -.0000413 -.0094462 0040916 2929852 9.024448 sigma_u sigma_e rho 5.0379178 35952804 99493293 Std Err .0761796 4972211 1956121 0003929 (omitted) 0052169 0057529 0925124 3.142014 t = = P>|t| 261.29 0.0000 [95% Conf Interval] 12.74 -5.36 -3.33 -0.10 0.000 0.000 0.001 0.916 8203554 -3.643934 -1.03599 -.0008149 1.120349 -1.685886 -.2656729 0007324 -1.81 0.71 3.17 2.87 0.071 0.478 0.002 0.004 -.0197183 -.0072359 1108291 2.837852 0008258 0154191 4751413 15.21104 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(12, 264) = 117.94 Prob > F = 0.0000 hausman FEM REM, sigmamore Note: the rank of the differenced variance matrix (5) does not equal the number of coefficients being tested (7); be sure this is what you expect, or there may be problems computing the test Examine the output of your estimators for anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on a similar scale Coefficients (b) (B) FEM REM lngdp lnpop lnext inflation Tradefree Tradefreevn FTA 9703523 -2.66491 -.6508313 -.0000413 -.0094462 0040916 2929852 7076971 -.1540689 -.1687178 0000775 -.0096601 -.002715 3098697 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .2626552 -2.510841 -.4821135 -.0001188 0002139 0068066 -.0168845 0507146 4947877 1819252 0000307 0004412 0015972 0255668 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(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 27.98 Prob>chi2 = 0.0000 cxiv Mơ hình (2) xtreg lnimport lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA ,re Random-effects GLS regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 284 13 R-sq: Obs per group: = avg = max = 21.8 23 within = 0.8496 between = 0.8615 overall = 0.8496 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) lnimport Coef lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA _cons 8579481 -.1051283 -.0482574 0001452 -.7282206 -.0038292 -.0260188 4390815 -4.969316 0609859 0915844 0471833 0004432 2005321 0058063 0059849 1003122 1.422085 sigma_u sigma_e rho 41496431 37917178 54497965 (fraction of variance due to u_i) Std Err z 14.07 -1.15 -1.02 0.33 -3.63 -0.66 -4.35 4.38 -3.49 P>|z| 0.000 0.251 0.306 0.743 0.000 0.510 0.000 0.000 0.000 738418 -.2846305 -.1407351 -.0007234 -1.121256 -.0152093 -.0377489 2424732 -7.756552 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Estimated results: Var lnimport e u Test: sd = sqrt(Var) 3.227489 1437712 1721954 1.796521 3791718 4149643 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 698.72 0.0000 1553.34 0.0000 [95% Conf Interval] xttest0 lnimport[ID,t] = Xb + u[ID] + e[ID,t] = = 9774782 074374 0442202 0010138 -.3351849 0075508 -.0142886 6356898 -2.18208 cxv xtreg lnimport lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA ,fe note: lndis omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 284 13 R-sq: within = 0.8633 between = 0.0491 overall = 0.0005 Obs per group: = avg = max = 21.8 23 corr(u_i, Xb) F(7,264) Prob > F = -0.8604 lnimport Coef lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA _cons 1.023153 -1.560861 -1.033762 -.0000407 -.002464 -.0134872 5118419 1.795089 sigma_u sigma_e rho 3.5566074 37917178 98876193 Std Err .0803418 524388 2062999 0004144 (omitted) 005502 0060673 0975671 3.313686 t = = P>|t| 238.23 0.0000 [95% Conf Interval] 12.73 -2.98 -5.01 -0.10 0.000 0.003 0.000 0.922 8649604 -2.593377 -1.439965 -.0008567 1.181345 -.5283464 -.6275598 0007752 -0.45 -2.22 5.25 0.54 0.655 0.027 0.000 0.588 -.0132973 -.0254336 3197332 -4.729527 0083693 -.0015409 7039506 8.319706 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(12, 264) = 88.16 Prob > F = 0.0000 hausman FEM2 REM2, sigmamore Note: the rank of the differenced variance matrix (6) does not equal the number of coefficients being tested (7); be sure this is what you expect, or there may be problems computing the test Examine the output of your estimators for anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on a similar scale Coefficients (b) (B) FEM2 REM2 lngdp lnpop lnext inflation Tradefree Tradefreevn FTA 1.023153 -1.560861 -1.033762 -.0000407 -.002464 -.0134872 5118419 8579481 -.1051283 -.0482574 0001452 -.0038292 -.0260188 4390815 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .1652046 -1.455733 -.9855049 -.000186 0013652 0125315 0727604 061034 5556563 216468 0000407 0010955 0025762 0302696 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) = 42.42 Prob>chi2 = 0.0000 cxvi Mơ hình (3) xtreg lntrade lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA ,re Random-effects GLS regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 284 13 R-sq: Obs per group: = avg = max = 21.8 23 within = 0.8795 between = 0.7544 overall = 0.7786 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) lntrade Coef Std Err z P>|z| lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA _cons 7823797 -.1757768 -.1598684 0001446 -.4031333 -.0063138 -.0149829 3158519 -4.232814 054372 1256279 0715275 0003691 3096212 0048914 0051909 0838816 2.25814 sigma_u sigma_e rho 67547731 31263388 82357714 (fraction of variance due to u_i) 14.39 -1.40 -2.24 0.39 -1.30 -1.29 -2.89 3.77 -1.87 0.000 0.162 0.025 0.695 0.193 0.197 0.004 0.000 0.061 6758126 -.4220029 -.3000598 -.0005788 -1.00998 -.0159008 -.0251569 1514471 -8.658688 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Estimated results: Var lntrade e u Test: sd = sqrt(Var) 2.739511 0977399 4562696 1.655147 3126339 6754773 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 1111.82 0.0000 1948.55 0.0000 [95% Conf Interval] xttest0 lntrade[ID,t] = Xb + u[ID] + e[ID,t] = = 8889468 0704494 -.019677 000868 2037131 0032733 -.0048089 4802568 1930593 cxvii xtreg lntrade lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA ,fe note: lndis omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: ID Number of obs Number of groups = = 284 13 R-sq: within = 0.8964 between = 0.3534 overall = 0.0928 Obs per group: = avg = max = 21.8 23 corr(u_i, Xb) F(7,264) Prob > F = -0.9367 lntrade Coef lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA _cons 1.058524 -2.578936 -.9719123 -.0000215 -.0060363 -.006123 3450554 9.342761 sigma_u sigma_e rho 4.8127119 31263388 99579793 Std Err .0662433 4323673 1700979 0003417 (omitted) 0045365 0050026 0804458 2.732193 t P>|t| = = 326.45 0.0000 [95% Conf Interval] 15.98 -5.96 -5.71 -0.06 0.000 0.000 0.000 0.950 9280921 -3.430263 -1.306834 -.0006942 1.188957 -1.727609 -.6369911 0006513 -1.33 -1.22 4.29 3.42 0.184 0.222 0.000 0.001 -.0149686 -.015973 1866584 3.963098 0028959 003727 5034525 14.72242 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(12, 264) = 118.70 Prob > F = 0.0000 cxviii hausman FEM3 REM3, sigmamore Note: the rank of the differenced variance matrix (5) does not equal the number of coefficients being tested (7); be sure this is what you expect, or there may be problems computing the test Examine the output of your estimators for anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on a similar scale Coefficients (b) (B) FEM3 REM3 lngdp lnpop lnext inflation Tradefree Tradefreevn FTA 1.058524 -2.578936 -.9719123 -.0000215 -.0060363 -.006123 3450554 7823797 -.1757768 -.1598684 0001446 -.0063138 -.0149829 3158519 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .2761447 -2.403159 -.812044 -.0001661 0002775 0088599 0292035 046861 4513429 169868 000029 0004866 0015613 0237122 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(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 42.08 Prob>chi2 = 0.0000 Kiểm định tự tương quan Mơ hình (1) xtserial lnexport lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 12) = 4.160 Prob > F = 0.0640 Mơ hình (2) xtserial lnimport lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 12) = 33.570 Prob > F = 0.0001 Mơ hình (3) xtserial lntrade lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 12) = 21.861 Prob > F = 0.0005 Kiểm định phương sai sai số thay đổi cxix Mơ hình (1) xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (13) = Prob>chi2 = 460.54 0.0000 Mơ hình (2) xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (13) = Prob>chi2 = 2740.71 0.0000 cxx Mơ hình (3) xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (13) = Prob>chi2 = 1475.59 0.0000 Kết ước lượng sau khắc phục khuyết tật mơ hình Mơ hình (1) xtscc lnexport lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn > e Regression with Driscoll-Kraay standard errors Method: Fixed-effects regression Group variable (i): ID maximum lag: lnexport Coef lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA _cons 9703523 -2.66491 -.6508313 -.0000413 1.167143 -.0094462 0040916 2929852 Mơ hình (2) Drisc/Kraay Std Err .0868798 5390643 2130125 0001016 3858212 0052463 0057476 1130273 (omitted) t 11.17 -4.94 -3.06 -0.41 3.03 -1.80 0.71 2.59 Number Number F( 7, Prob > within P>|t| 0.000 0.000 0.006 0.689 0.006 0.086 0.484 0.017 of obs of groups 22) F R-squared = = = = = FTA ,f 284 13 44506.30 0.0000 0.8739 [95% Conf Interval] 7901747 -3.782861 -1.092592 -.000252 3669992 -.0203265 -.0078282 0585809 1.15053 -1.546959 -.2090704 0001695 1.967288 001434 0160114 5273894 cxxi xtscc lnimport lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA ,fe Regression with Driscoll-Kraay standard errors Method: Fixed-effects regression Group variable (i): ID maximum lag: lnimport Coef lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA _cons 1.023153 -1.560861 -1.033762 -.0000407 2321612 -.002464 -.0134872 5118419 Drisc/Kraay Std Err .0705664 5577183 1612001 0000973 5211418 0083832 0061556 1396131 (omitted) t 14.50 -2.80 -6.41 -0.42 0.45 -0.29 -2.19 3.67 Number Number F( 7, Prob > within P>|t| 0.000 0.010 0.000 0.679 0.660 0.772 0.039 0.001 of obs of groups 22) F R-squared = = = = = 284 13 33628.19 0.0000 0.8633 [95% Conf Interval] 8768069 -2.717498 -1.368071 -.0002425 -.8486208 -.0198496 -.0262533 2223021 1.169499 -.4042245 -.6994538 000161 1.312943 0149216 -.0007212 8013817 Mơ hình (3) xtscc lntrade lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA ,fe Regression with Driscoll-Kraay standard errors Method: Fixed-effects regression Group variable (i): ID maximum lag: lntrade Coef lngdp lnpop lnext inflation lndis Tradefree Tradefreevn FTA _cons 1.058524 -2.578936 -.9719123 -.0000215 1.208311 -.0060363 -.006123 3450554 Drisc/Kraay Std Err .0666556 498169 1299258 0000721 4204621 0049289 0053911 1150815 (omitted) t 15.88 -5.18 -7.48 -0.30 2.87 -1.22 -1.14 3.00 Number Number F( 7, Prob > within P>|t| 0.000 0.000 0.000 0.769 0.009 0.234 0.268 0.007 of obs of groups 22) F R-squared = = = = = 284 13 59771.69 0.0000 0.8964 [95% Conf Interval] 9202891 -3.612075 -1.241362 -.0001709 3363262 -.0162582 -.0173035 1063911 1.19676 -1.545796 -.7024628 000128 2.080296 0041855 0050575 5837198