BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ DUYÊN TÁC ĐỘNG CỦA ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI VÀ ĐỘ MỞ TÀI CHÍNH ĐẾN PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH Ở MỘT SỐ QUỐC GIA ĐANG PHÁT TRIỂN TẠI KHU VỰC CHÂU Á 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 DUYÊN TÁC ĐỘNG CỦA ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI VÀ ĐỘ MỞ TÀI CHÍNH ĐẾN PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH Ở MỘT SỐ QUỐC GIA ĐANG PHÁT TRIỂN TẠI KHU VỰC CHÂU Á CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG MÃ SỐ: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: GS TS TRẦN NGỌC THƠ Tp.Hồ Chí Minh - Năm 2016 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn “Tác động độ mở thương mại độ mở tài đến phát triển tài số quốc gia phát triển khu vực Châu Á” công trình nghiên cứu riêng Các thông tin, liệu sử dụng luận văn trung thực, nội dung trích dẫn có ghi nguồn gốc kết trình bày luận văn chưa công bố công trình nghiên cứu trước Nếu phát có gian lận nào, xin chịu toàn trách nhiệm trước Hội Đồng TP Hồ Chí Minh, ngày 10 tháng 12 năm 2016 MỤC LỤC Trang TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG DANH MỤC CÁC HÌNH TÓM TẮT CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý lựa chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu đề tài 1.2.1 Mục tiêu chung 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu cụ thể 1.3 Phương pháp nghiên cứu 1.4 Ý nghĩa đề tài 1.5 Bố cục Luận văn CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN KHOA HỌC VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN THẾ GIỚI VỀ ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI VÀ ĐỘ MỞ TÀI CHÍNH TÁC ĐỘNG LÊN PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH Ở CÁC QUỐC GIA 2.1 Cơ sở lý luận khoa học 2.1.1 Lý thuyết phát triển tài 2.1.1.1 Định nghĩa phát triển tài 2.1.1.2 Các thước đo phát triển tài 2.1.2 Lý thuyết độ mở thương mại 11 2.1.2.1 Định nghĩa độ mở thương mại 11 2.1.2.2 Thước đo độ mở thương mại 11 2.1.3 Lý thuyết độ mở tài 12 2.1.3.1 Định nghĩa độ mở tài 12 2.1.3.2 Các thước đo độ mở tài 13 2.2 Kết nghiên cứu thực nghiệm 15 2.2.1 Các nghiên cứu thực nghiệm độ mở thương mại độ mở tài 15 2.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng độ mở thương mại độ mở tài lên phát triển tài 15 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 20 3.1 Tình hình phát triển tài khu vực Châu Á từ năm 1991- 2015 20 3.2 Mô hình thực nghiệm 21 3.2.1 Mô hình thực nghiệm 21 3.2.2 Ưu điểm phương pháp nghiên cứu liệu bảng 24 3.3 Dữ liệu mẫu quan sát 25 3.3.1 Đo lường phát triển tài 26 3.3.2 Đo lường độ mở thương mại độ mở tài 28 3.3.3 Biến kiểm soát 28 3.3.4 Nguồn liệu 28 3.3.5 Sự phù hợp kích thước mẫu 29 3.4 Phương pháp ước lượng 29 3.4.1 Kiểm định trường hợp khuyết tật mô hình vi phạm giả định 31 3.4.2 Phương pháp hồi quy GMM 34 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 39 4.1 Phân tích thống kê mô tả biến mô hình 41 4.2 Kiểm định tương quan biến mô hình đa cộng tuyến 44 4.2.1 Ma trận tương quan đơn tuyến tính cặp biến Pearson 44 4.2.2 Kiểm định đa cộng tuyến mô hình 45 4.3 Kiểm định lựa chọn mô hình Pooled mô hình liệu bảng FEM 46 4.4 Kiểm định lựa chọn mô hình Pooled mô hình liệu bảng REM 47 4.5 Kiểm định lựa chọn mô hình FEM mô hình liệu bảng REM 48 4.6 Kiểm định tượng phương sai thay đổi phần dư liệu bảng – Greene (2000) 49 4.7 Kiểm định tượng tự tương quan phần dư liệu bảng – Wooldridge (2002) Drukker (2003) 50 4.8 Phân tích kết hồi quy 51 4.9 Những thành phần khác biệt quốc gia mối quan hệ độ mở thương mại độ mở tài ảnh hưởng đến phát triển tài 61 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 65 5.1 Kết luận 65 5.2 Gợi ý sách 66 5.3 Hạn chế đề tài 68 5.4 Hướng mở rộng đề tài 68 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT  Tên viết tắt Tên gọi đầy đủ ADB Asian Development Bank - Ngân hàng phát triển Châu Á Association of Southeast Asian Nations - Hiệp hội quốc gia Đông ASEAN Nam Á Tỷ số tiền gửi ngân hàng cho khoản tín dụng nội địa so với tiền gửi BANK ngân hàng cộng tín dụng nội địa ngân hàng trung ương enroll tỷ lệ nhập học tương ứng FD Financial Development - Phát triển tài FDI Foreign Direct Investment - Đầu tư trực tiếp nước FEM Fixed effect model - mô hình tác động cố định FO Financial Openness - độ mở tài GDP Gross Domestic Product - Tổng sản phẩm quốc nội Generalized Methods of Moments- Mô hình liệu bảng động tuyến GMM tính gov Chi tiêu phủ ILO International Labour Organization - Tổ chức lao động quốc tế IMF International Monetary Fund - Quỹ tiền tệ quốc tế LLY Tỷ lệ nợ khoản với GDP Tỷ lệ khoản tín dụng cho khu vực tư nhân phi tài so với tổng PRIVATE mức tín dụng nội địa Tỷ lệ khoản cho vay khu vực tư nhân phi tài so với PRIVY GDP REM Random effects model - mô hình tác động ngẫu nhiên rgdp Tổng sản phẩm quốc nội thực (GDP thực) TO Trade Openness - Độ mở thương mại WB Work Bank - Ngân hàng Thế Giới DEPT Tổng dư nợ hệ thống tài chính/ GDP FIR Tổng số tiền cho vay tiền gửi hệ thống tài chính/GDP SAV Tổng số tiền tiết kiệm hộ gia đình / GDP PRV Tín dụng tư nhân / Tổng tín dụng DANH MỤC CÁC BẢNG  Trang Bảng 3.1: Tổng hợp biến dùng mô hình thực nghiệm 23 Bảng 3.2: Danh sách nước mẫu nghiên cứu 26 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến mô hình 42 Bảng 4.2: Ma trận tương quan tuyến tính đơn cặp biến 45 Bảng 4.3: Kết kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai đối mô hình 46 Bảng 4.4: Kết kiểm định lựa chọn Pooled FEM 47 Bảng 4.5: Kết kiểm định lựa chọn Pooled REM 47 Bảng 4.6: Kết kiểm định lựa chọn FEM REM 48 Bảng 4.7: Kết kiểm tra phương sai thay đổi mô hình 49 Bảng 4.8: Kết kiểm tra tự tương quan mô hình 50 Bảng 4.9: Kết biến phụ thuộc DEPT 54 Bảng 4.10: Kết hồi quy mô hình với biến phụ thuộc FIR 57 Bảng 4.11: Kết hồi quy mô hình với biến phụ thuộc SAV 58 Bảng 4.12: Kết hồi quy mô hình với biến phụ thuộc PRV 60 Bảng 4.13: Thành phần khác biệt mối quan hệ TO - DEPT 62 Bảng 4.14: Thành phần khác biệt mối quan hệ TO - DEPT 63 DANH MỤC CÁC HÌNH Hình 3.1: Biểu thị tăng trưởng khu vực Châu Á từ năm 1995-2015 20 TÓM TẮT Trong nghiên cứu này, tác giả tiến hành nghiên cứu thực nghiệm để điều tra tác động độ mở thương mại độ mở tài số khác phát triển tài Nghĩa độ mở thương mại có ảnh hưởng đến phát triển tài độ mở tài có tác động lên phát triển tài hay không? Trên sở thực nghiệm số quốc gia phát triển khu vực Châu Á, nghiên cứu sử dụng mô hình ước lượng hồi quy tuyến tính (Linear regression) tảng kiểm định GMM (Generalized Methods of Moments- mô hình liệu bảng động tuyến tính) gợi ý từ Arellano Bond 1991 từ khắc phục yếu điểm mô hình Pooled, FEM hay REM tồn đọng Nguồn liệu nghiên cứu sử dụng liệu bảng (Panel data) từ 15 quốc gia phát triển khu vực Châu Á giai đoạn từ năm 1991 đến năm 2015, với kỳ quan sát tính theo năm Bài nghiên cứu rút phát quan trọng sau đây: Thứ nhất, đánh giá tác động độ mở thương mại phát triển tài chính, kết cho thấy độ mở thương mại tác động tiêu cực đến kích thước phát triển tài Nhưng ngược lại, độ mở thương mại lại tác động tích cực lên hiệu phát triển tài Thứ hai, đánh giá tác động độ mở tài phát triển tài chính, kết cho thấy độ mở tài tác động tiêu cực đến kích thước phát triển tài Kết nghiên cứu cho thấy thực có tác động độ mở thương mại độ mở tài đến phát triển tài số quốc gia phát triển khu vực Châu Á Và điều phù hợp với nghiên cứu trước, nghiên cứu góp phần quan trọng việc giải thích mối liên hệ độ mở lên phát triển tài Từ khóa: Độ mở thương mại, độ mở tài chính, phát triển tài Phục lục 1: Thống kê mô tả Variable Obs Mean liquidliab~s privatecre~t sav prv to 375 375 375 375 375 4.493383 3.595373 26.3196 3.670252 4.320619 fo rgdp gov enroll 375 375 375 375 8053506 7.155085 2.424706 4.659159 Std Dev Min Max 1296361 8079026 10.82859 8079789 5295791 3.780109 1.126553 2.448873 8637276 2.815106 4.605094 5.111145 60.78199 5.11502 5.395477 1.628993 9599578 3777355 1121218 -5.409096 4.962606 1.241366 4.303608 13.96909 9.333183 3.358014 4.979543 Phụ lục 2: Ma trận tương quan liquid~s privat~t liquidliab~s privatecre~t sav prv to fo rgdp gov enroll 1.0000 0.6929 0.3902 0.7106 0.3664 -0.0132 0.5479 0.3255 0.2762 1.0000 0.4844 0.9847 0.2616 -0.2271 0.6620 0.3295 0.0809 sav prv to fo rgdp gov enroll 1.0000 0.4837 -0.0855 0.0223 0.2790 0.0062 0.0414 1.0000 0.2743 -0.2271 0.6718 0.3308 0.0917 1.0000 0.1752 0.4455 0.0424 0.1606 1.0000 -0.0642 0.0000 0.0375 1.0000 0.4458 0.0117 1.0000 -0.0673 1.0000 Phụ lục : Nhân tử phóng đại phương sai VIF Variable VIF 1/VIF rgdp to gov fo enroll 1.67 1.41 1.31 1.07 1.03 0.598234 0.709244 0.764042 0.937967 0.967417 Mean VIF 1.30 Phụ lục 4: Kiểm định mô hình Kiểm định Pooled với FEM F test that all u_i=0: F(14, 338) = 1.35 Prob > F = 0.1752 F test that all u_i=0: F(14, 338) = 1.77 Prob > F = 0.0416 F test that all u_i=0: F(14, 338) = 3.61 Prob > F = 0.0000 F test that all u_i=0: F(14, 338) = 1.80 Prob > F = 0.0378 Kiểm định Pooled với REM Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects liquidliabilities[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] Estimated results: Var liquidl~s e u Test: sd = sqrt(Var) 014507 0024373 00001 120445 0493694 0031693 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.01 0.4636 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects privatecredit[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] Estimated results: Var private~t e u Test: sd = sqrt(Var) 641456 0178991 8009095 1337874 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects sav[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] Estimated results: Var sav e u Test: sd = sqrt(Var) 115.8127 14.47582 10.76163 3.80471 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects prv[stt,t] = Xb + u[stt] + e[stt,t] Estimated results: Var prv e u Test: sd = sqrt(Var) 6359279 0202199 7974509 1421966 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 Kiểm định FEM với REM Coefficients (b) (B) tenmohinhfe1 tenmohinhre1 L.liquidli~s to fo tofo rgdp gov enroll 7534944 01733 -.0109554 0020507 0104853 0247533 0680221 7875047 0074063 0033454 -.0009926 0055311 0051963 0615458 (b-B) Difference -.0340103 0099237 -.0143008 0030433 0049542 019557 0064763 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0135982 0127884 0137597 0028986 003454 0167687 0372327 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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 11.04 Prob>chi2 = 0.1367 Coefficients (b) (B) tenmohinhfe1 tenmohinhre1 L.privatec~t to fo tofo rgdp gov enroll 9221898 0456661 0892124 -.0216756 0245898 0794286 2562447 966955 0376881 0783953 -.0181878 -.0046751 0004382 120724 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0447652 007978 010817 -.0034878 0292649 0789904 1355207 0186275 0365681 0394842 008338 0110116 0466867 1034534 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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 21.00 Prob>chi2 = 0.0038 Coefficients (b) (B) tenmohinhfe1 tenmohinhre1 L.sav to fo tofo rgdp gov enroll 7296243 5080791 4.189437 -.9271855 8585605 -4.921812 -.386572 9093619 -.1021766 5.375387 -1.177545 2320566 -.5773929 8010104 (b-B) Difference -.1797376 6102557 -1.18595 2503592 626504 -4.344419 -1.187582 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0276647 9407089 9259959 1946807 2741796 1.307454 2.813448 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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 55.00 Prob>chi2 = 0.0000 Coefficients (b) (B) tenmohinhfe1 tenmohinhre1 L.prv to fo tofo rgdp gov enroll 898247 065778 -.0232363 0010444 048753 0705842 1977789 950145 0402029 0284312 -.0089306 0090723 -.0160877 1568829 (b-B) Difference -.0518981 0255752 -.0516675 009975 0396807 0866719 0408959 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .018814 0391154 0419598 0088552 0117793 0496235 1097385 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(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 20.21 Prob>chi2 = 0.0051 Phụ lục : 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 (15) = Prob>chi2 = 5519.95 0.0000 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (15) = Prob>chi2 = 56.42 0.0000 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (15) = Prob>chi2 = 648.27 0.0000 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (15) = Prob>chi2 = 57.45 0.0000 Phụ lục : Tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 14) = 35.149 Prob > F = 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 14) = 54.550 Prob > F = 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 14) = 47.994 Prob > F = 0.0000 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 14) = 26.934 Prob > F = 0.0001 Phụ lục 7: Kết hồi quy Mô hình Pooled OLS Source SS df MS Model Residual 4.33806807 869942473 352 61972401 002471427 Total 5.20801054 359 014506993 liquidliabilities Coef liquidliabilities L1 .7898814 0261269 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 0073802 0045903 -.0012601 0053465 0048685 0604632 586959 006451 0249234 0053552 0039021 0081733 0251897 1292376 Source SS Number of obs F( 7, 352) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE Std Err df t [95% Conf Interval] 30.23 0.000 7384968 8412659 1.14 0.18 -0.24 1.37 0.60 2.40 4.54 0.253 0.854 0.814 0.172 0.552 0.017 0.000 -.0053072 -.0444272 -.0117923 -.0023278 -.011206 0109219 3327839 0200676 0536078 0092722 0130209 0209431 1100044 841134 Model Residual 223.789019 6.49366767 352 31.9698598 01844792 Total 230.282686 359 641455951 Coef Std Err privatecredit L1 .966955 0124217 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 0376881 0783953 -.0181878 -.0046751 0004382 120724 -.5412997 0174758 0680485 0146193 0117819 0221127 0658574 3087093 360 250.76 0.0000 0.8330 0.8296 04971 P>|t| MS privatecredit = = = = = = Number of obs F( 7, 352) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t = 360 = 1732.98 = 0.0000 = 0.9718 = 0.9712 = 13582 P>|t| [95% Conf Interval] 77.84 0.000 9425248 9913851 2.16 1.15 -1.24 -0.40 0.02 1.83 -1.75 0.032 0.250 0.214 0.692 0.984 0.068 0.080 0033179 -.0554375 -.04694 -.0278468 -.0430514 -.0087994 -1.148446 0720583 2122282 0105643 0184967 0439278 2502474 065847 Source SS df MS Model Residual 35952.0335 5624.73098 352 5136.00478 15.9793494 Total 41576.7645 359 115.812714 sav Coef sav L1 .9093619 0215317 to fo tofo rgdp gov enroll _cons -.1021766 5.375387 -1.177545 2320566 -.5773929 8010104 -.7764458 5349591 2.002839 4303037 3161713 6617157 1.936406 9.03798 Source SS Std Err df t Number of obs F( 7, 352) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE [95% Conf Interval] 42.23 0.000 8670149 9517089 -0.19 2.68 -2.74 0.73 -0.87 0.41 -0.09 0.849 0.008 0.007 0.463 0.383 0.679 0.932 -1.154295 1.43635 -2.023834 -.3897658 -1.878807 -3.007369 -18.55168 9499415 9.314423 -.3312551 853879 7240208 4.60939 16.99879 Model Residual 220.955234 7.34289119 352 31.5650335 020860486 Total 228.298125 359 635927926 Coef Std Err prv L1 .950145 0132341 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 0402029 0284312 -.0089306 0090723 -.0160877 1568829 -.7011729 0185844 0723424 0155471 0125495 0235135 0700806 3285483 360 321.42 0.0000 0.8647 0.8620 3.9974 P>|t| MS prv = = = = = = t Number of obs F( 7, 352) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = 360 = 1513.15 = 0.0000 = 0.9678 = 0.9672 = 14443 P>|t| [95% Conf Interval] 71.80 0.000 9241172 9761729 2.16 0.39 -0.57 0.72 -0.68 2.24 -2.13 0.031 0.695 0.566 0.470 0.494 0.026 0.034 0036524 -.1138465 -.0395074 -.0156091 -.0623323 0190537 -1.347338 0767533 1707089 0216462 0337538 0301569 2947122 -.0550084 Mô hình REM Random-effects GLS regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 360 15 R-sq: within = 0.7602 between = 0.9788 overall = 0.8330 Obs per group: = avg = max = 24 24.0 24 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) Std Err z = = liquidliabilities Coef liquidliabilities L1 .7875047 0263057 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 0074063 0033454 -.0009926 0055311 0051963 0615458 5903858 0066305 0251109 005394 0039522 0084005 0258686 1320456 sigma_u sigma_e rho 00316927 04936936 0041041 (fraction of variance due to u_i) 1699.87 0.0000 P>|z| [95% Conf Interval] 29.94 0.000 7359465 8390628 1.12 0.13 -0.18 1.40 0.62 2.38 4.47 0.264 0.894 0.854 0.162 0.536 0.017 0.000 -.0055892 -.0458711 -.0115646 -.0022151 -.0112683 0108442 3315811 0204019 0525619 0095794 0132773 0216609 1122474 8491905 Mô hình FEM Fixed-effects (within) regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 360 15 R-sq: Obs per group: = avg = max = 24 24.0 24 within = 0.9133 between = 0.9933 overall = 0.9691 corr(u_i, Xb) F(7,338) Prob > F = 0.0185 privatecredit Coef privatecredit L1 .9221898 0220538 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 0456661 0892124 -.0216756 0245898 0794286 2562447 -1.444479 0399219 0774949 0165777 015885 0508844 1207987 5639397 sigma_u sigma_e rho 05641223 13378736 15095487 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(14, 338) = t = = 508.69 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] 41.82 0.000 8788099 9655697 1.14 1.15 -1.31 1.55 1.56 2.12 -2.56 0.253 0.250 0.192 0.123 0.119 0.035 0.011 -.0328607 -.0632206 -.054284 -.006656 -.0206614 0186328 -2.553752 1241928 2416453 0109328 0558356 1795186 4938566 -.3352052 1.77 Prob > F = 0.0416 Fixed-effects (within) regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 360 15 R-sq: Obs per group: = avg = max = 24 24.0 24 within = 0.6773 between = 0.9464 overall = 0.8341 corr(u_i, Xb) F(7,338) Prob > F = 0.5415 sav Coef sav L1 .7296243 0350564 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 5080791 4.189437 -.9271855 8585605 -4.921812 -.386572 12.88285 1.08218 2.206543 4722942 4184958 1.465368 3.415429 15.83714 sigma_u sigma_e rho 2.9064856 3.8047098 36851561 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err t = = 101.34 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] 20.81 0.000 6606682 7985804 0.47 1.90 -1.96 2.05 -3.36 -0.11 0.81 0.639 0.058 0.050 0.041 0.001 0.910 0.417 -1.620578 -.1508502 -1.856192 0353762 -7.804202 -7.104745 -18.26892 2.636736 8.529724 0018208 1.681745 -2.039423 6.331601 44.03462 F(14, 338) = 3.61 Prob > F = 0.0000 Fixed-effects (within) regression Group variable: stt Number of obs Number of groups = = 360 15 R-sq: Obs per group: = avg = max = 24 24.0 24 within = 0.9092 between = 0.9906 overall = 0.9637 corr(u_i, Xb) F(7,338) Prob > F = -0.0757 prv Coef prv L1 .898247 0226464 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 065778 -.0232363 0010444 048753 0705842 1977789 -1.302527 0426357 0823363 0176152 0169454 0540627 128192 5989238 sigma_u sigma_e rho 06586869 14219664 17666681 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(14, 338) = t = = 483.53 0.0000 P>|t| [95% Conf Interval] 39.66 0.000 8537013 9427926 1.54 -0.28 0.06 2.88 1.31 1.54 -2.17 0.124 0.778 0.953 0.004 0.193 0.124 0.030 -.0180866 -.1851925 -.0336048 0154214 -.0357575 -.0543757 -2.480615 1496427 1387198 0356937 0820847 176926 4499335 -.1244399 1.80 Prob > F = 0.0378 GMM Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: stt Time variable : year Number of instruments = 96 Wald chi2(7) = 5659.33 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max liquidliabilities Coef Std Err liquidliabilities L1 .4310249 0841257 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 0104333 -.0593232 0119281 022381 0291885 2214862 1.263466 0090449 0284414 0060124 0047139 0173777 0286547 2036373 z = = = = = 345 15 23 23.00 23 P>|z| [95% Conf Interval] 5.12 0.000 2661415 5959083 1.15 -2.09 1.98 4.75 1.68 7.73 6.20 0.249 0.037 0.047 0.000 0.093 0.000 0.000 -.0072945 -.1150672 000144 013142 -.0048711 1653241 8643441 028161 -.0035791 0237121 03162 0632481 2776483 1.662587 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L2.rgdp L2.tofo L2.fo L2.to D2.enroll) Instruments for levels equation Standard L2.rgdp L2.tofo L2.fo L2.to D2.enroll _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(1/2).(fo rgdp) 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(88) = 184.54 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(88) = 4.17 weakened by many instruments.) -2.20 1.23 Pr > z = Pr > z = 0.028 0.219 Prob > chi2 = 0.000 Prob > chi2 = 1.000 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: stt Time variable : year Number of instruments = 66 Wald chi2(7) = 2786.66 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max privatecredit Coef Std Err privatecredit L1 .9714423 0506616 to fo tofo rgdp gov enroll _cons -.1798177 -.1648249 0421459 1150376 -.1034803 2159565 -.695942 0767462 2851928 0630218 0908688 1084121 0644151 4062977 z = = = = = 345 15 23 23.00 23 P>|z| [95% Conf Interval] 19.18 0.000 8721474 1.070737 -2.34 -0.58 0.67 1.27 -0.95 3.35 -1.71 0.019 0.563 0.504 0.206 0.340 0.001 0.087 -.3302376 -.7237925 -.0813745 -.0630621 -.3159641 0897054 -1.492271 -.0293979 3941426 1656664 2931372 1090035 3422077 1003869 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L2.enroll L2.tofo) Instruments for levels equation Standard L2.enroll L2.tofo _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL(2/4).enroll 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(58) = 46.40 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(58) = 7.83 weakened by many instruments.) -2.30 -0.49 Pr > z = Pr > z = 0.022 0.626 Prob > chi2 = 0.863 Prob > chi2 = 1.000 Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM Group variable: stt Time variable : year Number of instruments = 181 Wald chi2(7) = 207.14 Prob > chi2 = 0.000 sav Coef sav L1 to fo tofo rgdp gov enroll _cons Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 345 15 23 23.00 23 Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] 2514596 1966485 1.28 0.201 -.1339644 6368837 -3.824692 3.5886 -.6707521 3.321695 -6.772314 -62.30798 319.5496 2.205108 14.69306 3.122417 1.522763 9.634127 38.6478 197.4918 -1.73 0.24 -0.21 2.18 -0.70 -1.61 1.62 0.083 0.807 0.830 0.029 0.482 0.107 0.106 -8.146625 -25.20926 -6.790577 3371345 -25.65486 -138.0563 -67.52717 4972401 32.38646 5.449073 6.306255 12.11023 13.44031 706.6264 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L2.enroll L2.to L.fo L.tofo L2.rgdp D2.enroll) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/4).(tofo enroll) Instruments for levels equation Standard L2.enroll L2.to L.fo L.tofo L2.rgdp D2.enroll _cons 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(173) = 220.77 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(173) = 6.51 weakened by many instruments.) -2.37 0.88 Pr > z = Pr > z = 0.018 0.379 Prob > chi2 = 0.008 Prob > chi2 = 1.000 Dynamic panel-data estimation, one-step system GMM Group variable: stt Time variable : year Number of instruments = 69 Wald chi2(7) = 328.02 Prob > chi2 = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max = = = = = 345 15 23 23.00 23 Robust Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] prv Coef prv L1 .7315602 0838392 8.73 0.000 5672385 895882 to fo tofo rgdp gov enroll _cons 2804506 -.3762658 0760462 1157671 364943 1936722 -2.788627 1490485 268603 0584854 0615973 1919462 55379 2.702214 1.88 -1.40 1.30 1.88 1.90 0.35 -1.03 0.060 0.161 0.194 0.060 0.057 0.727 0.302 -.0116791 -.9027179 -.0385832 -.0049615 -.0112647 -.8917363 -8.08487 5725803 1501864 1906755 2364956 7411507 1.279081 2.507615 Instruments for first differences equation Standard D.(L2.enroll D.to L2.fo D2.gov D.rgdp) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(3/5).enroll Instruments for levels equation Standard L2.enroll D.to L2.fo D2.gov D.rgdp _cons Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Sargan test of overid restrictions: chi2(61) = 62.70 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(61) = 4.60 > 1.000 -2.06 1.05 Pr > z = Pr > z = 0.039 0.295 Prob > chi2 = 0.416 Prob > chi2 = ... GIA O DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ DUYÊN TÁC ĐỘNG CỦA ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI VÀ ĐỘ MỞ TÀI CHÍNH ĐẾN PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH Ở MỘT SỐ... trị phức tạp số quốc gia nhu cầu nhập từ khu vực giảm Vậy có hay không phát triển độ mở thương mại quốc tế độ mở tài đẩy nhanh tốc độ tăng trưởng tài cho quốc gia phát triển khu cực Châu Á? Câu... hưởng đến phát triển tài số quốc gia phát triển khu vực Châu Á hay không? Hai là, kiểm định độ mở tài có ảnh hưởng đến phát triển tài số quốc gia phát triển khu vực Châu Á hay không? 1.3 Phương