Đang tải... (xem toàn văn)
Bài nghiên cứu này nhằm mục tiêu kiểm định tác động của các biến động TOT lên tiết kiệm tư nhân ở các nước đang phát triển, mà ở đây là các nước đang phát triển thuộc khu vực Châu Á. Mời các bạn cùng tham khảo nội dung chi tiết.
BỘ Ờ Ồ Ô MỐ L Ê Ệ GIỮA Ớ A LUẬ Ă TP Hồ hí ẮNG T KIỆ ỂN KHU VỰ SĨ inh- 2016 Â Ở ÂU BỘ Ờ Ồ Ô MỐ L Ê Ệ GIỮA Ớ A ẮNG T KIỆ ỂN KHU VỰ huyên ngành: ài – gân hàng ã số: 60340201 LUẬ Ă SĨ gười hướng dẫn khoa học: PGS TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo TP Hồ hí inh- 2016 Â Ở ÂU LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan: (i) Luận văn sản phẩm nghiên cứu tôi, (ii) Số liệu luận văn điều tra trung thực, (iii) Tôi xin chịu trách nhiệm nghiên cứu TP.Hồ Chí Minh, ngày … tháng 06 năm 2016 Học viên Đồn Cơng Thắng MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU TÓM TẮT - CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI - 1.1 Lý chọn đề tài - - 1.2 Mục tiêu nghiên cứu - - 1.3 Vấn đề nghiên cứu - - 1.4 Phạm vi nghiên cứu - - 1.5 Phương pháp nghiên cứu - - 1.6 Ý nghĩa đề tài - - 1.7 Bố cục Luận văn - - CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM - 2.1 Lý thuyết TOT - - 2.1.1 TOT hàng hóa - - 2.1.2 TOT thu nhập - - 2.1.3 TOT nhân tố đơn - - 2.1.4 TOT nhân tố kép - - 2.1.5 Biến động TOT - 11 - 2.2 Lý thuyết tiết kiệm tư nhân - 12 - 2.2.1 Định nghĩa - 12 - 2.2.2 Các nhân tố kinh tế vĩ mơ khác có tác động lên tiết kiệm tư nhân - 13 - 2.3 Những lý thuyết tác động biến động TOT lên tiết kiệm tư nhân - 15 - 2.3.1 Lý thuyết hiệu ứng Harberger-Laursen-Metzler (HLM) - 15 - 2.3.2 Lý thuyết bệnh Hà Lan - 17 - 2.4 Các chứng nghiên cứu thực nghiệm giới - 20 - CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU - 28 3.1 Mơ hình - 28 - 3.2 Giải thích biến số - 31 - CHƢƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU - 35 4.1 Phân tích thống kê mơ tả - 37 - 4.2 Kiểm định tương quan đa cộng tuyến - 39 - 4.2.1 Ma trận tương quan đơn tuyến tính cặp biến - 39 4.2.2 Kiểm định đa cộng tuyến - 41 4.3 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled mơ hình liệu bảng FEM - 42 - 4.4 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled mơ hình liệu bảng REM - 42 - 4.5 Kiểm định lựa chọn mô hình FEM mơ hình liệu bảng REM - 43 - 4.6 Kiểm định tượng phương sai thay đổi phần dư liệu bảng - 44 - 4.7 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư liệu bảng - 44 - 4.8 Kết nghiên cứu thảo luận - 45 - CHƢƠNG : KẾT LUẬN - 53 5.1 Kết luận chung - 53 - 5.2 Một số gợi ý quan điểm - 54 - 5.3 Hạn chế đề tài - 55 - 5.4 Hướng mở rộng đề tài: - 55 - DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO - 56 PHỤ LỤC - 58 - DANH MỤC VIẾT TẮT TOT Terms of trade – Sau đề tài gọi TOT GMM Gaussian Mixture Model – Mơ hình Gaussian hỗn hợp OLS Ordinary Least Square – Phương pháp ước lượng hồi quy tuyến tính RPCY Real Per Capital Income – Thu nhập thực bình quân đầu người GRPCY Real Per Capital GDP Growth – Tăng trưởng GDP thực bình quân đầu người GDP Gross Domestic Product – Tổng sản phẩm quốc nội INF Inflation Rate – Tỷ lệ lạm phát PUBSAV The Ratio Of Public Savings To Gross National Disposable Income - Tỷ lệ tiết kiệm cơng thu nhập quốc gia rịng sẵn có DEP Dependency Ratio – Tỷ lệ phụ thuộc HLM Lý thuyết hiệu ứng Harberger-Laursen-Metzler OECD Organisation For Economix Co-operation And Development – Tổ chức hợp tác phát triển kinh tế BKK Backus Kehoe Kydland – Mơ hình kinh tế BKK REER Real Effective Exchange Rate – Tỷ giá thực hiệu NER Nominal Exchange Rate – Tỷ giá hối đoái danh nghĩa CPI Consumer price index – Chỉ số giá tiêu dùng HP Hodrick-Prescott Filter – Bộ lọc Hodrick-Prescott DANH MỤC BẢNG BIỂU Danh mục Bảng Bảng 4.1: Thống kê mô tả gữa biến mô hình trang 36 Bảng 4.2: Kết ma trận tương quan trang 41 Bảng 4.3: Kết kiểm định đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai trang 42 Bảng 4.4: Kết kiểm định lựa chọn Pooled FEM trang 42 Bảng 4.5: Kết kiểm định lựa chọn Pooled REM trang 43 Bảng 4.6: Kết kiểm định lựa chọn FEM REM trang 43 Bảng 4.7: Kết kiểm tra phương sai thay đổi mô hình trang 44 Bảng 4.8: Kết kiểm tra tự tương quan phần dư trang 45 Bảng 4.9 (a): Kết hồi quy mơ hình trang 46 Bảng 4.9 (b): Kết hồi quy mơ hình trang 51 Danh mục biểu đồ: Biểu đồ 2.1: Mối quan hệ giá khu vực N với giá khu vực L số lượng hàng hóa khu vực N trang 18 TÓM TẮT Trong nghiên cứu này, tác giả tiến hành nghiên cứu mối quan hệ TOT tiết kiệm tư nhân sau giải thích cho yếu tố khác – yếu tố trung gian TOT Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp mô men tổng quát GMM động hồi quy dạng bảng kiểm soát việc phát sinh, đồng thời sử dụng biến phụ thuộc có độ trễ bỏ hiệu ứng đặc trưng quốc gia, sử dụng liệu bảng không cân xứng hàng năm 22 quốc gia phát triển thuộc Châu Á giai đoạn 1993 – 2014 Kết hồi quy cho thấy chứng biến độc lập độc tài chính, tỷ lệ phụ thuộc dân số ngồi độ tuổi lao động có tác động ngược chiều đến tiết kiệm tư nhân có ý nghĩa thống kê; ngược lại tiết kiệm tư nhân tương quan đồng biến với tỷ lệ tiết kiệm tư nhân năm trước, thu nhập thực đầu người, tăng trưởng GDP bình quân, lạm phát không chắn thu nhập Trong mối quan hệ với TOT, nghiên cứu tìm thấy tác động chiều biến động tạm thời TOT với tỷ lệ tiết kiệm khu vực tư nhân Điều phản ánh thiếu hụt khả tiếp cận việc vay mượn nước mà nhiều nước phát triển phải đối mặt suốt thập kỷ qua Các biến động đo lường bất ổn theo thời gian TOT tương quan dương kỳ vọng nghiên cứu quan hệ nghịch biến Tác động biến động thường xun TOT khơng có ý nghĩa thống kê -1- CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý chọn đề tài Có số nghiên cứu quan trọng tiềm ẩn biến động TOT việc giải thích hiệu hoạt động kinh tế vĩ mô Một câu hỏi thường nêu nghiên cứu là: nhân tố kinh tế nên phản ứng với biến động lớn giá hàng hóa thương mại gây bất ổn cán cân tài khoản vãng lai bất ổn thu nhập thực tế? Câu hỏi có liên quan đặc biệt với quốc gia xuất hàng hóa giới có lợi lớn từ bùng nổ giá hàng hóa thập kỷ qua Câu trả lời cung cấp lý thuyết tiết kiệm phòng ngừa, gợi ý phản ứng gia tăng bất ổn thu nhập tăng lên, việc tăng khả bị thất nghiệp, nhân tố kinh tế tăng tiết kiệm để phòng ngừa chống lại vấn đề lớn biến động thu nhập sụt giảm đáng kể tương lai Lý thuyết kinh tế giới bắt đầu với nghiên cứu Obstfeld (1982), Sachs (1981) Svensson Razin (1983) dành ý đặc biệt cho phản ứng tiết kiệm tư nhân biến động TOT bối cảnh mô hình kinh tế vĩ mơ trải qua định dựa tối ưu hóa tạm thời cách cải tiến nhân tố Một kết quan trọng lên từ việc chất tác động biến động lên tiết kiệm tư nhân phụ thuộc vào vấn đề biến động tạm thời hay thường xun, dự đốn hay không? Tuy nhiên, phần lớn nghiên cứu trước lĩnh vực lại tập trung vào nước phát triển Có nghiên cứu đề cập đến nước phát triển Bên cạnh đó, việc người dân phản ứng lại sách kinh tế thơng qua việc tiêu dùng hay tiết kiệm nhiều ảnh hưởng lớn đến kinh tế nước Việc người dân tiêu dùng hay tiết kiệm nhiều thời gian dài khơng tốt cho kinh tế, làm ảnh hưởng đến hoạt động đầu tư quốc gia, phải có sách quản lý kinh tế vĩ mơ hợp lý để kích thích -2- hạn chế người dân tiết kiệm, tùy theo đặc điểm kinh tế quốc gia thời điểm cụ thể khác Như vậy, để bổ sung chuỗi liệu nghiên cứu cịn bị bỏ sót nghiên cứu trước biến động TOT tiết kiệm tư nhân đồng thời trả lời câu hỏi vấn đề quan trọng với nước phát triển Việt Nam, tác giả chọn đề tài nghiên cứu “Mối quan hệ TOT tiết kiệm tƣ nhân nƣớc phát triển khu vực Châu Á” để làm luận văn thạc sĩ 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Bài nghiên cứu nhằm mục tiêu kiểm định tác động biến động TOT lên tiết kiệm tư nhân nước phát triển, mà nước phát triển thuộc khu vưc Châu Á Cụ thể sau: _ Kiểm định mối quan hệ yếu tố biến động TOT tiết kiệm tư nhân _ Mức độ tương quan yếu tố với tiết kiệm tư nhân 1.3 Vấn đề nghiên cứu Từ mục tiêu nghiên cứu trên, luận văn tập trung giải vấn đề sau: Tác động thu nhập thực đầu người đến tỷ lệ tiết kiệm theo đầu người Tác động tăng trưởng GDP thực đầu người đến tỷ lệ tiết kiệm theo đầu người Ảnh hưởng mức độ lưu hành tiền tệ đến tỷ lệ tiết kiệm theo đầu người Ảnh hưởng tỷ lệ lạm phát lên tỷ lệ tiết kiệm theo đầu người Tác động tỷ lệ tiết kiệm cơng tổng thu nhập sẵn có quốc gia đến tỷ lệ tiết kiệm theo đầu người Cách thức tỷ lệ phụ thuộc tác động lên tỷ lệ tiết kiệm theo đầu người -3- ngược chiều lên tỷ lệ tiết kiệm phản ánh hiệu ứng tiết kiệm phịng ngừa bất ổn kinh tế vĩ mô biến động thu nhập Tương tự vậy, biến số PUBSAV tìm thấy chứng có ý nghĩa thống kê mơ hình OLS, GMM mức ý nghĩa 1%, 10% Chính sách tiết kiệm chi tiêu quốc gia có tác động chiều tiết kiệm cá nhân Một biến động gia tăng tiết kiệm quốc gia làm gia tăng tiết kiệm cho khu vực tư nhân Chính sách tài âm thầm ảnh hưởng đến tiết kiệm tư nhân thông qua sách ngân sách (như cấu trúc thuế), sách chi tiêu (như phân phối thu nhập) mở rộng tiết kiệm công Lý để tìm quy mơ yếu tố tiết kiệm quốc gia kết hợp với kiềm chế ngân sách phủ từ mở rộng tới thay đổi tiết kiệm công dẫn đến thay đổi tiết kiệm tư nhân Biến DEP đại diện cho tỷ lệ dân số độ tuổi lao động, tìm thấy chứng tác động có ý nghĩa thống kê mơ hình OLS mức ý nghĩa 5% Cịn hai mơ hình FEM GMM khơng tìm thấy chứng tác động biến độc lập mơ hình hồi quy Abdur Chowdhury (2015) với mơ hình GMM tìm thấy tác động nghịch biến tương tự mức ý nghĩa thống kê 10% Biến độc lập PTOT chưa tìm thấy chứng tác động có ý nghĩa thống kê ba mơ hình hồi quy Xu hướng biến động thường xun TOT (PTOT) thu nhận tác động tăng tài sản thường xuyên qua thời gian đuợc dự báo chuỗi xu hướng thu nhận từ lọc Hodrick-Prescott (HP) chuẩn Ở biến TTOT tìm thấy chứng có ý nghĩa thống kê mơ hình OLS, FEM, GMM mức ý nghĩa 5%, 10% 5% Thành phần tạm thời TOT (TTOT) đo lường biến động thời số liệu lọc ghi nhận từ việc sử dụng lọc HP Biến quan trọng tỷ lệ xuất thực GDP thực dự báo việc có tác động chiều lên tiết kiệm Kết định lượng ủng hộ cho kỳ vọng dương TTOT định lượng GMM Abdur Chowdhury (2015) hay nghiên cứu trước Chowdhury, A (2004), ông kết luận thành phần chuyển tiếp yếu tố thương mại có tác động chiều lớn so với thành phần vĩnh viễn 49 Agenor, P Aizenman, J (2004) dựa liệu bảng nhà xuất hàng hóa phi dầu mỏ châu Phi cận Sahara cho giai đoạn 1980-1996, cho thấy gia tăng thành phần thường trực yếu tố thương mại (đo lường cách sử dụng kỹ thuật sàn lọc ngoại sinh) thực có xu hướng kết hợp với tỉ lệ tiết kiệm tư nhân cao Biến VTOT tìm thấy chứng có ý nghĩa thống kê mơ hình GMM mức ý nghĩa 10% Việc đo lường biến đổi thời gian bất ổn TOT (VTOT) bao hàm đại diện cho bất ổn thu nhập Điều có tác động ngược chiều lên tiết kiệm Chiều tác động chiều dương mơ hình GMM khác với chứng thực nghiệm toàn cầu Obstfled, M (1982), Dornbusch, R (1983), Edwards, S (1989) Agenor Aizenman (2004) Bảng 4.9 (b) : Kết hồi quy mơ hình L.ps RPCY GRPCY M2_GDP INF PUBSAV DEP GMM GMM GMM (1) (2) (3) Ps Ps Ps 0.878*** 0.883*** 0.878*** (18.08) (18.42) (17.64) 0.0611*** 0.0609*** 0.0608*** (2.77) (2.80) (2.83) 59.63** 57.75** 55.70** (2.26) (2.22) (2.19) -2.205* -2.151* -2.066* (-1.87) (-1.85) (-1.82) 0.395* 4.520 0.398* (1.76) (0.70) (1.71) 1590.5* 1640.2* 1589.9* (1.90) (1.94) (1.91) -3.010 -3.891 -4.336 (-0.96) (-1.14) (-1.12) 50 PTOT TTOT VTOT DUMMY VINC -409.4* -221.2 -280.8 (-1.73) (-0.84) (-1.17) 81.54** 74.33** 75.29** (2.35) (2.31) (2.38) 355.6 809.2** 649.0* (0.67) (2.22) (1.73) 111.5* 103.0* 108.9* (1.82) (1.80) (1.90) 35.77 (1.38) 4.107 RINT (0.65) 1.459 RATIO (0.69) 8.596 98.56 65.21 (0.03) (0.35) (0.27) AR(1) 0.121 0.121 0.119 AR(2) 0.403 0.403 0.408 Hansen 1.000 1.000 1.000 _Cons *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% 1% Nguồn: Kết tổng hợp từ Phần mềm Stata số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 484 quan sát 22 Quốc gia giai đoạn 1993 – 2014 (Phụ lục 9) Tính hợp lý công cụ sử dụng phương pháp GMM đánh giá qua thống kê Hansen Arellano-Bond (AR) Kiểm định Hansen xác định tính chất phù hợp biến cơng cụ mơ hình GMM Đây kiểm định giới hạn nội sinh (over-identifying restrictions) mơ hình Kiểm định Hansen với giả thuyết H0 biến công cụ ngoại sinh, nghĩa khơng tương quan với sai số mơ hình Vì thế, giá trị p thống kê Hansen lớn tốt 51 Kiểm định Arellano-Bond đề xuất Arellano-Bond (1991) để kiểm tra tính chất tự tương quan phương sai sai số mơ hình GMM dạng sai phân bậc Do đó, chuỗi sai phân khảo sát có tương quan bậc AR(1) nên kết kiểm định bỏ qua Tương quan bậc AR(2) kiểm định chuỗi sai phân sai số để phát hiện tượng tự tương quan sai số bậc AR(1) Nói cách khác, kiểm định Arellano-Bond tự tương quan (Autocorrelation) có giả thuyết H0: không tự tương quan áp dụng cho số dư sai phân Kiểm định tiến trình AR(1) sai phân bậc thường bác bỏ giả thuyết H0 Kiểm định AR(2) quan trọng kiểm tra tự tương quan cấp độ Khung biến mơ hình bổ sung thêm biến bao gồm: VINC, RINT RATIO ba mơ hình GMM Kết thực nghiệm hồn tồn đồng với mơ hình với bảng 4.8 (a) Sự không chắn thu nhập (VINC) thể thay đổi độ lệch chuẩn mẫu tỷ lệ tăng trưởng thu nhập thực theo đầu người Biến kỳ vọng có tác động chiều lên tỷ lệ tiết kiệm Kết hồi quy cho hệ số co giãn 26.29>0 Điều phù hợp với kỳ vọng kết thực nghiệm Abdur Chowdhury (2015) 52 CHƢƠNG : KẾT LUẬN 5.1 Kết luận chung Bài nghiên cứu phân tích số liệu 22 quốc gia phát triển thuộc khu vực Châu Á với cỡ mẫu 484 quan sát thời gian từ năm 2003-2014 Bằng mơ hình GMM với liệu bảng không cân xứng, kết hồi quy cho thấy chứng biến độc lập độ sâu tài chính, tỷ lệ phụ thuộc của dân số ngồi độ tuổi lao động có tác động ngược chiều đến tiết kiệm khu vực tư nhân có ý nghĩa thống kê; ngược lại biến phụ thuộc tương quan đồng biến với tỷ lệ tiết kiệm khu vực tư nhân năm trước, thu nhập thực đầu người, tăng trưởng GDP bình qn, lạm phát khơng chắn thu nhập Trong mối quan hệ với biến động TOT, nghiên cứu tìm thấy tác động chiều biến động tạm thời TTOT với tỷ lệ tiết kiệm khu vực tư nhân Biến động đo lường độ bất ổn theo thời gian TOT – VTOT - tương quan dương kỳ vọng nghiên cứu mối quan hệ nghịch biến Tác động biến động thường xuyên TOT - PTOT - khơng có ý nghĩa thống kê So sánh với nghiên cứu trước biến động TOT tiết kiệm tư nhân: + Các nghiên cứu trước hầu hết tập trung vào nước thuộc khu vực phát triển, cịn luận văn khoanh vùng nghiên cứu nước phát triển thuộc khu vực Châu Á, giúp bổ sung chuỗi dư liệu thiếu đề tài nghiên cứu Hơn nữa, với việc tương đồng đặc tính quốc gia nước khu vực Châu Á (trong có Việt Nam) khả xem xét ứng dụng kết nghiên cứu vào kinh tế Việt Nam cao + Dữ liệu nghiên cứu cập nhật (đến năm 2014), làm tăng độ tin cậy ước lượng mơ hình nghiên cứu + Các kết ước lượng hồi quy luận văn so với nghiên cứu gốc Chowdhury, A., 2015 hoàn toàn tương đồng chiều tương quan biến phụ thuộc biến độc lập Mức độ tương quan biến khác liệu quan sát sử dụng khác 53 5.2 Một số g i ý quan điểm Từ kết nghiên cứu số nghiên cứu khác giới, tác giả đề xuất số ý kiến liên quan đến tiết kiệm khu vực tư nhân sau: Thứ nhất, tỷ lệ tiết kiệm tư nhân tồn cao quốc gia phát triển khu vực Châu Á Tác động thay đổi yếu tố tiết kiệm nhận thấy đầy đủ sau nhiều năm Thứ hai, tỷ lệ tiết kiệm tư nhân tăng với mức độ thu nhập thực bình qn đầu người Do sách khuyến khích phát triển kinh tế tăng tỷ lệ tiết kiệm cá nhân cách gián tiếp Thứ ba, Chính sách tiết kiệm chi tiêu quốc gia có tác động chiều tiết kiệm tư nhân Do đó, việc chi tiêu phải hồn thành mục đích định hướng phát triển đất nước Thứ tư, bất ổn kinh tế vĩ mô, đo lường tỷ lệ lạm phát, gây gia tăng động phòng ngừa để tiết kiệm Phản ứng tương tự chứng bất ổn thu nhập giới thiệu mơ hình Tới lượt lạm phát cao tỷ lệ thất nghiệp cao, với việc cắt giảm phúc lợi công cộng làm tăng bất ổn thu nhập thay đổi thu nhập tương lai dự kiến mô tả quốc gia Những kết nghiên cứu cho thấy hộ gia đình phản ứng lại việc tăng tiết kiệm phịng ngừa Thứ năm, độ sâu tài thước đo đại diện thực tế cho phát triển tài cải cách kinh tế phát triển, điều tạo phần lớn tiến trình việc phục hồi hệ thống tài họ trình phục hồi tư nhân hóa hệ thống ngân hàng, thành lập thúc ép điều chỉnh ngân hàng cách thận trọng, thành lập chức thị trường vốn với tỷ lệ lưu hành tiền tệ cao (UN, 2001) Thứ sáu, tác động ngược chiều biên việc gia tăng tỷ lệ phụ thuộc lên tiết kiệm tư nhân chứng gợi ý tượng san dòng thu nhập khơng đời sống khơng động chủ yếu để tiết kiệm 54 Thứ bảy, Trong mối quan hệ với biến động TOT, tác động chiều biến động tạm thời TTOT với tỷ lệ tiết kiệm khu vực tư nhân phản ánh thiếu hụt khả tiếp cận việc vay mượn nước mà nhiều nước phát triển phải đối mặt suốt thập kỷ qua Trong bối cảnh toàn cầu hóa giao lưu mở rộng kinh tế sách đối ngoại mềm dẻo quan trọng 5.3 Hạn chế đề tài Bên cạnh vấn đề nghiên cứu trên, luận văn tồn số hạn chế sau: Thứ nhất, mặt liệu, đề tài nghiên cứu thuộc khu vực Châu Á nước phát triển nên hạn chế, chưa có điều kiện so sánh sâu kết thực nghiệm Việc so sánh với kết thực nghiệm vấn đề với nghiên cứu giới cịn nhiều hạn chế đặc trưng nước khác không giống nên việc so sánh với kết mang tính đối chiếu chưa giải thích hết chất vấn đề đặt Thứ hai, mặt nội dung đề tài nghiên cứu chưa tìm thấy ý nghĩa tác động biến động chuyển động TOT - PTOT Điều tùy thuộc vào số liệu mơ hình chưa thật đủ mạnh để có ý nghĩa hồi quy 5.4 Hƣớng mở rộng đề tài Trong tương lai liệu hoàn chỉnh số kỳ nghiên cứu đủ lớn, hướng nghiên cứu tiếp tục hoàn thiện bổ sung tăng cỡ mẫu Do đó, nghiên cứu tiếp tục hoàn thiện mặt liệu, kỳ quan sát bổ sung việc cần phải xem xét đến chênh lệch khác biệt quốc gia 55 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt [1] Hồng Ngọc Nhậm (2007), Giáo trình Kinh tế lượng, Khoa Toán Thống Kê – Đại học Kinh tế TP.Hồ Chí Minh, TP.Hồ Chí Minh [2] Nguyễn Đình Thọ (2011), Phương pháp nghiên cứu khoa học kinh doanh, NXB Lao động – Xã Hội, Hà Nội Tiếng Anh [1] Chowdhury, A., 2015: “Term of trade shocks and private savings in the development countries” Journal of Comparative Economics [2] Adler, G and Magud, N, 2013: “Four decades of term of trade Booms: Savinginvestment patterns and a new metric of income windfall” IMF Working Paper WP/13/103 [3] Agenor, P and Aizenman, J 2004: “Savings and the terms of trade under borrowing constraints” Journal of International Economics, June, pp.321-340 [4] Aquino, J and Espino, F 2013: “Terms of trade and current account fluctuations: a vector autoregression approach” Working Paper Series, Central Reserve Bank of Peru, June [5] Cashin, P and McDermott, J.2002: “Terms of trade shocks and the current account: Evidence from five industrial countries” Open Economies Review 13: 219-235 [6] Cespedes, L and Velasco, A 2011: “Was This Time Different? Fiscal Policy in Commodity Republics” Bis Working Papers 365 (Basle: Bank of international Settlements) [7] Chowdhury, A 2001: “Private Savings in Transition Economies: Are there Terms of Trade Shocks?” Comparative Economic Studies, 46, 487-514 [8] Dornbusch, R 1983” “Real interest rates, home goods, and optimal external borrowing” Journal of Political Economy 91: 141-153 [9] Edwards, S 1989: “Temporary terms of trade disturbances, the real exchange rate and the current account” Economica 56: 343-357 [10] Harberger, A 1950: “Currency depreciation, income, and the balance of trade” Journal of Political Economy 53: 47-60 [11] Laursen, S and Merzler, L 1950: “Flexible exchange rates and the theory of employment” Review of Economics and Statistics 32: 281-299 [12] Obstfeld, M 1982: “Aggregate Spending and the Terms of Trade: Is There a Laursen-Metzler Effect?” Quarterly journal of Economics 47: 251-270 [13] Osterholm, P and Zettelmeyer, J 2008: “The effect of external conditions on growth in Latin America” IMF Staff Papers, Vol 55(4): 595-623 [14] Spatafora, N and Warner, A 1999: “Macroeconomic and sectoral effects of terms of trade shocks: the experience of the oil exporting developing countries” IMF Working Paper WP/99/134, October Trang web: [1] http://data.worldbank.org/ PHỤ LỤC Phục lục 1: Thống kê mô tả Variable Obs Mean ps rpcy grpcy m2_gdp inf 484 484 484 484 484 2580.4 8497.494 3.669049 89.74475 14.61459 pubsav dep ptot ttot vtot 484 484 484 484 484 dummy 462 Std Dev Min Max 4259.577 12015.91 3.742104 68.99205 121.3439 -918.9283 180.185 -14.35101 4.89446 -4.022988 26250.13 56286.8 18.62113 362.041 1877.372 -.0791449 56.5956 -1.18e-09 -6.05e-10 0363328 0692487 14.43052 0933011 1.07451 0441226 -.2850742 30.95992 -.4956594 -3.139199 0664886 98.22274 5691471 2.5023 4912139 491342 500467 Phụ lục 2: Ma trận tương quan ps ps L1 rpcy grpcy m2_gdp inf pubsav dep ptot ttot vtot dummy 1.0000 0.9880 0.9346 -0.1499 0.4797 -0.0521 -0.2067 -0.5004 -0.0554 0.0291 -0.0489 0.0505 L ps 1.0000 0.9352 -0.1958 0.4941 -0.0519 -0.2134 -0.4981 -0.0558 0.0128 -0.0552 0.0401 rpcy grpcy 1.0000 -0.2244 0.5854 -0.0576 -0.3781 -0.4674 -0.0579 0.0132 -0.0332 0.0221 1.0000 -0.1334 -0.1969 0.1772 -0.0526 -0.0311 0.0162 -0.0334 -0.0690 m2_gdp inf pubsav dep ptot ttot vtot dummy 1.0000 -0.0893 1.0000 -0.2299 0.0222 1.0000 -0.4908 0.0379 0.1855 1.0000 -0.0094 -0.1312 -0.0292 0.0102 1.0000 0.1079 -0.0562 0.0092 -0.0747 0.5164 1.0000 -0.1444 0.0328 -0.1677 -0.0616 -0.1315 -0.0843 -0.0144 -0.0460 0.0065 -0.0089 0.1805 0.2759 1.0000 0.0055 1.0000 Phụ lục : Nhân tử phóng đại phương sai VIF Variable VIF 1/VIF rpcy lps m2_gdp dep pubsav ttot ptot grpcy vtot dummy inf 13.31 11.31 1.96 1.67 1.53 1.48 1.44 1.19 1.12 1.10 1.09 0.075138 0.088450 0.509544 0.597959 0.651932 0.677712 0.692833 0.839334 0.889380 0.907381 0.918066 Mean VIF 3.38 Phụ lục 4: Kiểm định POOLED FEM ps Coef ps L1 .5380987 0320079 rpcy grpcy m2_gdp inf pubsav dep ptot ttot vtot dummy _cons 1948835 44.41736 -4.901554 5672088 1346.528 -.6076178 -166.4176 85.97155 734.8138 60.80017 -55.71052 0128021 7.810754 1.291646 288611 993.7797 3.893364 313.0485 28.70212 630.6221 50.8242 302.9696 sigma_u sigma_e rho 663.72743 500.33862 63764861 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(21, 429) = t P>|t| [95% Conf Interval] 16.81 0.000 4751868 6010106 15.22 5.69 -3.79 1.97 1.35 -0.16 -0.53 3.00 1.17 1.20 -0.18 0.000 0.000 0.000 0.050 0.176 0.876 0.595 0.003 0.245 0.232 0.854 1697209 29.06526 -7.440297 -.0000587 -606.7548 -8.260059 -781.7174 29.55727 -504.6797 -39.09526 -651.2 2200461 59.76947 -2.362812 1.134476 3299.811 7.044824 448.8821 142.3858 1974.307 160.6956 539.779 10.32 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 5: Kiểm định Pooled REM Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ps[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t] Estimated results: Var ps e u Test: sd = sqrt(Var) 1.85e+07 250338.7 1305.344 4302.302 500.3386 36.12955 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 49.76 0.0000 Phụ lục 6: Kiểm định REM FEM Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 32.40 Prob>chi2 = 0.0001 Phụ lục 7: Kiểm định phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (22) = Prob>chi2 = 37863.07 0.0000 Phụ lục 8: Kiểm định tự tương quan phần dư Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 21) = 38.366 Prob > F = 0.0000 Phụ lục : Kết hồi quy Mô hình 1: Robust Std Err ps Coef ps L1 .8761054 0399145 rpcy grpcy m2_gdp inf pubsav dep ptot ttot vtot dummy _cons 0632849 55.08055 -2.405323 4281296 1694.739 -4.567338 -262.1657 76.17049 374.1854 97.05011 213.2102 0128886 14.14396 6120434 1493379 551.9115 2.096158 491.7789 32.45768 1515.632 56.23135 208.3556 P>|t| [95% Conf Interval] 21.95 0.000 7976635 9545474 4.91 3.89 -3.93 2.87 3.07 -2.18 -0.53 2.35 0.25 1.73 1.02 0.000 0.000 0.000 0.004 0.002 0.030 0.594 0.019 0.805 0.085 0.307 0379556 27.28415 -3.608141 1346433 610.0946 -8.686812 -1228.634 12.38305 -2604.409 -13.45853 -196.2606 0886143 82.87696 -1.202504 721616 2779.382 -.4478638 704.3027 139.9579 3352.78 207.5588 622.681 ps Coef ps L1 .5380987 0320079 rpcy grpcy m2_gdp inf pubsav dep ptot ttot vtot dummy _cons 1948835 44.41736 -4.901554 5672088 1346.528 -.6076178 -166.4176 85.97155 734.8138 60.80017 -55.71052 0128021 7.810754 1.291646 288611 993.7797 3.893364 313.0485 28.70212 630.6221 50.8242 302.9696 sigma_u sigma_e rho 663.72743 500.33862 63764861 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t F(21, 429) = t P>|t| [95% Conf Interval] 16.81 0.000 4751868 6010106 15.22 5.69 -3.79 1.97 1.35 -0.16 -0.53 3.00 1.17 1.20 -0.18 0.000 0.000 0.000 0.050 0.176 0.876 0.595 0.003 0.245 0.232 0.854 1697209 29.06526 -7.440297 -.0000587 -606.7548 -8.260059 -781.7174 29.55727 -504.6797 -39.09526 -651.2 2200461 59.76947 -2.362812 1.134476 3299.811 7.044824 448.8821 142.3858 1974.307 160.6956 539.779 10.32 Prob > F = 0.0000 Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 378 Wald chi2(11) = 16355.75 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err ps Coef ps L1 .8818152 0479077 rpcy grpcy m2_gdp inf pubsav dep ptot ttot vtot dummy _cons 0605977 56.68245 -2.205871 4003157 1604.139 -3.696495 -252.6519 75.49551 708.1706 103.485 126.8819 0216951 25.25218 1.183643 2321643 836.9337 3.331516 248.0113 32.39697 395.5465 57.45999 273.4857 z = = = = = 462 22 21 21.00 21 P>|z| [95% Conf Interval] 18.41 0.000 7879178 9757126 2.79 2.24 -1.86 1.72 1.92 -1.11 -1.02 2.33 1.79 1.80 0.46 0.005 0.025 0.062 0.085 0.055 0.267 0.308 0.020 0.073 0.072 0.643 018076 7.189091 -4.525769 -.0547179 -36.22129 -10.22615 -738.7452 11.9986 -67.08631 -9.134484 -409.1402 1031194 106.1758 1140272 8553493 3244.499 2.833157 233.4413 138.9924 1483.428 216.1046 662.9041 Mơ hình ps Coef ps L1 .5373749 0319844 rpcy grpcy m2_gdp inf pubsav dep ptot ttot vtot dummy rint _cons 1956483 45.91633 -4.810423 6.132425 1534.047 -2.253345 -122.1401 82.40312 794.3754 64.19261 5.549634 -4.240299 0128038 7.885414 1.29234 4.209096 1002.935 4.083333 314.5522 28.80298 631.6677 50.84393 4.18745 305.184 sigma_u sigma_e rho 658.04383 499.8981 634074 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(21, 428) = t P>|t| [95% Conf Interval] 16.80 0.000 4745088 6002409 15.28 5.82 -3.72 1.46 1.53 -0.55 -0.39 2.86 1.26 1.26 1.33 -0.01 0.000 0.000 0.000 0.146 0.127 0.581 0.698 0.004 0.209 0.207 0.186 0.989 1704821 30.41738 -7.350546 -2.140647 -437.245 -10.27923 -740.3994 25.79023 -447.1814 -35.74226 -2.680892 -604.0863 2208145 61.41529 -2.270301 14.4055 3505.339 5.772536 496.1192 139.016 2035.932 164.1275 13.78016 595.6057 10.40 Prob > F = 0.0000 ps Coef ps L1 .8734624 0225494 rpcy grpcy m2_gdp inf pubsav dep ptot ttot vtot dummy vinc _cons 0635796 57.42167 -2.398529 4228707 1687.136 -4.042179 -375.6226 80.56711 134.1505 102.9009 26.29175 123.4329 0083789 8.301683 5611076 3304393 501.2263 2.560667 369.4399 32.3461 674.4537 58.51661 14.92046 205.3635 Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] 38.74 0.000 8291469 9177779 7.59 6.92 -4.27 1.28 3.37 -1.58 -1.02 2.49 0.20 1.76 1.76 0.60 0.000 0.000 0.000 0.201 0.001 0.115 0.310 0.013 0.842 0.079 0.079 0.548 047113 41.10669 -3.501252 -.226529 702.0955 -9.074559 -1101.669 16.99856 -1191.327 -12.09953 -3.030854 -280.1601 0800463 73.73664 -1.295805 1.07227 2672.177 9902018 350.4235 144.1357 1459.628 217.9013 55.61435 527.0258 Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: country Time variable : year Number of instruments = 378 Wald chi2(12) = 16663.81 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err ps Coef ps L1 .8777215 0497503 rpcy grpcy m2_gdp inf pubsav dep ptot ttot vtot dummy ratio _cons 0608454 55.70389 -2.066087 3975551 1589.914 -4.33625 -280.8014 75.29436 648.9831 108.9446 1.458962 65.21347 0214972 25.45633 1.137338 23244 832.3605 3.869445 239.4641 31.64999 376.1707 57.3181 2.114235 237.513 z = = = = = 462 22 21 21.00 21 P>|z| [95% Conf Interval] 17.64 0.000 7802126 9752303 2.83 2.19 -1.82 1.71 1.91 -1.12 -1.17 2.38 1.73 1.90 0.69 0.27 0.005 0.029 0.069 0.087 0.056 0.262 0.241 0.017 0.084 0.057 0.490 0.784 0187116 5.810403 -4.295229 -.0580189 -41.48279 -11.92022 -750.1424 13.26151 -88.2979 -3.396789 -2.684863 -400.3034 1029791 105.5974 1630544 8531292 3221.31 3.247723 188.5396 137.3272 1386.264 221.286 5.602786 530.7303 ... kiệm tư nhân nước phát triển, mà nước phát triển thuộc khu vưc Châu Á Cụ thể sau: _ Kiểm định mối quan hệ yếu tố biến động TOT tiết kiệm tư nhân _ Mức độ tư? ?ng quan yếu tố với tiết kiệm tư nhân. .. ? ?Mối quan hệ TOT tiết kiệm tƣ nhân nƣớc phát triển khu vực Châu Á? ?? để làm luận văn thạc sĩ 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Bài nghiên cứu nhằm mục tiêu kiểm định tác động biến động TOT lên tiết kiệm tư. .. hàng hóa nước phát triển có xu hướng giảm theo thời gian Nguyên nhân tư? ??ng cách ứng xử khác tư? ??ng tăng suất nước phát triển nước phát triển Tại nước phát triển, kết tăng suất chuyển hết vào người