(Luận văn thạc sĩ) ảnh hưởng của sự phát triển tài chính và thu nhập đối với tiêu thụ năng lượng tại các quốc gia APEC châu á thái bình dương

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ THÚY AN ẢNH HƯỞNG CỦA SỰ PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH VÀ THU NHẬP ĐỐI VỚI TIÊU THỤ NĂNG LƯỢNG TẠI CÁC QUỐC GIA APEC CHÂU Á THÁI BÌNH DƯƠNG LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh - Năm 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ THÚY AN ẢNH HƯỞNG CỦA SỰ PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH VÀ THU NHẬP ĐỐI VỚI TIÊU THỤ NĂNG LƯỢNG TẠI CÁC QUỐC GIA APEC CHÂU Á THÁI BÌNH DƯƠNG Chun ngành: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS TS Trần Thị Thùy Linh TP Hồ Chí Minh - Năm 2016 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận văn Thạc sĩ Kinh tế với đề tài “Ảnh hưởng phát triển tài thu nhập tiêu thụ lượng quốc gia APEC Châu Á Thái Bình Dương” cơng trình nghiên cứu tơi với hỗ trợ Giảng viên hướng dẫn PGS.TS Trần Thị Thùy Linh chưa công bố trước Các số liệu, kết luận văn trung thực Tôi chịu trách nhiệm nội dung tơi trình bày luận văn TP Hồ Chí Minh, Ngày tháng 10 năm 2016 Người thực Nguyễn Thị Thúy An MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU HÌNH VẼ TĨM TẮT CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU .2 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu, câu hỏi nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu chung 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu .4 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu .4 1.4 Phương pháp liệu nghiên cứu .5 1.5 Ý nghĩa đề tài 1.6 Bố cục luận văn CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRƯỚC ĐÂY 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Các thảo luận lý thuyết phát triển tài 2.1.2 Lý thuyết tiêu thụ lượng 10 2.1.3 Lý thuyết mối quan hệ thu nhập tiêu thụ lượng 11 2.1.4 Lý thuyết mối quan hệ phát triển tài tiêu thụ lượng 12 2.2 Tổng quan nghiên cứu trước 13 2.2.1 Bằng chứng thực nghiệm mối quan hệ phát triển tài tiêu thụ lượng 13 2.2.2 Bằng chứng thực nghiệm mối quan hệ thu nhập tiêu thụ lượng 17 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 25 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 25 3.2 Mô tả biến nghiên cứu 28 3.3 Mơ hình nghiên cứu phương pháp kiểm định .30 3.3.1 Mơ hình nghiên cứu 31 3.3.2 Phương pháp ước lượng 38 CHƯƠNG 4: NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 47 4.1 Phân tích thống kê mơ tả .47 4.2 Kiểm định tự tương quan đa cộng tuyến 48 4.2.1 Ma trận tương quan đơn tuyến tính cặp biến .48 4.2.2 Kiểm định đa cộng tuyến 51 4.3 Kiểm định tương quan chéo (Cross-section independence) kiểm định tính dừng liệu bảng 53 4.3.1 Kiểm định tương quan chéo (Cross-section dependence) 53 4.3.2 Kiểm định tính dừng liệu bảng Fisher Choi (2001) .54 4.4 Kiểm định tượng phương sai thay đổi phần dư - Greene (2000) 55 4.5 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư – Wooldridge (2002) Drukker (2003) .56 4.6 Phân tích kết hồi quy 56 4.7 Kiểm định tác động Threshold 62 4.8 Hồi quy tác động Threshold 64 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 70 5.1 Kết luận 70 5.2 Gợi ý sách 72 5.3 Những hạn chế luận văn: 73 5.4 Hướng mở rộng đề tài: .73 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC ĐỊNH LƯỢNG DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT Kí hiệu Định nghĩa APEC Diễn đàn Hợp tác Kinh tế châu Á - Thái Bình Dương CPI Chỉ số giá tiêu dùng EKC Giả thuyết đường cong môi trường Kuznets FEM Mơ hình tác động cố định FDI Đầu tư trực tiếp nước GDP Tổng sản phẩm nội địa GMM Mơ hình mơ-ment tổng qt IEA Cơ quan Năng lượng Quốc tế IMF Quỹ tiền tệ quốc tế OLS Hồi quy bình phương bé REM Mơ hình tác động ngẫu nhiên DANH MỤC BẢNG BIỂU HÌNH VẼ Bảng 2.1 Tổng hợp nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng phát triển tài thu nhập lên tiêu thụ lượng Bảng 3.1 Tổng hợp biến dùng mơ hình thực nghiệm Bảng 4.1 Thống kê mơ tả biến mơ hình Bảng 4.2 Kết ma trận tự tương quan Bảng 4.3 Kết kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai Bảng 4.4 Kiểm định tương quan chéo Bảng 4.5 Kiểm định tính dừng Bảng 4.6 Kết kiểm tra phương sai thay đổi mơ hình Bảng 4.7 Kết kiểm tra tự tương quan mô hình Bảng 4.8 (a) Kết hồi quy mơ hình Bảng 4.8 (b) Kết hồi quy mơ hình Bảng 4.9 Kết kiểm định tác động Threshold Bảng 4.10 Kết hồi quy tác động Threshold, Gonzalo (2005), Hansen (1999) TĨM TẮT Sử dụng phương pháp tuyến tính với tiếp cận GMM phương pháp phi tuyến mô hình ngưỡng Threshold, tác giả nghiên cứu quan hệ phát triển tài thu nhập tiêu thụ lượng 18 quốc gia APEC châu Á Thái Bình Dương thời gian từ 1997 – 2014 Về quan hệ thu nhập quốc gia tác động tới tiêu thụ lượng: Tiếp cận tuyến tính cho kết thu nhập tăng nhu cầu lượng thấp ngược lại Khi tiếp cận mơ hình hồi quy ngưỡng, quốc gia phát triển tài thấp, tăng thu nhập làm tăng tiêu thụ lượng đồng thời quốc gia có trình độ phát triển tài cao, thu nhập tăng lên thúc đẩy tăng mức tiêu thụ lượng trung bình Về quan hệ phát triển tài tác động tới tiêu thụ lượng: Với tiếp cận tuyến tính, phát triển tài quốc gia tăng làm tăng tiêu thụ lượng bình quân Đối với tiếp cận phi tuyến ngưỡng, nhóm quốc gia có mức phát triển tài thấp phát triển tài ảnh hưởng tới tiêu thụ lượng nhóm quốc gia có mức phát triển tài cao, phát triển tài cao làm giảm tiêu thụ lượng Từ khóa: Tiêu thụ lượng, thu nhập, phát triển tài chính, mơ hình liệu bảng, mơ hình phi tuyến ngưỡng CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài Trong xu phát triển kinh tế nay, lượng giữ vai trò thiết yếu cung cầu kinh tế, nguồn lực đáp ứng nhu cầu phát triển kinh tế xã hội Về phía cầu, lượng sản phẩm mà người tiêu dùng đưa định cho tối đa hóa lợi ích Về phía cung, lượng yếu tố quan trọng sản xuất nguồn vốn, lao động vật tư, chí nói lượng đóng vai trị sống cịn phát triển kinh tế xã hội quốc gia, yếu tố quan trọng việc tăng trưởng kinh tế mức sống Điều ngụ ý việc xem xét mối quan hệ nhân chạy từ lượng tiêu thụ đến thu nhập quốc gia GDP ngược lại cần thiết giải pháp quản lý vĩ mơ góp phần đảm bảo tăng trưởng bền vững Trong báo cáo Triển vọng Năng lượng Thế giới vừa công bố, Cơ quan Năng lượng Quốc tế (IEA) dự đoán 25 năm tới mức tiêu thụ lượng toàn cầu tăng khoảng 25% chiếm phần lớn lượng sử dụng số kinh tế IEA nhận định Ấn Độ, Trung Quốc, nước châu Phi, Trung Đông Đơng Nam Á khu vực có mức tiêu thụ lượng lớn;tuy nhiên, quốc gia phát triển lại không theo xu hướng Năm 2015, lần lịch sử lượng khí thải carbon giảm kinh tế giới tăng trưởng Trước thềm Hội nghị Liên hợp quốc biến đổi khí hậu lần thứ 21 (COP21) diễn Paris (Pháp), nhiều quốc gia đưa cam kết nhằm đẩy mạnh hệ thống lượng hiệu tăng cường sử dụng nhiêu liệu carbon Tuy nhiên, IEA cho điều lại không đồng nghĩa với việc giảm nhu cầu lượng gia tăng tồn cầu Nhận thấy vai trị lượng phát triển kinh tế, vấn đề đặt yếu tố tác động đến tiêu thụ lượng? Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, p > erm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 171 Wald chi2(4) = 1.84e+06 Prob > chi2 = 0.000 energyuse Coef consumerpriceindex lenergyuse gdppercapita docredit_b _cons -.0837371 9984323 -5.77e-06 -.0047919 4032828 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err .030677 00238 0060784 0077014 1474511 z -2.73 419.51 -0.00 -0.62 2.74 P>|z| 0.006 0.000 0.999 0.534 0.006 = = = = = 306 18 17 17.00 17 [95% Conf Interval] -.1438629 9937676 -.0119192 -.0198864 1142838 -.0236113 1.003097 0119076 0103025 6922817 Instruments for first differences equation Standard D.L.gdppercapita GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/17).gdppercapita Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.gdppercapita Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(166) = 231.09 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(166) = 16.42 weakened by many instruments.) -2.55 1.57 Pr > z = Pr > z = 0.011 0.116 Prob > chi2 = 0.001 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(149) = 16.42 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(17) = -0.00 Prob > iv(L.gdppercapita) Hansen test excluding group: chi2(165) = 16.42 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(1) = -0.00 Prob > chi2 = chi2 = 1.000 1.000 chi2 = chi2 = 1.000 1.000 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, p > erm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimat > ion Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 51 Wald chi2(4) = 2.12e+06 Prob > chi2 = 0.000 energyuse Coef consumerpriceindex lenergyuse gdppercapita stock_value _cons -.1938094 1.021725 0502193 000254 3233716 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0396749 0198716 0510128 0000863 3973035 z -4.88 51.42 0.98 2.94 0.81 P>|z| 0.000 0.000 0.325 0.003 0.416 = = = = = 288 18 16 16.00 16 [95% Conf Interval] -.2715708 9827774 -.049764 0000849 -.4553288 -.1160481 1.060673 1502026 0004232 1.102072 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.gdppercapita L.lenergyuse) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(5/6).(gdppercapita lenergyuse) Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita L.lenergyuse _cons Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.010 0.092 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.gdppercapita L.lenergyuse) Hansen test excluding group: chi2(44) = 15.60 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 0.48 Prob > chi2 = 1.000 0.788 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(46) = 125.69 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(46) = 16.07 weakened by many instruments.) -2.57 1.69 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, p > erm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimat > ion Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 49 Wald chi2(4) = 26380.29 Prob > chi2 = 0.000 energyuse Coef consumerpriceindex lenergyuse gdppercapita stock_turnover _cons 1796422 8308566 -.2615837 0204252 2.0391 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0414467 0188497 0398248 0088484 2522178 z 4.33 44.08 -6.57 2.31 8.08 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.021 0.000 = = = = = 306 18 17 17.00 17 [95% Conf Interval] 0984083 7939118 -.3396389 0030827 1.544762 2608762 8678015 -.1835285 0377677 2.533438 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.L.gdppercapita GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/3).gdppercapita Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita _cons Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.009 0.080 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.gdppercapita) Hansen test excluding group: chi2(43) = 15.12 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(1) = 0.91 Prob > chi2 = 1.000 0.341 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(44) = 130.03 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(44) = 16.02 weakened by many instruments.) -2.60 1.75 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, p > erm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimat > ion Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 49 Wald chi2(4) = 14561.59 Prob > chi2 = 0.000 energyuse Coef consumerpriceindex lenergyuse gdppercapita fdinet _cons 1930368 8097237 -.3057589 0089751 2.496505 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err .0546825 0300164 0578695 0013791 4106207 z 3.53 26.98 -5.28 6.51 6.08 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 = = = = = 306 18 17 17.00 17 [95% Conf Interval] 085861 7508927 -.4191811 0062721 1.691703 3002125 8685547 -.1923367 011678 3.301307 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.L.gdppercapita GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/3).gdppercapita Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita _cons Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.008 0.135 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.gdppercapita) Hansen test excluding group: chi2(43) = 17.16 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(1) = -0.12 Prob > chi2 = 1.000 1.000 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(44) = 118.86 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(44) = 17.04 weakened by many instruments.) -2.66 1.50 Phụ lục 9: Hồi quy tác động gián tiếp GDP percapita Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, p > erm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 137 Wald chi2(5) = 1.10e+06 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err energyuse Coef energyuse L1 .9990846 0021907 gdppercapita consumerpriceindex docredit_p gdocredit_p _cons -.0558133 -.1066763 -.0968385 0119438 934443 0316111 0356975 0505815 0061631 2974998 z = = = = = 288 18 16 16.00 16 P>|z| [95% Conf Interval] 456.05 0.000 9947908 1.003378 -1.77 -2.99 -1.91 1.94 3.14 0.077 0.003 0.056 0.053 0.002 -.11777 -.176642 -.1959763 -.0001357 3513542 0061434 -.0367105 0022994 0240233 1.517532 Instruments for first differences equation Standard D.(L.gdppercapita L.lenergyuse) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(7/17).(gdppercapita lenergyuse) Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita L.lenergyuse _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL6.(gdppercapita lenergyuse) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(131) = 202.31 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(131) = 14.92 weakened by many instruments.) -2.56 1.69 Pr > z = Pr > z = 0.011 0.090 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(110) = 14.92 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(21) = -0.00 Prob > iv(L.gdppercapita L.lenergyuse) Hansen test excluding group: chi2(129) = 15.63 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = -0.71 Prob > chi2 = chi2 = 1.000 1.000 chi2 = chi2 = 1.000 1.000 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, p > erm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 240 Wald chi2(5) = 4.62e+06 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err energyuse Coef energyuse L1 .9988225 0016878 gdppercapita consumerpriceindex docredit_b gdocredit_b _cons 0232262 -.0931274 0614486 -.006167 1946139 0147786 0304661 0351023 0036148 1228895 z = = = = = 288 18 16 16.00 16 P>|z| [95% Conf Interval] 591.77 0.000 9955144 1.002131 1.57 -3.06 1.75 -1.71 1.58 0.116 0.002 0.080 0.088 0.113 -.0057393 -.1528399 -.0073506 -.0132519 -.0462452 0521918 -.033415 1302477 000918 4354729 Instruments for first differences equation Standard D.(L.gdppercapita L.lenergyuse) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/17).(gdppercapita lenergyuse) Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita L.lenergyuse _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(gdppercapita lenergyuse) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(234) = 245.64 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(234) = 17.52 weakened by many instruments.) -2.56 1.69 Pr > z = Pr > z = 0.011 0.090 Prob > chi2 = 0.288 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(206) = 17.52 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(28) = -0.00 Prob > iv(L.gdppercapita L.lenergyuse) Hansen test excluding group: chi2(232) = 16.88 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 0.65 Prob > chi2 = chi2 = 1.000 1.000 chi2 = chi2 = 1.000 0.724 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, p > erm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 240 Wald chi2(5) = 4.54e+06 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err energyuse Coef energyuse L1 .9985747 0014988 gdppercapita consumerpriceindex stock_value gstock_value _cons 0018091 -.0880104 0016864 -.0001629 3823638 0023134 0279311 0003212 0000307 1329428 z = = = = = 288 18 16 16.00 16 P>|z| [95% Conf Interval] 666.26 0.000 9956371 1.001512 0.78 -3.15 5.25 -5.31 2.88 0.434 0.002 0.000 0.000 0.004 -.002725 -.1427544 0010569 -.0002231 1218007 0063433 -.0332665 002316 -.0001028 642927 Instruments for first differences equation Standard D.(L.gdppercapita L.lenergyuse) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/17).(gdppercapita lenergyuse) Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita L.lenergyuse _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(gdppercapita lenergyuse) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(234) = 243.96 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(234) = 17.10 weakened by many instruments.) -2.56 1.75 Pr > z = Pr > z = 0.010 0.079 Prob > chi2 = 0.314 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(206) = 17.10 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(28) = -0.00 Prob > iv(L.gdppercapita L.lenergyuse) Hansen test excluding group: chi2(232) = 17.43 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = -0.33 Prob > chi2 = chi2 = 1.000 1.000 chi2 = chi2 = 1.000 1.000 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, p > erm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 210 Wald chi2(5) = 1.87e+06 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err energyuse Coef energyuse L1 1.000379 0012222 gdppercapita consumerpriceindex stock_turnover gstock_turnover _cons 0148314 -.0945461 0269816 -.003213 3026113 0124118 0288857 0304205 0031126 1416131 z = = = = = 288 18 16 16.00 16 P>|z| [95% Conf Interval] 818.50 0.000 9979832 1.002774 1.19 -3.27 0.89 -1.03 2.14 0.232 0.001 0.375 0.302 0.033 -.0094952 -.151161 -.0326414 -.0093136 0250548 0391581 -.0379312 0866047 0028877 5801678 Instruments for first differences equation Standard D.(L.gdppercapita L.lenergyuse) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(3/17).(gdppercapita lenergyuse) Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita L.lenergyuse _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL2.(gdppercapita lenergyuse) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(204) = 234.45 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(204) = 16.19 weakened by many instruments.) -2.56 1.71 Pr > z = Pr > z = 0.011 0.087 Prob > chi2 = 0.071 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(175) = 16.19 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(29) = -0.00 Prob > iv(L.gdppercapita L.lenergyuse) Hansen test excluding group: chi2(202) = 17.37 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = -1.19 Prob > chi2 = chi2 = 1.000 1.000 chi2 = chi2 = 1.000 1.000 Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, p > erm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate robust weighting matrix for Hansen test Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 174 Wald chi2(5) = 2.46e+06 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err energyuse Coef energyuse L1 1.001051 0013324 gdppercapita consumerpriceindex fdinet gfdinet _cons 0081338 -.1105583 0169347 -.0016287 4154621 0065304 0363876 0120537 0011619 1213075 z = = = = = 288 18 16 16.00 16 P>|z| [95% Conf Interval] 751.29 0.000 9984394 1.003662 1.25 -3.04 1.40 -1.40 3.42 0.213 0.002 0.160 0.161 0.001 -.0046656 -.1818766 -.00669 -.003906 1777039 0209333 -.0392399 0405595 0006485 6532204 Instruments for first differences equation Standard D.(L.gdppercapita L.lenergyuse) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(5/17).(gdppercapita lenergyuse) Instruments for levels equation Standard L.gdppercapita L.lenergyuse _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL4.(gdppercapita lenergyuse) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(168) = 219.19 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(168) = 14.92 weakened by many instruments.) -2.56 1.69 Pr > z = Pr > z = 0.010 0.090 Prob > chi2 = 0.005 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(143) = 14.92 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(25) = -0.00 Prob > iv(L.gdppercapita L.lenergyuse) Hansen test excluding group: chi2(166) = 14.54 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 0.38 Prob > chi2 = chi2 = 1.000 1.000 chi2 = chi2 = 1.000 0.825 Phụ lục 10: Kiểm định tồn ngưỡng xthreg energyuse consumerpriceindex l.energyuse , > ocredit_p) bs(300) noreg Estimating the threshold parameters: 1st Boostrap for single threshold + + + + + + rx( docredit_p gdppercapita) qx( d Done 50 100 150 200 250 300 Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 4.9060 4.8856 4.9537 Threshold effect test (bootstrap = 300): Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 Single 1.7836 0.0062 24.38 0.0167 18.6312 21.4972 26.8082 xthreg energyuse consumerpriceindex l.energyuse, rx(docredit_b gdppercapita > redit_b) bs(300) noreg Estimating the threshold parameters: 1st Done Boostrap for single threshold + 50 + 100 + 150 + 200 + 250 + 300 ) qx( doc Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 4.9060 4.8856 4.9082 Threshold effect test (bootstrap = 300): Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 Single 1.7718 0.0061 26.26 0.0233 18.4187 21.1734 34.3222 Estimating the threshold parameters: 1st Boostrap for single threshold + + + + + + Done 50 100 150 200 250 300 Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 2.9000 2.6500 2.9014 Threshold effect test (bootstrap = 300): Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 Single 1.8400 0.0064 14.82 0.4000 23.3407 27.0352 43.8563 Estimating the threshold parameters: 1st Boostrap for single threshold + + + + + + Done 50 100 150 200 250 300 Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 5.0645 5.0349 5.0758 Threshold effect test (bootstrap = 300): Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 Single 1.8608 0.0064 11.34 0.5133 20.1603 24.7422 33.0056 Estimating the threshold parameters: 1st Boostrap for single threshold + + + + + + Done 50 100 150 200 250 300 Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 4.3292 3.9991 4.4000 Threshold effect test (bootstrap = 300): Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 Single 1.8649 0.0065 9.43 0.2000 11.9051 15.0553 19.2291 Phụ lục 11: Kiểm định tồn ngưỡng Estimating the threshold parameters: 1st Boostrap for single threshold + + + + + + Boostrap for double threshold model: + + + + + + 2nd Done 50 100 150 200 250 300 50 100 150 200 250 300 Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 Th-21 Th-22 4.9060 4.9053 3.3393 4.8856 4.8853 3.2741 4.9082 4.9060 3.3569 Threshold effect test (bootstrap = 300 300): Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 Single Double 1.7836 1.7362 0.0062 0.0060 24.38 7.89 0.0133 0.6133 16.7844 17.2309 19.4281 20.9721 26.4760 27.4118 Estimating the threshold parameters: 1st Boostrap for single threshold + + + + + + Boostrap for double threshold model: + + + + + + 2nd Done 50 100 150 200 250 300 50 100 150 200 250 300 Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 Th-21 Th-22 4.7825 4.7825 3.3393 4.7590 4.7590 3.3032 4.7900 4.7900 3.3569 Threshold effect test (bootstrap = 300 300): Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 Single Double 1.8591 1.8117 0.0064 0.0063 11.45 7.56 0.3933 0.7600 21.0103 22.2009 25.6609 25.6066 38.4588 34.0605 Phụ lục 12: Hồi quy Threshold Estimating the threshold parameters: 1st Done Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 4.9060 4.8856 4.9537 Fixed-effects (within) regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 306 18 R-sq: Obs per group: = avg = max = 17 17.0 17 within = 0.6174 between = 0.9942 overall = 0.9928 corr(u_i, Xb) F(6,282) Prob > F = 0.9816 energyuse Coef Std Err consumerpriceindex -.0638521 0347874 energyuse L1 .6329738 _cat#c.docredit_p t = = 75.83 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] -1.84 0.067 -.132328 0046238 049149 12.88 0.000 5362284 7297192 0426026 -.0912916 028341 0421171 1.50 -2.17 0.134 0.031 -.0131843 -.1741953 0983894 -.0083879 _cat#c.gdppercapita 1264107 1904424 045725 049746 2.76 3.83 0.006 0.000 036405 0925217 2164164 2883631 _cons 2429051 2589067 0.94 0.349 -.2667299 7525401 sigma_u sigma_e rho 1.1689492 07953163 99539232 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(17, 282) = 3.88 Prob > F = 0.0000 Estimating the threshold parameters: 1st Done Threshold estimator (level = 95): model Threshold Lower Upper Th-1 4.9060 4.8856 4.9082 Fixed-effects (within) regression Group variable: country Number of obs Number of groups = = 306 18 R-sq: Obs per group: = avg = max = 17 17.0 17 within = 0.6198 between = 0.9932 overall = 0.9916 corr(u_i, Xb) F(6,282) Prob > F = 0.9802 energyuse Coef Std Err consumerpriceindex -.0721622 0339303 energyuse L1 .6133296 _cat#c.docredit_b t = = 76.63 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] -2.13 0.034 -.138951 -.0053733 0492294 12.46 0.000 5164258 7102333 0527953 -.1237236 027339 0475521 1.93 -2.60 0.054 0.010 -.0010191 -.2173257 1066098 -.0301214 _cat#c.gdppercapita 1297809 2144301 0455494 0519748 2.85 4.13 0.005 0.000 040121 1121223 2194408 3167378 _cons 2776212 2569236 1.08 0.281 -.2281103 7833526 sigma_u sigma_e rho 1.2238987 07927244 99582232 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(17, 282) = 4.19 Prob > F = 0.0000 ... GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ THÚY AN ẢNH HƯỞNG CỦA SỰ PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH VÀ THU NHẬP ĐỐI VỚI TIÊU THỤ NĂNG LƯỢNG TẠI CÁC QUỐC GIA APEC CHÂU Á THÁI BÌNH... (1) Ảnh hưởng phát triển tài đến tiêu thụ lượng 18 quốc gia APEC Châu Á Thái Bình Dương nào? Tác động tuyến tính hay phi tuyến? (2) Ảnh hưởng thu nhập quốc gia đến tiêu thụ lượng 18 quốc gia APEC. .. Xét giai đoạn phát triển tài thấp phát triển tài cao, thu nhập gia tăng thúc đẩy tiêu thụ nặng lượng quốc gia APEC Châu Á Thái Bình Dương khoảng thời gian nghiên cứu Với câu hỏi quan hệ phát triển