Bộ ba bất khả thi và sự lựa chọn chính sách cho việt nam

12 MỞ ĐẦU Đặt vấn đề nghiên cứu Bộ ba bất khả thi lý thuyết quan trọng tài quốc tế, phát triển dựa ý tưởng Robert Mundell Marcus Fleming vào thập niên 1960 Theo lý thuyết này, quốc gia đồng thời đạt ba mục tiêu: sách tiền tệ độc lập, tỷ giá cố định tự hố dịng vốn Hàm ý lý thuyết cho phủ ln phải đối mặt với đánh đổi mục tiêu Chẳng hạn, chọn hội nhập tài sâu phải ổn định tỷ giá độc lập tiền tệ hơn, giảm mức độ đạt hai mục tiêu lại Mặc dù chuẩn mực ban đầu lý thuyết ba bất khả thi không đưa công thức hay tiêu chuẩn để nói lên cách xác kết hợp ba sách ba bất khả thi, với phát triển biến động thị trường tài quốc tế, có nhiều nghiên cứu sâu tìm hiểu, đo lường mức độ đạt mục tiêu sách mức độ phù hợp đánh đổi ba mục tiêu, khía cạnh khác liên quan mật thiết tới lý thuyết ba bất khả thi Một hướng nghiên cứu quan trọng mang ý nghĩa thực tiễn cao lựa chọn kết hợp mục tiêu sách theo lý thuyết ba bất khả thi quốc gia/ khu vực nào; lựa chọn tác động đến kinh tế Xác định chiều hướng mức độ tác động sách quan trọng việc giúp phủ quan quản lý vĩ mơ xây dựng thực thi sách hợp lý nhằm đạt mục tiêu định Tình hình nghiên cứu liên quan đến nội dung luận án Các nghiên cứu tác động sách độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá hội nhập tài đến kinh tế thường tập trung phân tích việc lựa chọn sách tác động đến biến vĩ mô lạm phát, tăng trưởng, bất ổn lạm phát bất ổn tăng trưởng, chưa đề cập đến tỷ lệ thất nghiệp Điển nghiên cứu Cukierman cộng (1993) vai trò sách tiền tệ độc lập chứng minh độc lập tiền tệ có tương 13 quan thuận với tăng trưởng kinh tế nước phát triển Hay nghiên cứu Rodrik (1998), Easterly cộng (2001) cho hội nhập mậu dịch làm gia tăng bất ổn tăng trưởng; Krugman (1993) lại có chứng cho thấy hội nhập mậu dịch làm giảm bất ổn tăng trưởng Nghiên cứu Ed ards Levy eyati (2003), Haruka (2007) đưa kết kinh tế với tỷ giá hối đoái ổn định có khuynh hướng chịu bất ổn tăng trưởng cao hơn, nhóm nước k m phát triển thị trường nổi, điều hàm ý kinh tế với tỷ giá hối đối linh hoạt có mức độ bất ổn tăng trưởng thấp Tuy nhiên, nước tích lũy lượng dự trữ ngoại hối lớn, có khả giảm bất ổn tăng trưởng Nghiên cứu Ai enman cộng (2008) rút khác biệt lựa chọn sách nước phát triển nước phát triển Các tác giả phát nước phát triển: độc lập tiền tệ cao làm giảm bất ổn tăng trưởng ổn định tỷ giá hối đoái nhiều làm tăng bất ổn tăng trưởng, tác động giảm bớt tích lũy dự trữ ngoại hối; độc lập tiền tệ có tương quan với mức độ lạm phát cao ổn định tỷ giá hối đoái hội nhập tài cao làm giảm mức độ lạm phát; ổn định tỷ giá hối đoái phát triển tài mức độ trung bình làm gia tăng bất ổn tăng trưởng; hội nhập tài cao với mức độ phát triển tài cao làm gia tăng bất ổn; dịng vốn đầu tư gián tiếp vay mượn ngân hàng làm gia tăng bất ổn lạm phát Gần đây, nghiên cứu Ai enman Ito (2012) kinh tế thị trường cho thấy nước này, tỷ giá hối đoái thả có quản lý củng cố lượng dự trữ ngoại hối lớn, mức độ độc lập tiền tệ trung bình hội nhập tài có kiểm sốt Các kinh tế thị trường với lựa chọn sách hội tụ lại vùng trung gian có xu hướng chịu bất ổn tăng trưởng hai thập niên gần Như việc đánh giá xu hướng sách tác động quốc gia, nghiên cứu tiếp tục nhấn mạnh vai trò dự trữ ngoại hối điều kiện để quốc gia phát huy tối đa kết hợp sách 14 Các nghiên cứu ba bất khả thi cơng bố tạp chí khoa học quốc tế hầu hết xem x t cho mẫu bao gồm nhiều quốc gia (như nghiên cứu Ai eman cộng (2008 2010) cho 170 nước), cho nhóm quốc gia Châu Á (Patnaik Shah (2010)), nghiên cứu cho riêng quốc gia (như Hsing (2013) Bra il, Hsing (2012) Hy Lạp) Trong số quốc gia quan sát, Việt Nam đưa vào khó khăn lớn hạn chế mặt số liệu Những nghiên cứu có Việt Nam dừng lại tiêu đo lường sách ba mặt pháp lý mà chưa phản ánh thực tế việc thực thi sách Trong Việt Nam, số nghiên cứu vận dụng lý thuyết ba bất khả thi để phân tích lựa chọn sách sử dụng số Ai enman, Chinn, Ito để đánh giá mức độ đạt mục tiêu sách tiền tệ độc lập, hội nhập tài ổn định tỷ giá kết hợp sách vĩ mơ Như báo tác giả Phạm Thị Tuyết Trinh (2010), Lê Phan Thị Diệu Thảo (2010), Nguyễn Trần Thục Anh (2010), Nguyễn Đại Lai (2013)… Nhưng hầu hết nghiên cứu dừng việc phân tích biểu lý thuyết ba bất khả thi Việt Nam góc độ phân tích thực trạng, chưa vào đánh giá vai trị kết hợp sách ảnh hưởng đến kinh tế, chưa lượng hóa cách cụ thể vai trị này, chưa có nhiều đóng góp rõ ràng mặt sách Khoảng trống nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu Một số nghiên cứu chủ đề lý thuyết ba bất khả thi đăng tạp chí khoa học quốc tế vào phân tích tác động ba sách (độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá hội nhập tài chính) đến biến số kinh tế vĩ mơ, tập trung phân tích ảnh hưởng ba sách đến kinh tế Tuy nhiên, nghiên cứu tập trung vào hai biến số đại diện cho kinh tế tăng trưởng lạm phát mà chưa ý đến tỷ lệ thất nghiệp Trong giảm tỷ lệ thất nghiệp mục tiêu quan trọng sách kinh tế vĩ mơ Chính vậy, việc phân tích ảnh hưởng kết hợp sách đến tỷ lệ thất nghiệp hướng nghiên cứu cần thiết, nhằm cung cấp sở khoa học cho việc lựa chọn thực thi sách 15 Ở Việt Nam, nghiên cứu lý thuyết ba bất khả thi hầu hết theo hướng vận dụng lý thuyết việc thực thi sách, phân tích vai trị sách tăng trưởng kinh tế, lạm phát, chưa có nghiên cứu tính tốn đầy đủ số độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá, hội nhập tài cách độc lập, chưa đề cập tới vai trò quan trọng dự trữ ngoại hối, chưa có nghiên cứu chuyên sâu tác động sách đến tăng trưởng kinh tế, lạm phát, tỷ lệ thất nghiệp, đề xuất sách đưa chưa cụ thể chưa đạt độ tin cậy Từ tảng lý thuyết ba bất khả thi, sở nghiên cứu mở rộng xoay quanh lý thuyết, để bổ sung thêm chứng thực nghiệm trường hợp Việt Nam với số quốc gia Châu Á, luận án đặc biệt quan tâm phân tích tác động kết hợp sách ba bất khả thi đến tỷ lệ thất nghiệp (bên cạnh biến số tăng trưởng lạm phát) Đồng thời, luận án tính tốn số độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá, hội nhập tài mặt thực tế quốc gia mẫu quan sát, từ ứng dụng phương pháp Aizenman cộng (2008) để kiểm định ràng buộc sách theo lý thuyết ba bất khả thi Mục tiêu nghiên cứu luận án thể qua câu hỏi nghiên cứu cụ thể: - Các quốc gia Châu Á mẫu quan sát Việt Nam lựa chọn sách ba bất khả thi thực tế từ năm 2000 đến năm 2012? - Sự lựa chọn sách quốc gia mẫu quan sát có bị ràng buộc lý thuyết ba bất khả thi hay không? - Các sách lựa chọn vai trị dự trữ ngoại hối quốc gia mẫu ảnh hưởng đến biến động tăng trưởng, biến động lạm phát tỷ lệ thất nghiệp? - Mức độ phát triển tài chi tiêu phủ quốc gia mẫu có chi phối đến mối quan hệ sách ổn định kinh tế hay không? Đối tượng phạm vi nghiên cứu Do việc tính tốn phân tích mơ hình kinh tế lượng cho riêng trường hợp Việt Nam không khả thi muốn đo lường mục tiêu sách ba bất khả thi mặt 16 thực tế, số liệu thống kê Việt Nam không đầy đủ cho thời kỳ quan sát dài Thêm vào đó, việc phân tích riêng trường hợp Việt Nam khơng cho thấy xu hướng tác động mang tính đặc trưng mục tiêu sách mà quốc gia muốn đạt được, khó so sánh kết phân tích với nghiên cứu trước nước phát triển bao gồm Việt Nam Vì vậy, với mục tiêu nghiên cứu lựa chọn sách ba bất khả thi tác động tới kinh tế vĩ mô, luận án quan sát mẫu 10 quốc gia Châu Á với nhiều điểm tương đồng để phân tích rút kết luận chung cho quốc gia hàm ý riêng cho Việt Nam1 Thời gian quan sát từ năm 2000 đến 2012 – khoảng thời gian mà số liệu thống kê Việt Nam tương đối đầy đủ để tính tốn mục tiêu sách ba bất khả thi, đồng thời giúp phân tích ảnh hưởng khủng hoảng tài 2008 đến mối quan hệ biến số cần nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu Để tính tốn số ba bất khả thi mặt thực tế, luận án sử dụng phương pháp đo lường Ai enman cộng (2008), Ito Ka (2012) Dựa vào lý thuyết liên quan, nghiên cứu thực nghiệm trước mối tương quan kỳ vọng, luận án xây dựng mơ hình nghiên cứu sở mơ hình Ai enman cộng (2010), nhằm phân tích tác động kết hợp sách, dự trữ ngoại hối biến kiểm soát khác đến biến động tăng trưởng, biến động lạm phát tỷ lệ thất nghiệp Ngoài ra, để kiểm chứng thực nghiệm xem sách ba bất khả thi có ảnh hưởng đến mức độ tăng trưởng mức độ lạm phát quốc gia mẫu nghiên cứu, luận án thay đổi biến phụ thuộc tăng trưởng trung bình lạm phát trung bình Đồng thời, với kỳ vọng ảnh hưởng chi phối mức độ phát triển tài chi tiêu phủ đến tác động kết hợp sách, luận án điều chỉnh mơ hình nghiên cứu nhằm kiểm định dự đoán tác động sách ba đến biến động tăng trưởng biến động lạm phát điều kiện mức độ phát triển tài chi tiêu phủ khác Phương pháp định lượng sử dụng luận án phương pháp áp dụng cho mô Việc lựa chọn quốc gia Châu Á mẫu quan sát tương tự nghiên cứu Patnaik cộng (2011), Patnaik Shah (2010) Tuy nhiên luận án khơng chọn Đài Loan khơng có đủ liệu quốc gia 17 hình hồi quy với liệu bảng (chạy phần mềm Stata 11) theo nội dung nghiên cứu Kết đạt đóng góp luận án Kết phân tích định lượng luận án cho thấy, quốc gia mẫu quan sát Việt Nam, (i) độc lập tiền tệ hội nhập tài cao làm giảm bất ổn tăng trưởng ổn định tỷ giá làm tăng bất ổn tăng trưởng; (ii) độc lập tiền tệ hội nhập tài có tương quan âm với tăng trưởng trung bình ổn định tỷ giá có tương quan dương; (iii) độc lập tiền tệ ổn định tỷ giá có tác động làm giảm biến động lạm phát hội nhập tài cho thấy tác động không đồng nhất; (iv) độc lập tiền tệ ổn định tỷ giá kèm với lạm phát cao hội nhập tài có tác động làm giảm lạm phát trung bình; (v) độc lập tiền tệ hội nhập tài có tác động tăng tỷ lệ thất nghiệp ổn định tỷ giá góp phần làm giảm tỷ lệ thất nghiệp Tuy nhiên, kết thay đổi kết hợp với mức dự trữ ngoại hối định xem x t bối cảnh mức độ phát triển tài hay chi tiêu phủ khác quốc gia So với nghiên cứu trước chủ đề, luận án có đóng góp mới: - Luận án lần phân tích tác động kết hợp sách lý thuyết ba bất khả thi đến tỷ lệ thất nghiệp đạt kết thống nhất, với độ tin cậy cao; - Luận án lần ứng dụng phương pháp đo lường số độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá hội nhập tài thực tế để tính tốn số cho 10 quốc gia Châu Á giai đoạn năm 2000 – 2012; - Mẫu quan sát luận án tương đồng với vài nghiên cứu giới, song mục tiêu nghiên cứu tác động lựa chọn sách đến biến số kinh tế vĩ mô cho mẫu nghiên cứu không trùng lắp với nghiên cứu có; - Luận án lần tính tốn cách đầy đủ giới hạn dự trữ ngoại hối để đạt mục tiêu kinh tế cụ thể; lấy làm cho lựa chọn sách thực tiễn; 18 - Nghiên cứu Ai enman cộng (2010) phân tích ảnh hưởng chi phối mức độ phát triển tài đến mối quan hệ lựa chọn sách biến đại diện cho ổn định kinh tế vĩ mơ, song luận án cịn xem x t thêm ảnh hưởng mức độ chi tiêu phủ đến mối quan hệ Kết cấu luận án Nội dung luận án có kết cấu bốn Chương: Chương 1: Khung lý thuyết chứng thực nghiệm Chương 2: Phương pháp nghiên cứu liệu Chương 3: Kết nghiên cứu thảo luận Chương 4: Một số khuyến nghị sách cho Việt Nam 19 KHUNG LÝ THUYẾT CHƯƠNG VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM Bộ ba bất khả thi lý thuyết quan trọng tài quốc tế, phát triển dựa ý tưởng Robert Mundell Marcus Fleming vào thập niên 1960 (Fleming, 1962; Mundell, 1963) Đây kết luận ông nghiên cứu điều kiện sách tiền tệ kinh tế mở, đồng thời đóng góp vào giải Nobel mà giáo sư Mundell trao vào năm 19992 Chương luận án tìm hiểu tảng lý thuyết ba bất khả thi, nghiên cứu lý thuyết chứng thực nghiệm có liên quan, từ xác định mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.1 Từ mơ hình IS – LM đến mơ hình Mundell-Fleming: - Nền tảng sâu xa mơ hình IS – LM tư tưởng Keynes tác phẩm “Theory of Employment, Interest and Money” (1936) Trong báo năm 1937, John R Hicks tóm lược điểm mối liên hệ thị trường hàng hóa thị trường tài tác phẩm Keynes Alvin Hansen (1949, 1953)4 sau phát triển ý tưởng Hicks gọi mơ hình IS – LM Trong đó, IS thể mối quan hệ đầu tư (Investment) tiết kiệm (Saving) thị trường hàng hóa; LM thể mối quan hệ cầu tiền thực tế (Liquidity) cung tiền (Money) thị trường tiền tệ Cho tới nay, mơ hình IS – LM trở nên phổ biến hữu ích cho việc phân tích vấn đề sách tài khóa tiền tệ, cân ngắn hạn kinh tế Robert Mundell trao giải Nobel Kinh tế vào năm 1999 nghiên cứu ơng sách tài khóa tiền tệ chế độ tỷ giá khác phân tích khu vực tiền tệ tối ưu John Hick, 1937, “Mr Keynes and the “Classics”: The Suggested Interpretation,” Econometrica, Vol 5, No (Apr., 1937), pp 147-159 – theo Sách Kinh tế học Quốc tế - Lý thuyết sách, NXB Chính trị Quốc gia (1996) Hansen, A.H (1949), Monetary Theory and Fiscal Policy, New York: McGraw Hill; Hansen, A.H (1953), A Guide to Keynes New York: McGraw Hill - – theo Sách Kinh tế học Quốc tế - Lý thuyết sách, NXB Chính trị Quốc gia (1996) 20 - Từ mơ hình IS – LM, câu hỏi mà Mundell đặt làm phủ ổn định kinh tế - trì tăng trưởng đồng thời tránh lạm phát cao – giới hội nhập thương mại tài Ơng tỷ giá hối đối giữ cố định, việc dùng sách tiền tệ để ổn định kinh tế khơng có tác dụng Ngun nhân cố định tỷ giá so với đồng tiền khác, phủ phải chuẩn bị cung tiền mức cầu nhằm trì mức tỷ giá đó, có nghĩa sách tiền tệ trở nên bị động Trong trường hợp này, phủ muốn ổn định kinh tế, cách sử dụng sách tài khóa – tức thơng qua điều chỉnh sách thuế hay chi tiêu phủ Ngược lại, với chế tỷ giá thả nổi, phủ sử dụng sách tiền tệ cách hiệu hơn, sách tài khóa lúc trở nên vơ hiệu Mơ hình Mundell đưa năm 1960 sau gọi mơ hình Mundell-Fleming nhà kinh tế Marcus Fleming phát triển mơ hình tương tự thời gian này5 - So với mơ hình IS – LM cổ điển, mơ hình Mundell-Fleming có thêm đóng góp quan trọng, mở rộng phân tích thêm yếu tố cán cân toán (bổ sung thêm đường cán cân toán BP – Balance of Payment), cịn gọi mơ hình ISLM-BP Mơ hình Mundell-Fleming đặt bối cảnh kinh tế mở, mơ hình IS-LM xem x t điều kiện kinh tế đóng Theo đó, hiệu sách tài khóa sách tiền tệ chế tỷ giá khác phân tích dựa mối quan hệ ngắn hạn tỷ giá danh nghĩa, lãi suất sản lượng Fleming, J Marcus (1962) "Domestic financial policies under fixed and floating exchange rates" IMF Staff Papers 9: 369–379 Reprinted in Cooper, Richard N., ed (1969) International Finance New York: Penguin Books 21 1.1.1 Hiệu sách tài khóa sách tiền tệ chế độ tỷ giá cố định - Mundell Fleming phân tích hiệu sách tài khóa sách tiền tệ chế độ tỷ giá cố định thông qua mơ hình IS-LM-BP - Trong đó, đường IS tập hợp phối hợp khác thu nhập lãi suất mà thị trường hàng hóa cân Đường IS dịch chuyển thể tác động sách tài khóa Đường LM tập hợp phối hợp khác thu nhập lãi suất mà thị trường tiền tệ cân Đường LM dịch chuyển thể tác động sách tiền tệ Trong đó, đường BP tập hợp phối hợp khác thu nhập lãi suất mà cán cân tốn cân Tương tự LM, đường BP dốc lên thể mối quan hệ đồng biến lãi suất thu nhập Đặc biệt tác động sách tài khóa sách tiền tệ làm thay đổi tình trạng cán cân tốn Đây bước phát triển lớn mơ hình Mundell-Fleming so với mơ hình IS – LM ngun thủy Nếu Giả sử ban đầu cán cân toán cân (BP = 0) mức thu nhập Y lãi suất r tăng, dẫn tới lượng nhập (M) tăng, làm cho tài khoản vãng lai (NX) giảm, cán cân tốn thâm hụt (BP < 0) Vì vậy, để cán cân tốn cân trở lại, cần phải gia tăng tài khoản vốn (KA), muốn tăng thu hút dịng vốn có nghĩa phải gia tăng mức lãi suất nước (r) Tóm lại, thu nhập tăng làm cán cân toán thâm hụt, lãi suất nước phải tăng lên để cán cân tốn trở vị trí cân ngược lại - Trong thực tế, lúc cán cân toán quốc gia cân (BP = 0) Nếu điểm cân bên thu nhập lãi suất nằm bên phải đường BP (như điểm B hình 1.1) cán cân tốn thâm hụt (BP < 0) Nếu điểm cân nằm bên trái đường BP (điểm C) cán cân tốn thặng dư (BP > 0) - Giả sử ban đầu, kinh tế đạt trạng thái cân tổng thể - cân bên bên điểm A( *, r*) đồ thị 1.1 Khi phủ áp dụng sách tài khóa mở rộng, đường IS dịch chuyển tạo điểm cân mới: sản lượng tăng đồng thời lãi suất tăng Lãi suất tăng có xu hướng thu hút dòng vốn chảy vào nước nên cán 253 PHỤ LỤC Phương pháp đo lường mức độ độc lập tiền tệ Ito Kawai (2012) Trong nghiên cứu năm 2012 Ito Kawai, tác giả đưa mơ hình đo lường độc lập tiền tệ dựa vào lãi suất: Với lãi suất nước tổng hợp, với tỉ trọng lãi suất đồng tiền giống hệ số tác động đồng tiền rổ tiền tệ dùng để tính mức độ ổn định tỷ giá Đó là: Phương pháp xuất phát từ ý tưởng giống cách tính MI tác giả Ai enman, Chinn Ito Chỉ khác đây, Ito Ka cho quan tiền tệ nước sở đưa vào tập hợp lãi suất K giống mức lãi suất nước tổng hợp, sử dụng R2 hiệu chỉnh công thức (1) để đo lường mức độ độc lập tiền tệ Nếu quốc gia sở theo đuổi sách tiền tệ gần giống với quốc gia bao gồm cơng thức, phù hợp mơ hình phải cao (nghĩa gần 1), hay sách tiền tệ quốc gia sở phụ thuộc vào sách tiền tệ theo tỷ trọng quốc gia giỏ tính Tuy nhiên, theo tác giả Ito Kawai, việc tính tốn dựa vào cơng thức (1) có vài bất cập Thứ nhất, chuỗi liệu lãi suất iit khơng dừng, làm cho giả mạo R2 hiệu chỉnh khơng cịn đáng tin cậy56 Thứ hai, mơ cơng thức (1) thiếu biến kiểm sốt, khơng đánh giá tác động có yếu tố khác (như điều kiện nước giới) đến định lãi suất quan điều hành sách tiền tệ Ví dụ có cú sốc tác động đến tất quốc gia liên quan công thức, hệ số ước lượng phụ thuộc vào lãi suất nước ngồi có ý nghĩa giả mạo gần 1, sách tiền tệ nước khơng phụ thuộc vào sách tiền tệ nước ngồi Do đó, để khắc phục vấn đề trên, tác giả điều chỉnh phương trình (1) thành phương trình sau: 56 Ito Ka trích dẫn từ nghiên cứu Obstfeld cộng (2005) 254 Trong đó, mức thay đổi lãi suất nước sở nước qua kỳ 12 tháng; đại diện cho khe hổng sản lượng, đại diện cho khe hổng lạm phát, đại diện cho tốc độ tăng trưởng hàng năm kinh tế giới, % thay đổi hàng năm giá dầu thô, tập hợp biến giả đại diện cho nước có lạm phát cao, siêu lạm phát hay khủng hoảng tiền tệ Phương trình (4) xây dựng cách loại bỏ lãi suất nước khỏi phương trình (3), phương trình (5) xây dựng cách loại bỏ biến kiểm soát đại diện cho điều kiện nước nước ngồi, trừ biến giả Sử dụng mơ hình ước lượng tập trung vào giá trị R2 hiệu chỉnh, tác giả đưa hai tiêu đo lường độc lập tiền tệ sau: Theo hai cơng thức này, số MI_1 cao khả giải thích biến lãi suất nước ngồi cơng thức (3) Vì thế, số cao quốc gia độc lập tiền tệ Trong đó, MI_2 dựa ý tưởng lãi suất nước ngồi giải thích nhiều cho thay đổi lãi suất nước R2 hiệu chỉnh phương trình (5) gần đến R2 hiệu chỉnh phương trình (3), MI_2 nhỏ Vì thế, giá trị MI_2 cao sách tiền tệ quốc gia độc lập Cả hai công thức đo lường độc lập tiền tệ cho thấy tác động điều kiện nước, điều kiện giới lãi suất nước đến thay đổi lãi suất nước Vậy sở để lựa chọn sử dụng hai phương pháp trên? Việc lựa chọn MI_1 MI_2 không quan trọng biến kiểm soát nước, giới lãi suất nước hoàn toàn độc lập với Nhưng điều khó xảy thực tế quan điều hành sách tiền tệ nước nước ngồi đối mặt với cú sốc giống phản ứng lại cách tương tự Nhất quốc gia gần mặt địa lý lại gặp phải cú sốc, quốc gia sở với sách tiền tệ độc lập hồn tồn hành xử giống quan tiền tệ nước ngồi, song mơ hình lại cho kết có phản ứng với lãi suất nước Chẳng hạn như, hai quốc gia có lạm phát cao phải thực sách thắt chặt cung tiền, tăng lãi suất Do đó, dù hai quốc gia độc lập tiền tệ lãi suất lại có mối quan hệ lẫn Như vậy, phương trình (4) đúng, phương trình (5) phù hợp lãi suất nước ngồi biến kiểm sốt điều kiện nước nước ngồi tương quan cao với Hơn nữa, phương trình (5) đúng, phương trình (4) phù hợp biến kiểm soát tương quan cao với lãi suất nước ngồi Vì vậy, tác giả cho nên tiến hành ước lượng hai công thức (4) (5) Nếu R2 hiệu chỉnh công thức (4) lớn công thức (5), tác giả sử dụng MI_1 trường hợp kết luận biến kiểm soát kinh tế nội địa giới không tương quan cao với lãi suất nước ngồi i* Q trình cho biết khả giải thích thêm biến lãi 255 suất nước ngồi cơng thức (3) so với cơng thức (4), MI_1 đo lường tốt sách độc lập tiền tệ Ngược lại, R2 hiệu chỉnh công thức (5) lớn công thức (4), tác giả sử dụng MI_2 Trong trường hợp này, thấy khả giải thích thêm biến kiểm sốt nội địa giới cơng thức (3) so với cơng thức (5) Cịn R2 hiệu chỉnh công thức (4) (5) gần nhau, sử dụng giá trị trung bình MI_1 MI_2 256 PHỤ LỤC Các phương pháp số đo lường tự hóa tài khoản vốn Phương pháp đo lường IMF IMF đo lường mức độ tự hay kiểm soát tài khoản vốn cách đơn giản dựa Báo cáo năm chế tỷ giá hạn chế ngoại hối (AREAER) Quan điểm xây dựng báo cáo dựa tồn quy định hạn chế ngăn cản dòng vốn xuyên biên giới phân biệt giao dịch người cư trú người không cư trú quốc gia Chỉ số SHARE Chỉ số SHARE xây dựng dựa AREAER áp dụng từ năm 1967 Trong khoảng thời gian xem xét, số năm mà quốc gia tháo bỏ biện pháp để ngăn chặn dòng vốn tự di chuyển định SHARE lớn hay nhỏ Ví dụ, AREAER đánh giá thị trường vốn mở cửa năm khoảng thời gian 10 năm số SHARE 0,5 Chỉ số dễ tính tốn lại hàm chứa nhiều hạn chế Nó có ý nghĩa nhiều SHARE =1 (quốc gia chưa kiểm soát vốn) SHARE = (quốc gia áp đặt giới hạn) Tuy nhiên khoảng 0 F = -0.2059 sd_perincome Coef rlincome rlincome2 usir totshock trade1 sd_cpi fipolicy fc pricredit reserve mi1 mi1_res er er_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt _cons 0648075 -.0242311 (omitted) -.0060977 -.0000406 0010432 -.0006602 (omitted) -.0001735 0829602 -.0582337 0663995 0428203 -.107904 -.0219839 0293263 0060708 -.0000723 -.0001247 012101 sigma_u sigma_e rho 01230025 01397803 43641247 F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| = = mi1 mi1_res er er_ mi1 mi1_res er er_ 5.01 0.0000 [95% Conf Interval] 0504947 0404009 1.28 -0.60 0.202 0.550 -.0353725 -.1043854 1649874 0559231 003258 0000519 0005318 0019346 -1.87 -0.78 1.96 -0.34 0.064 0.436 0.053 0.734 -.0125614 -.0001435 -.0000119 -.0044982 0003661 0000624 0020983 0031779 0000704 0487183 0175869 0386289 0136707 0410615 040298 0443113 0142806 0002144 0004291 0129086 -2.46 1.70 -3.31 1.72 3.13 -2.63 -0.55 0.66 0.43 -0.34 -0.29 0.94 0.015 0.092 0.001 0.089 0.002 0.010 0.587 0.510 0.672 0.737 0.772 0.351 -.0003133 -.0136956 -.0931257 -.0102392 0156981 -.1893688 -.101934 -.0585861 -.0222614 -.0004976 -.000976 -.0135094 -.0000338 1796161 -.0233417 1430382 0699425 -.0264392 0579662 1172387 0344031 000353 0007266 0377114 (fraction of variance due to u_i) F(12, 100) = 1.37 Prob > F = 0.1935 (=> không bác bỏ H0, dùng Pooled regression) So sánh Pooled regression model REM: xtreg sd_perincome rlincome rlincome2 usir totshock trade1 sd_cpi fipolicy fc pricredit reserve > res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt,re Random-effects GLS regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 130 13 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.4353 between = 0.8118 overall = 0.5305 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Std Err Wald chi2(19) Prob > chi2 sd_perincome Coef rlincome rlincome2 usir totshock trade1 sd_cpi fipolicy fc pricredit reserve mi1 mi1_res er er_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt _cons 104555 -.0331665 0029041 -.0042308 -.0000756 0006273 0006013 0239544 -.00013 087488 -.0485305 0643737 0384502 -.1098532 -.0282915 0530031 0257896 -.000232 -.0005284 -.0078834 0489961 0387058 001033 003162 0000502 0005007 0018551 0048351 0000708 0469437 0176316 0391616 0138115 039828 039689 0431433 0133185 000198 0004239 0123687 z sigma_u sigma_e rho 01397803 (fraction of variance due to u_i) 2.13 -0.86 2.81 -1.34 -1.51 1.25 0.32 4.95 -1.84 1.86 -2.75 1.64 2.78 -2.76 -0.71 1.23 1.94 -1.17 -1.25 -0.64 P>|z| 0.033 0.392 0.005 0.181 0.132 0.210 0.746 0.000 0.066 0.062 0.006 0.100 0.005 0.006 0.476 0.219 0.053 0.241 0.213 0.524 = = 124.31 0.0000 [95% Conf Interval] 0085244 -.1090285 0008795 -.0104282 -.000174 -.000354 -.0030346 0144778 -.0002687 -.0045199 -.0830878 -.0123816 0113801 -.1879146 -.1060806 -.0315562 -.0003142 -.00062 -.0013593 -.0321255 2005857 0426956 0049287 0019666 0000228 0016087 0042372 033431 8.72e-06 1794959 -.0139732 1411289 0655203 -.0317918 0494975 1375624 0518934 0001561 0003024 0163588 261 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects sd_perincome[year,t] = Xb + u[year] + e[year,t] Estimated results: Var sd_peri~e e u Test: sd = sqrt(Var) 0003756 0001954 0193811 013978 Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 0.00 0.9678 (=> không bác bỏ H0, dùng Pooled regression)  So sánh Pooled regression model FEM: xtreg av_perincome rlincome rlincome2 usir totshock sd_inf fipolicy fc pricredit reserve > di_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt,i( year)fe note: usir omitted because of collinearity note: fc omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 130 13 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.6485 between = 0.1725 overall = 0.5553 corr(u_i, Xb) F(16,101) Prob > F = -0.2450 av_perincome Coef rlincome rlincome2 usir totshock sd_inf fipolicy fc pricredit reserve mi1 mi1_res er er_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt _cons -.2263877 1866383 (omitted) -.0147572 0022157 0020264 (omitted) 0000826 0278284 -.0189935 0733497 0658975 -.1422873 0419479 -.0102921 -.0635441 001382 0001188 0105852 sigma_u sigma_e rho 01084818 01748617 27791521 F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| = = mi1 mi1_res er er_res f mi1 mi1_res er er_res f 11.65 0.0000 [95% Conf Interval] 0602023 0498008 -3.76 3.75 0.000 0.000 -.3458128 0878468 -.1069625 2854297 0041142 0012386 0023499 -3.59 1.79 0.86 0.001 0.077 0.391 -.0229187 -.0002414 -.0026351 -.0065956 0046728 006688 0000887 0561695 0216654 0464339 017159 0509957 0499234 0551578 016209 0002264 0005356 0155807 0.93 0.50 -0.88 1.58 3.84 -2.79 0.84 -0.19 -3.92 6.10 0.22 0.68 0.354 0.621 0.383 0.117 0.000 0.006 0.403 0.852 0.000 0.000 0.825 0.498 -.0000933 -.0835967 -.0619719 -.0187626 0318587 -.243449 -.0570866 -.1197103 -.0956984 0009329 -.0009436 -.0203227 0002584 1392535 0239849 165462 0999363 -.0411256 1409825 0991262 -.0313898 0018312 0011812 0414932 (fraction of variance due to u_i) F(12, 101) = 0.84 Prob > F = 0.6113 (=> không bác bỏ H0, dùng Pooled regression) So sánh Pooled regression model REM: xtreg av_perincome rlincome rlincome2 usir totshock > di_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt,re sd_inf fipolicy fc pricredit reserve Random-effects GLS regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 130 13 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.6455 between = 0.7573 overall = 0.6580 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Std Err Wald chi2(18) Prob > chi2 av_perincome Coef rlincome rlincome2 usir totshock sd_inf fipolicy fc pricredit reserve mi1 mi1_res er er_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt _cons -.2299557 1916408 -.0029589 -.0124672 0013807 0012354 -.0216737 0000925 0224061 -.0210216 0840173 0675898 -.1453802 0488007 -.0188924 -.0617943 0013792 0001035 0297965 0567945 0459219 0012783 0038908 0011388 0021795 0058701 0000869 0534037 0212291 0460104 0168024 0481142 0470015 0516272 0152322 0002026 0005205 014865 z sigma_u sigma_e rho 01748617 (fraction of variance due to u_i) -4.05 4.17 -2.31 -3.20 1.21 0.57 -3.69 1.06 0.42 -0.99 1.83 4.02 -3.02 1.04 -0.37 -4.06 6.81 0.20 2.00 P>|z| 0.000 0.000 0.021 0.001 0.225 0.571 0.000 0.288 0.675 0.322 0.068 0.000 0.003 0.299 0.714 0.000 0.000 0.842 0.045 = = 213.60 0.0000 [95% Conf Interval] -.3412708 1016356 -.0054644 -.020093 -.0008513 -.0030362 -.033179 -.0000779 -.0822634 -.0626299 -.0061615 0346576 -.2396823 -.0433205 -.1200798 -.0916489 0009821 -.0009167 0006616 -.1186406 281646 -.0004535 -.0048413 0036126 0055071 -.0101685 0002628 1270755 0205868 174196 1005219 -.0510782 1409219 082295 -.0319397 0017763 0011236 0589314 262 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects av_perincome[year,t] = Xb + u[year] + e[year,t] Estimated results: Var av_peri~e e u Test: sd = sqrt(Var) 0007698 0003058 0277453 0174862 Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 0.22 0.6382 (=> không bác bỏ H0, dùng Pooled regression)  So sánh Pooled regression model FEM: xtreg ln_sd_cpi rlincome rlincome2 trade1 av_inf gov_exp oilshock worldoutputgap vm2 fc pricredit reserve > fo fo_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt,i( year)fe note: oilshock omitted because of collinearity note: worldoutputgap omitted because of collinearity note: fc omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 130 13 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.8393 between = 0.7487 overall = 0.7273 corr(u_i, Xb) F(17,100) Prob > F = 0.1648 ln_sd_cpi Coef rlincome rlincome2 trade1 av_inf gov_exp oilshock worldoutpu~p vm2 fc pricredit reserve er er_res fo fo_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt _cons -.307594 4116415 -.0025186 1284045 -1.95e-12 (omitted) (omitted) 0056646 (omitted) -.0017017 -2.633053 -.1773437 2.376835 -.0191146 5083089 7730601 1.309722 3002076 0132323 -.0009409 1.101329 sigma_u sigma_e rho 32029971 28952657 55033397 F test that all u_i=0: Std Err 1.074983 867915 0012935 0131665 7.06e-13 t P>|t| = = er er_res 30.73 0.0000 [95% Conf Interval] -0.29 0.47 -1.95 9.75 -2.76 0.775 0.636 0.054 0.000 0.007 -2.44033 -1.310277 -.0050848 1022824 -3.35e-12 1.825142 2.13356 0000476 1545265 -5.49e-13 0050277 1.13 0.263 -.0043102 0156393 0017621 9686595 2873037 8356876 2797705 1.059495 8387242 9326438 3166695 0063134 0091208 2723841 -0.97 -2.72 -0.62 2.84 -0.07 0.48 0.92 1.40 0.95 2.10 -0.10 4.04 0.337 0.008 0.538 0.005 0.946 0.632 0.359 0.163 0.345 0.039 0.918 0.000 -.0051976 -4.554846 -.747346 7188545 -.5741713 -1.593699 -.8909447 -.5406171 -.3280556 0007068 -.0190364 5609263 0017942 -.7112599 3926586 4.034815 5359421 2.610317 2.437065 3.16006 9284708 0257579 0171545 1.641731 (fraction of variance due to u_i) F(12, 100) = 1.44 Prob > F = 0.1593 (=> không bác bỏ H0, dùng Pooled regression) So sánh Pooled regression model REM: xtreg ln_sd_cpi rlincome rlincome2 totshock1 av_inf fipolicy oilshock worldoutputgap vm2 fc pricredit reserve mi1 mi1 > _res fo fo_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt,re Random-effects GLS regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 130 13 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.8284 between = 0.9330 overall = 0.8598 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) Std Err Wald chi2(20) Prob > chi2 ln_sd_cpi Coef rlincome rlincome2 totshock1 av_inf fipolicy oilshock worldoutpu~p vm2 fc pricredit reserve mi1 mi1_res fo fo_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt _cons -2.002055 1.878313 -.0201286 132535 -.0787022 8907845 0000195 0057643 2208776 -.0017197 -.8252862 -.7045958 -.0022797 -.426608 880901 4127019 1.890464 5816817 0096788 0029881 1.173004 9828127 7786682 0735293 0146768 04073 3659866 0000189 0051288 0996819 0013006 1.097199 3612871 7960947 318368 1.138847 8285295 8572672 3066371 0036175 0074528 3100381 z sigma_u sigma_e rho 29707403 (fraction of variance due to u_i) -2.04 2.41 -0.27 9.03 -1.93 2.43 1.03 1.12 2.22 -1.32 -0.75 -1.95 -0.00 -1.34 0.77 0.50 2.21 1.90 2.68 0.40 3.78 P>|z| 0.042 0.016 0.784 0.000 0.053 0.015 0.301 0.261 0.027 0.186 0.452 0.051 0.998 0.180 0.439 0.618 0.027 0.058 0.007 0.688 0.000 = = 668.58 0.0000 [95% Conf Interval] -3.928332 3521518 -.1642433 103769 -.1585316 173464 -.0000175 -.004288 0255048 -.0042688 -2.975758 -1.412705 -1.562597 -1.050598 -1.351197 -1.211186 2102511 -.0193161 0025886 -.0116191 565341 -.0757775 3.404475 1239861 161301 0011271 1.608105 0000565 0158167 4162505 0008294 1.325185 0035138 1.558037 1973819 3.112999 2.03659 3.570677 1.182679 0167691 0175953 1.780668 263 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ln_sd_cpi[year,t] = Xb + u[year] + e[year,t] Estimated results: Var ln_sd_cpi e u Test: sd = sqrt(Var) 5787368 088253 7607475 297074 Var(u) = chi2(1) = Prob > chi2 = 1.41 0.2350 (=>không bác bỏ H0, dùng Pooled regression)  So sánh Pooled regression model FEM: xtreg av_unemployment rlincome rlincome2 usir totshock sd_inf fipolicy fc pricredit reserve > fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt,i( year)fe note: usir omitted because of collinearity note: fc omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 130 13 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.6323 between = 0.0951 overall = 0.5853 corr(u_i, Xb) F(16,101) Prob > F = -0.0946 av_unemplo~t Coef rlincome rlincome2 usir totshock sd_inf fipolicy fc pricredit reserve mi1 mi1_res er er_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt _cons -.2715194 -2.340929 (omitted) -.8555942 2879348 1638146 (omitted) -.0305106 -9.027667 3.681433 -10.53264 -6.713969 19.66509 5.694195 -6.227129 1.194407 -.0048735 0503274 8.804279 sigma_u sigma_e rho 66473765 1.577827 15073821 F test that all u_i=0: Std Err t P>|t| = = mi1 mi1_res er er_res mi1 mi1_res er er_res 10.86 0.0000 [95% Conf Interval] 5.432225 4.493669 -0.05 -0.52 0.960 0.604 -11.04759 -11.25516 10.50455 6.573302 3712387 1117664 2120368 -2.30 2.58 0.77 0.023 0.011 0.442 -1.592032 0662203 -.2568093 -.1191566 5096492 5844385 0079993 5.06833 1.954934 4.189862 1.548303 4.601486 4.504729 4.977047 1.462585 0204295 0483261 1.405891 -3.81 -1.78 1.88 -2.51 -4.34 4.27 1.26 -1.25 0.82 -0.24 1.04 6.26 0.000 0.078 0.063 0.014 0.000 0.000 0.209 0.214 0.416 0.812 0.300 0.000 -.046379 -19.08187 -.1966301 -18.8442 -9.785387 10.53698 -3.241974 -16.10025 -1.706968 -.0454001 -.0455386 6.015369 -.0146421 1.026537 7.559496 -2.221081 -3.642552 28.7932 14.63037 3.645993 4.095782 0356532 1461935 11.59319 (fraction of variance due to u_i) F(12, 101) = 0.29 Prob > F = 0.9896 So sánh Pooled regression model REM: xtreg av_unemployment rlincome rlincome2 usir totshock sd_inf fipolicy fc pricredit reserve > fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt,re Random-effects GLS regression Group variable: year Number of obs Number of groups = = 130 13 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.6299 between = 0.8630 overall = 0.6452 Random effects u_i ~ Gaussian corr(u_i, X) = (assumed) av_unemplo~t Coef rlincome rlincome2 usir totshock sd_inf fipolicy fc pricredit reserve mi1 mi1_res er er_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt _cons -.1238631 -2.25422 -.2756717 -.66914 2359001 1330378 -1.320149 -.0294607 -8.874076 3.727043 -9.869787 -6.5844 19.3044 4.96917 -5.730405 1.664847 -.0093687 0490649 10.09371 sigma_u sigma_e rho 1.577827 Std Err 4.971 4.019363 111884 3405482 099671 1907601 5137914 0076084 4.674223 1.858104 4.027113 1.470651 4.211249 4.113857 4.518725 1.333216 0177353 0455567 1.301078 Wald chi2(18) Prob > chi2 z -0.02 -0.56 -2.46 -1.96 2.37 0.70 -2.57 -3.87 -1.90 2.01 -2.45 -4.48 4.58 1.21 -1.27 1.25 -0.53 1.08 7.76 P>|z| 0.980 0.575 0.014 0.049 0.018 0.486 0.010 0.000 0.058 0.045 0.014 0.000 0.000 0.227 0.205 0.212 0.597 0.281 0.000 = = 201.82 0.0000 [95% Conf Interval] -9.866844 -10.13203 -.4949604 -1.336602 0405486 -.2408452 -2.327162 -.0443729 -18.03539 0852266 -17.76278 -9.466822 11.05051 -3.093842 -14.58694 -.9482092 -.0441293 -.0402245 7.543646 9.619118 5.623587 -.0563831 -.0016777 4312516 5069208 -.3131363 -.0145486 2872331 7.368859 -1.976791 -3.701977 27.5583 13.03218 3.126134 4.277903 025392 1383543 12.64378 (fraction of variance due to u_i) (=> kiểm định Breusch - Pagan => không bác bỏ H0, dùng Pooled regression) 264 PHỤ LỤC KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TỰ TƯƠNG QUAN VÀ PHƯƠNG SAI THAY ĐỔI BIẾN ĐỘNG TĂNG TRƯỞNG xtserial sd_perincome rlincome rlincome2 usir totshock trade1 sd_cpi fipolicy fc pricredit reserve > r_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt mi1 mi1_res er e Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 10.640 Prob > F = 0.0098 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of sd_perincome chi2(1) Prob > chi2 = = 9.06 0.0026 xtserial sd_perincome rlincome rlincome2 usir totshock > o fo_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt trade1 sd_inf fipolicy fc pricredit reserve mi1 mi1_res f Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 12.384 Prob > F = 0.0065 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of sd_perincome chi2(1) Prob > chi2 = = 14.37 0.0001 xtserial sd_perincome rlincome rlincome2 usirchange totshock > s fo fo_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt trade1 sd_inf fipolicy fc pricredit reserve er er_re Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 11.319 Prob > F = 0.0083 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of sd_perincome chi2(1) Prob > chi2 = = 10.29 0.0013 TĂNG TRƯỞNG TRUNG BÌNH xtserial av_perincome rlincome rlincome2 usir totshock > fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 23.293 Prob > F = 0.0009 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of av_perincome chi2(1) Prob > chi2 = = 0.24 0.6251 sd_inf fipolicy fc pricredit reserve mi1 mi1_res er er_res 265 xtserial av_perincome rlincome rlincome2 usir totshock > s fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt sd_inf fipolicy fc pricredit reserve mi1 mi1_res fo fo_re Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 28.303 Prob > F = 0.0005 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of av_perincome chi2(1) Prob > chi2 = = 0.14 0.7063 xtserial av_perincome rlincome rlincome2 usir > dp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt tot sd_inf fipolicy fc pricredit reserve er er_res fo fo_res fdi_g Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 31.099 Prob > F = 0.0003 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of av_perincome chi2(1) Prob > chi2 = = 0.03 0.8670 BIẾN ĐỘNG LẠM PHÁT xtserial ln_sd_cpi rlincome rlincome2 trade1 av_cpi fipolicy oilshock worldoutputgap vm2 fc pricredit reserve > mi1_res er er_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt mi1 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 99.528 Prob > F = 0.0000 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_sd_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 0.12 0.7295 xtserial ln_sd_cpi rlincome rlincome2 totshock1 av_inf fipolicy oilshock worldoutputgap vm2 fc pricredit reserve mi1 > mi1_res fo fo_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 66.419 Prob > F = 0.0000 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_sd_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 36.77 0.0000 xtserial ln_sd_cpi rlincome rlincome2 trade1 av_inf gov_exp oilshock worldoutputgap vm2 fc pricredit reserve > es fo fo_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 48.738 Prob > F = 0.0001 er er_r 266 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_sd_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 26.07 0.0000 LẠM PHÁT TRUNG BÌNH xtserial ln_av_cpi rlincome rlincome2 totshock trade1 sd_inf fipolicy oilshock worldoutputgap > ve mi1 mi1_res er er_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt vm2 fc pricredit reser Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 85.947 Prob > F = 0.0000 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_av_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 7.28 0.0070 xtserial ln_av_cpi rlincome rlincome2 totshock trade1 sd_inf fipolicy oilshock worldoutputgap vm2 fc pricredit reserve > mi1 mi1_res fo fo_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 82.619 Prob > F = 0.0000 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_av_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 6.44 0.0111 xtserial ln_av_cpi rlincome rlincome2 totshock trade1 sd_inf fipolicy oilshock worldoutputgap > ve er er_res fo fo_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt vm2 fc pricredit reser Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 78.580 Prob > F = 0.0000 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_av_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 6.85 0.0089 THẤT NGHIỆP TRUNG BÌNH xtserial av_unemployment rlincome rlincome2 usir totshock sd_inf fipolicy fc pricredit reserve > s fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 119.291 Prob > F = 0.0000 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of av_unemployment chi2(1) Prob > chi2 = = 7.04 0.0080 mi1 mi1_res er er_re 267 xtserial av_unemployment rlincome rlincome2 usir totshock > fo fo_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt trade1 sd_inf fipolicy fc pricredit reserve mi1 mi1_res trade1 sd_inf fipolicy fc pricredit reserve er er_res Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 180.545 Prob > F = 0.0000 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of av_unemployment chi2(1) Prob > chi2 = = 26.54 0.0000 xtserial av_unemployment rlincome rlincome2 usir totshock > fo fo_res fdi_gdp fpi_gdp other_gdp shortdebt totaldebt Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 9) = 127.641 Prob > F = 0.0000 estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of av_unemployment chi2(1) Prob > chi2 = = 21.17 0.0000