Chế độ tỷ giá hối đoái và tăng trưởng kinh tế bằng chứng thực nghiệm từ các quốc gia và vùng lãnh thổ trong khu vực châu á giai đoạn 1994 2014

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP HỒ CHÍ MINH HỒNG THỊ NGA CHẾ ĐỘ TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ CÁC QUỐC GIA VÀ VÙNG LÃNH THỔ TRONG KHU VỰC CHÂU Á GIAI ĐOẠN 1994-2014 LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ HỌC TP Hồ Chí Minh, 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP HỒ CHÍ MINH HỒNG THỊ NGA CHẾ ĐỘ TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ CÁC QUỐC GIA VÀ VÙNG LÃNH THỔ TRONG KHU VỰC CHÂU Á GIAI ĐOẠN 1994-2014 Chuyên ngành : Kinh tế học Mã số chuyên ngành : 60 03 01 01 LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ HỌC Người hướng dẫn khoa học: PGS TS HẠ THỊ THIỀU DAO TP Hồ Chí Minh, 2018 LỜI CAM ĐOAN Tơi cam đoan luận văn “Chế độ tỷ giá hối đoái tăng trưởng kinh tế: chứng thực nghiệm từ quốc gia vùng lãnh thổ khu vực Châu Á, giai doạn 1994 - 2014” nghiên cứu tơi Ngoại trừ tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn này, tơi cam đoan tồn phần hay phần nhỏ luận văn chưa công bố hay sử dụng để nhận cấp nơi khác Khơng có sản phẩm hay nghiên cứu người khác sử dụng luận văn mà khơng trích dẫn theo quy định Luận văn chưa nộp để nhận cấp trường Đại học sở đào tạo khác Thành phố Hồ Chí Minh, năm 2018 Hoàng Thị Nga i LỜI CẢM ƠN Trước tiên, xin chân thành cảm ơn quý Thầy, Cô trường Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh tận tình giảng dạy truyền đạt kiến thức cần thiết để tơi hồn thành khóa học Đặc biệt, xin gửi lời tri ân chân thành đến PGS.TS Hạ Thị Thiều Dao ln tận tình dẫn, định hướng, thúc đốc giai đoạn, động viên tơi gặp khó khăn Cơ ln tận tình hướng dẫn tơi tơi cần trợ giúp Bên cạnh đó, tơi xin gửi lời cảm ơn đến TS.Võ Hồng Đức, không trực tiếp hướng dẫn luận văn thầy dang rộng vịng tay tơi cần giúp đỡ, giải đáp thắc mắc bảo tận tình Xin cám ơn vị giáo sư Carmen M Reinhart – người cơng tác hệ thống tài quốc tế thuộc trường Đại học Harvard Kennedy cung cấp cho liệu chế độ tỷ giá hối đoái cập nhật mà trang web chưa có Sau cùng, tơi xin chân thành cảm ơn người bạn học, bạn thân tận tình hỗ trợ, góp ý, động viên chia sẻ với tơi suốt q trình học tập nghiên cứu luận văn Kính chúc q Thầy Cơ, bạn bè người thân vui vẻ, sức khỏe, hạnh phúc thành đạt Trân trọng cảm ơn ii TÓM TẮT Giá trị đồng tiền tác động lớn đến cán cân thương mại quốc gia đến đối tác thương mại khác Sự lựa chọn chế tỷ giá ảnh hưởng đến mức độ thay đổi giá trị đồng tiền quốc gia đến đồng tiền quốc gia xuất nhập Do vậy, lựa chọn chế tỷ giá cho đồng tiền quốc gia ln đóng vai trị tảng sách kinh tế vĩ mơ phủ Nền kinh tế Việt Nam hội nhập vào kinh tế khu vực kinh tế giới phương diện chiều rộng chiều sâu Sự cân nhắc Chính phủ Ngân hàng Nhà nước chế sách tỷ giá phù hợp cho Việt Nam thời kỳ điều quan trọng Quyết định quan trọng góp phần ảnh hưởng trực tiếp đến cán cân thương mại quốc gia, từ ảnh hưởng đến mức độ chất lượng tăng trưởng kinh tế Nhằm mục đích cung cấp thêm chứng khoa học định lượng có liên quan đến sách tỷ giá bối cảnh hội nhập, nghiên cứu thực nhằm mục đính đánh giá lượng hóa tác động chế độ tỷ giá đến tăng trưởng kinh tế quốc gia Châu Á giai đoạn 1994-2014, thời điểm tốt phương diện số liệu nghiên cứu tiến hành thực cho 46 quốc gia vùng lãnh thổ khu vực Châu Á Nghiên cứu sử dụng phương pháp ước lượng moment tổng quát – GMM phương pháp cho phép khắc phục số điểm yếu, phương diện định lượng có liên quan đến chủ đề nghiên cứu, vi phạm tự tương quan, phương sai thay đổi, vấn đề nội sinh Trên sở khảo sát sở lý thuyết nghiên cứu định lượng thực phạm vi tồn giới, mơ hình nghiên cứu xây dựng bao gồm nhân tố tiêu biểu sau đây: (i) Tăng trưởng GDP bình quân đầu người quốc gia; (ii) Chế độ tỷ giá hối đoái; (iii) Tần suất khủng hoảng tiền tệ quốc gia, mức độ khủng iii hoảng; (iv) Độ mở kinh tế; (v) Chi tiêu phủ; (vi) GDP ban đầu; (vii) Vốn người Kết đạt từ nghiên cứu cung cấp chứng khoa học định lượng để khẳng định quốc gia sử dụng chế độ tỷ giá linh hoạt đóng góp tích cực đến mức tăng trưởng kinh tế Khu vực Châu Á tập trung nhiều quốc gia quốc gia phát triển Do vậy, ổn định giá trị đồng tiền quốc gia dường đóng vai trị quan trọng đến cán cân thương mại từ đóng góp tích cực đến tăng trưởng kinh tế quốc gia Kết đạt từ nghiên cứu hoàn toàn phù hợp với giá trị tảng đạt từ lý thuyết khu vực tiền tệ tối ưu nhà kinh tế học người Mỹ Robert Mundell (1961) Kết đạt từ nghiên cứu phù hợp với kết số nghiên cứu thực khứ cho khu vực vào thời điểm khác Do vậy, kết đạt từ nghiên cứu chứng khoa học định lượng đến quốc gia khu vực Châu Á trình cân nhắc lựa chọn sách chế tỷ giá phù hợp cho quốc gia nhằm mục đích đạt mức độ cao tăng trưởng kinh tế quốc gia iv MỤC LỤC CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Đặt vấn đề lý nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng, phạm vi liệu nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa nghiên cứu 1.7 Kết cấu luận văn CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Tỷ giá hối đoái chế độ tỷ giá hối đoái 2.1.1 Tỷ giá hối đoái 2.1.1 Chế độ tỷ giá hối đoái 2.1.2 Phân loại chế độ tỷ giá hối đoái 2.2 Tăng trưởng kinh tế 10 2.2.1 Khái niệm 10 2.2.2 Các lý thuyết tăng trưởng kinh tế 12 2.2.3 Lý thuyết lựa chọn tỷ giá hối đoái- học thuyết khu vực tiền tệ tối ưu (OCA) 16 2.3 Các nghiên cứu trước liên quan 18 2.4 Tóm tắt chương 21 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 29 3.1 Quy trình nghiên cứu 29 3.2 Xây dựng mô hình nghiên cứu 30 v 3.3 Dữ liệu nghiên cứu 35 3.4 Phương pháp nghiên cứu 36 3.4.1 Thống kê mô tả 37 3.4.2 Phân tích tương quan 37 3.4.3 Phân tích đa cộng tuyến 37 3.5.4 Phân tích hồi quy liệu bảng 38 3.4.4 Kiểm định giả thuyết mơ hình hồi quy 40 3.4.5 Phương pháp ước lượng GMM 41 3.5 Tóm tắt chương 44 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 45 4.1 Thống kê mô tả liệu nghiên cứu 45 4.2 Kiểm định tương quan biến mơ hình đa cộng tuyến 47 4.2.1 Ma trận tương quan đơn tuyến tính cặp biến 47 4.2.2 Kiểm định đa cộng tuyến mơ hình 48 4.3 Các kiểm định lựa chọn mơ hình 49 4.3.1 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled mơ hình liệu bảng FEM 49 4.3.2 Kiểm định lựa chọn mơ hình Pooled mơ hình liệu bảng REM 50 4.3.3 Kiểm định lựa chọn mơ hình FEM mơ hình liệu bảng REM 51 4.4 Kiểm định tượng phương sai thay đổi phần dư 51 4.5 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư liệu bảng 52 4.6 Phân tích kết hồi quy mơ hình 53 4.7 Tóm tắt chương 58 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 59 5.1 Kết luận 59 5.2 Khuyến nghị 60 vi 5.3 Hạn chế hướng nghiên cứu 62 DANH MỤC THAM KHẢO 63 PHỤ LỤC ĐỊNH LƯỢNG 70 vii DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Tóm tắt nghiên cứu trước Bảng 2.2: Tóm tắt nghiên cứu thực nghiệm chế độ tỷ giá hối đoái tăng trưởng 25 Bảng 3.1: Tổng hợp biến giải thích sử dụng nghiên cứu trước 31 Bảng 3.2: Mô tả biến thang đo sử dụng mơ hình nghiên cứu 38 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến mơ hình nghiên cứu 43 Bảng 4.2: Kết ma trận tương quan 45 Bảng 4.3: Kết kiểm tra đa cộng tuyến mơ hình 46 Bảng 4.4: Kết kiểm tra đa cộng tuyến mơ hình 46 Bảng 4.5: Kết kiểm định lựa chọn Pooled FEM 48 Bảng 4.6: Kết kiểm định lựa chọn Pooled REM 48 Bảng 4.7: Kết kiểm định lựa chọn Pooled REM 49 Bảng 4.8: Kết kiểm tra phương sai thay đổi 50 Bảng 4.9: Kết kiểm tra tự tương quan phần dư 50 Bảng 4.10: Kết hồi quy mơ hình liệu bảng 52 viii PHỤ LỤC ĐỊNH LƯỢNG Phục lục 1: Thống kê mô tả Variable Obs Mean y inigdppc er_regime open gov 706 706 706 706 706 3.433274 4858.977 2.109065 95.33905 14.25406 edu 706 8.809412 Std Dev Min Max 5.344402 7668.958 1.120158 58.66172 5.7464 -22.48429 180.185 16.01494 3.460335 33.03049 35451.3 455.2767 33.92277 2.984268 1.51687 19.95386 Phụ lục 2: Ma trận tương quan y inigdppc er_reg~e y inigdppc er_regime open gov edu 1.0000 -0.1912 -0.2285 -0.0243 -0.2704 -0.0174 1.0000 0.1222 0.2103 0.2648 -0.1946 1.0000 -0.2679 -0.0056 -0.0197 open gov edu 1.0000 -0.1101 -0.0091 1.0000 0.3353 1.0000 70 Phụ lục : Nhân tử phóng đại phương sai VIF Source SS df MS Model Residual 2981.08609 17155.5709 700 596.217217 24.5079584 Total 20136.657 705 28.562634 y Coef inigdppc er_regime open gov edu _cons -.0000313 -1.212548 -.0104613 -.2742531 1194311 9.997357 Std Err .0000283 1771727 0035095 0379517 0704224 8772803 t -1.11 -6.84 -2.98 -7.23 1.70 11.40 Number of obs F( 5, 700) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.268 0.000 0.003 0.000 0.090 0.000 = = = = = = 706 24.33 0.0000 0.1480 0.1420 4.9506 [95% Conf Interval] -.0000868 -1.560401 -.0173517 -.3487659 -.0188333 8.274941 0000242 -.8646942 -.003571 -.1997402 2576954 11.71977 vif Variable VIF 1/VIF gov inigdppc edu open er_regime 1.37 1.35 1.27 1.22 1.13 0.730908 0.739803 0.787084 0.820210 0.882604 Mean VIF 1.27 71 Phụ lục : Kiểm định lựa chọn mơ hình POOLED FEM note: inigdppc omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 672 34 R-sq: Obs per group: = avg = max = 14 19.8 20 within = 0.2259 between = 0.3590 overall = 0.2517 corr(u_i, Xb) F(6,632) Prob > F = -0.1839 y Coef ly er_regime inigdppc open gov edu crisis _cons 3475264 -.6223084 0110746 -.2175219 4217433 -1.102351 2.094957 sigma_u sigma_e rho 2.0114221 4.0594247 19711905 F test that all u_i=0: Std Err .0341723 2388228 (omitted) 0077545 0705753 117548 5293153 1.596381 t P>|t| = = 30.74 0.0000 [95% Conf Interval] 10.17 -2.61 0.000 0.009 2804215 -1.091291 4146314 -.1533261 1.43 -3.08 3.59 -2.08 1.31 0.154 0.002 0.000 0.038 0.190 -.0041532 -.3561123 1909114 -2.141781 -1.039897 0263024 -.0789315 6525752 -.0629219 5.22981 (fraction of variance due to u_i) F(33, 632) = 2.19 Prob > F = 0.0002 72 note: inigdppc omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 672 34 R-sq: Obs per group: = avg = max = 14 19.8 20 within = 0.2407 between = 0.2166 overall = 0.1683 corr(u_i, Xb) F(9,629) Prob > F = -0.6662 y Coef ly dregime1 dregime2 dregime3 dregime4 inigdppc open gov edu crisis _cons 347455 1.836074 2.081716 1.668835 -13.03503 0131988 -.2400827 4019563 -1.134367 -.2262995 sigma_u sigma_e rho 3.3719019 4.0300748 41177899 F test that all u_i=0: Std Err .0341239 1.123529 8234585 9297215 4.235697 (omitted) 0077502 071896 1183466 5272642 1.683185 t P>|t| = = 22.15 0.0000 [95% Conf Interval] 10.18 1.63 2.53 1.79 -3.08 0.000 0.103 0.012 0.073 0.002 2804444 -.370248 4646559 -.1568986 -21.35284 4144657 4.042395 3.698777 3.494569 -4.717208 1.70 -3.34 3.40 -2.15 -0.13 0.089 0.001 0.001 0.032 0.893 -.0020207 -.381268 1695541 -2.169778 -3.531642 0284182 -.0988974 6343586 -.0989557 3.079043 (fraction of variance due to u_i) F(33, 629) = 2.55 Prob > F = 0.0000 73 POOLED REM Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 672 34 R-sq: Obs per group: = avg = max = 14 19.8 20 within = 0.2077 between = 0.8133 overall = 0.3308 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) y Coef Std Err z P>|z| ly er_regime inigdppc open gov edu crisis _cons 4566039 -.25228 -.0000415 -.0029695 -.1364729 0975232 -1.332989 4.234713 0320054 1654176 0000247 0030532 0343551 0611197 5426936 8450434 sigma_u sigma_e rho 4.0594247 (fraction of variance due to u_i) 14.27 -1.53 -1.68 -0.97 -3.97 1.60 -2.46 5.01 0.000 0.127 0.093 0.331 0.000 0.111 0.014 0.000 = = 328.18 0.0000 [95% Conf Interval] 3938745 -.5764926 -.0000899 -.0089537 -.2038076 -.0222692 -2.396649 2.578458 5193333 0719325 6.94e-06 0030147 -.0691381 2173156 -.2693293 5.890967 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects y[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var y e u Test: sd = sqrt(Var) 25.7337 16.47893 5.072839 4.059425 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 74 Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 672 34 R-sq: Obs per group: = avg = max = 14 19.8 20 within = 0.2086 between = 0.8117 overall = 0.3312 corr(u_i, X) Wald chi2(10) Prob > chi2 = (assumed) y Coef Std Err z P>|z| ly dregime1 dregime2 dregime3 dregime4 inigdppc open gov edu crisis _cons 4532917 1.232403 1.131867 8719693 960045 -.0000496 -.0021686 -.1330267 0957228 -1.326714 2.60374 0325149 8098554 7871894 8306753 1.710946 000037 0034644 0363354 0633114 5447726 9684945 sigma_u sigma_e rho 4.0300748 (fraction of variance due to u_i) 13.94 1.52 1.44 1.05 0.56 -1.34 -0.63 -3.66 1.51 -2.44 2.69 0.000 0.128 0.150 0.294 0.575 0.180 0.531 0.000 0.131 0.015 0.007 = = 327.30 0.0000 [95% Conf Interval] 3895637 -.3548845 -.4109956 -.7561244 -2.393347 -.000122 -.0089587 -.2042427 -.0283652 -2.394449 7055258 5170196 2.81969 2.67473 2.500063 4.313437 0000229 0046215 -.0618107 2198108 -.2589796 4.501955 xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects y[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var y e u Test: sd = sqrt(Var) 25.7337 16.2415 5.072839 4.030075 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 75 REM FEM Coefficients (b) (B) fe1 re1 ly er_regime open gov edu crisis 3475264 -.6223084 0110746 -.2175219 4217433 -1.102351 4566039 -.25228 -.0029695 -.1364729 0975232 -1.332989 (b-B) Difference -.1090775 -.3700284 014044 -.081049 3242201 2306378 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .011975 1722596 0071282 061649 1004087 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 90.62 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) 76 Coefficients (b) (B) fe1 re1 ly dregime1 dregime2 dregime3 dregime4 open gov edu crisis 347455 1.836074 2.081716 1.668835 -13.03503 0131988 -.2400827 4019563 -1.134367 4532917 1.232403 1.131867 8719693 960045 -.0021686 -.1330267 0957228 -1.326714 (b-B) Difference -.1058366 6036707 9498492 7968659 -13.99507 0153673 -.107056 3062335 1923475 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .010355 7787499 2416955 4175651 3.874763 0069328 0620386 099988 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 128.47 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) 77 Phụ lục : Kiểm định phương sai thay đổi note: inigdppc omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 672 34 R-sq: Obs per group: = avg = max = 14 19.8 20 within = 0.2259 between = 0.3590 overall = 0.2517 corr(u_i, Xb) F(6,632) Prob > F = -0.1839 y Coef ly er_regime inigdppc open gov edu crisis _cons 3475264 -.6223084 0110746 -.2175219 4217433 -1.102351 2.094957 sigma_u sigma_e rho 2.0114221 4.0594247 19711905 F test that all u_i=0: Std Err .0341723 2388228 (omitted) 0077545 0705753 117548 5293153 1.596381 t P>|t| = = 30.74 0.0000 [95% Conf Interval] 10.17 -2.61 0.000 0.009 2804215 -1.091291 4146314 -.1533261 1.43 -3.08 3.59 -2.08 1.31 0.154 0.002 0.000 0.038 0.190 -.0041532 -.3561123 1909114 -2.141781 -1.039897 0263024 -.0789315 6525752 -.0629219 5.22981 (fraction of variance due to u_i) F(33, 632) = 2.19 Prob > F = 0.0002 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (34) = Prob>chi2 = 2448.26 0.0000 78 note: inigdppc omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 672 34 R-sq: Obs per group: = avg = max = 14 19.8 20 within = 0.2407 between = 0.2166 overall = 0.1683 corr(u_i, Xb) F(9,629) Prob > F = -0.6662 y Coef ly dregime1 dregime2 dregime3 dregime4 inigdppc open gov edu crisis _cons 347455 1.836074 2.081716 1.668835 -13.03503 0131988 -.2400827 4019563 -1.134367 -.2262995 sigma_u sigma_e rho 3.3719019 4.0300748 41177899 F test that all u_i=0: Std Err .0341239 1.123529 8234585 9297215 4.235697 (omitted) 0077502 071896 1183466 5272642 1.683185 t P>|t| = = 22.15 0.0000 [95% Conf Interval] 10.18 1.63 2.53 1.79 -3.08 0.000 0.103 0.012 0.073 0.002 2804444 -.370248 4646559 -.1568986 -21.35284 4144657 4.042395 3.698777 3.494569 -4.717208 1.70 -3.34 3.40 -2.15 -0.13 0.089 0.001 0.001 0.032 0.893 -.0020207 -.381268 1695541 -2.169778 -3.531642 0284182 -.0988974 6343586 -.0989557 3.079043 (fraction of variance due to u_i) F(33, 629) = 2.55 Prob > F = 0.0000 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (34) = Prob>chi2 = 2771.49 0.0000 79 Phụ lục : Tự tương quan xtserial y ly er_regime inigdppc open gov edu crisis Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 33) = 101.782 Prob > F = 0.0000 xtserial y ly dregime1 dregime2 dregime3 dregime4 inigdppc open gov edu crisis Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 33) = 100.127 Prob > F = 0.0000 80 Phụ lục 6: Kết hồi quy note: inigdppc omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 672 34 R-sq: Obs per group: = avg = max = 14 19.8 20 within = 0.2259 between = 0.3590 overall = 0.2517 corr(u_i, Xb) F(6,632) Prob > F = -0.1839 y Coef ly er_regime inigdppc open gov edu crisis _cons 3475264 -.6223084 0110746 -.2175219 4217433 -1.102351 2.094957 sigma_u sigma_e rho 2.0114221 4.0594247 19711905 F test that all u_i=0: Std Err .0341723 2388228 (omitted) 0077545 0705753 117548 5293153 1.596381 t P>|t| = = 30.74 0.0000 [95% Conf Interval] 10.17 -2.61 0.000 0.009 2804215 -1.091291 4146314 -.1533261 1.43 -3.08 3.59 -2.08 1.31 0.154 0.002 0.000 0.038 0.190 -.0041532 -.3561123 1909114 -2.141781 -1.039897 0263024 -.0789315 6525752 -.0629219 5.22981 (fraction of variance due to u_i) F(33, 632) = 2.19 Prob > F = 0.0002 81 Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 387 Wald chi2(7) = 76.10 Prob > chi2 = 0.000 y Coef ly er_regime inigdppc open gov edu crisis _cons 3061648 -.8217611 -.0005105 0249485 -.0737951 6588253 -1.005195 -.4086552 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err .0552632 4165705 0002825 0149472 1001094 2486041 5119759 3.325213 z 5.54 -1.97 -1.81 1.67 -0.74 2.65 -1.96 -0.12 P>|z| 0.000 0.049 0.071 0.095 0.461 0.008 0.050 0.902 = = = = = 634 34 11 18.65 19 [95% Conf Interval] 1978509 -1.638224 -.0010642 -.0043475 -.270006 1715701 -2.008649 -6.925954 4144787 -.0052981 0000432 0542444 1224157 1.14608 -.0017405 6.108643 Instruments for first differences equation Standard D.(L2.gov L.ly) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/20).(gov ly) Instruments for levels equation Standard L2.gov L.ly _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 = 0.000 0.110 Prob > chi2 = 0.010 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L2.gov L.ly) Hansen test excluding group: chi2(377) = 28.66 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 0.13 Prob > chi2 = 1.000 0.936 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(379) = 446.40 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(379) = 28.79 weakened by many instruments.) -3.70 -1.60 82 note: inigdppc omitted because of collinearity Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 672 34 R-sq: Obs per group: = avg = max = 14 19.8 20 within = 0.2407 between = 0.2166 overall = 0.1683 corr(u_i, Xb) F(9,629) Prob > F = -0.6662 y Coef ly dregime1 dregime2 dregime3 dregime4 inigdppc open gov edu crisis _cons 347455 1.836074 2.081716 1.668835 -13.03503 0131988 -.2400827 4019563 -1.134367 -.2262995 sigma_u sigma_e rho 3.3719019 4.0300748 41177899 F test that all u_i=0: Std Err .0341239 1.123529 8234585 9297215 4.235697 (omitted) 0077502 071896 1183466 5272642 1.683185 t P>|t| = = 22.15 0.0000 [95% Conf Interval] 10.18 1.63 2.53 1.79 -3.08 0.000 0.103 0.012 0.073 0.002 2804444 -.370248 4646559 -.1568986 -21.35284 4144657 4.042395 3.698777 3.494569 -4.717208 1.70 -3.34 3.40 -2.15 -0.13 0.089 0.001 0.001 0.032 0.893 -.0020207 -.381268 1695541 -2.169778 -3.531642 0284182 -.0988974 6343586 -.0989557 3.079043 (fraction of variance due to u_i) F(33, 629) = 2.55 Prob > F = 0.0000 83 Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: id Time variable : year Number of instruments = 260 Wald chi2(10) = 137.21 Prob > chi2 = 0.000 y Coef ly dregime1 dregime2 dregime3 dregime4 inigdppc open gov edu crisis _cons 3851318 4.388547 4.192043 4.487409 9.845263 -.0001174 0024784 -.1878497 2121409 -2.772961 -.6971395 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Robust Std Err .1083196 2.457576 2.423631 2.320051 3.908265 0000633 0045451 063418 1047328 7210753 2.754764 z 3.56 1.79 1.73 1.93 2.52 -1.86 0.55 -2.96 2.03 -3.85 -0.25 P>|z| 0.000 0.074 0.084 0.053 0.012 0.064 0.586 0.003 0.043 0.000 0.800 = = = = = 634 34 11 18.65 19 [95% Conf Interval] 1728294 -.4282139 -.5581855 -.0598067 2.185204 -.0002414 -.0064298 -.3121467 0068685 -4.186242 -6.096377 5974343 9.205308 8.942272 9.034624 17.50532 6.60e-06 0113866 -.0635526 4174133 -1.359679 4.702098 Instruments for first differences equation Standard D.(L.ly D2.gov L2.gov) Instruments for levels equation Standard L.ly D2.gov L2.gov _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(4/19).(gov ly) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.000 0.386 Prob > chi2 = 0.011 Prob > chi2 = 1.000 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.ly D2.gov L2.gov) Hansen test excluding group: chi2(246) = 23.65 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 4.66 Prob > chi2 = 1.000 0.198 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(249) = 303.22 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(249) = 28.31 weakened by many instruments.) -4.52 -0.87 84 ...BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP HỒ CHÍ MINH HỒNG THỊ NGA CHẾ ĐỘ TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ CÁC QUỐC GIA VÀ VÙNG LÃNH THỔ TRONG KHU VỰC CHÂU Á GIAI. .. liên quan đến sách tỷ giá bối cảnh hội nhập, nghiên cứu ? ?Chế độ tỷ giá hối đoái tăng trưởng kinh tế: chứng thực nghiệm từ quốc gia vùng lãnh thổ khu vực Châu Á giai đoạn 1994- 2014? ?? lựa chọn 1.2... THUYẾT Trong chương này, nghiên cứu đề cập khái niệm, lý thuyết nghiên cứu trước tìm hiểu chế độ tỷ giá hối đoái, tăng trưởng kinh tế 2.1 Tỷ giá hối đoái chế độ tỷ giá hối đoái 2.1.1 Tỷ giá hối đoái