Ý tưởng đầu tiên được Lars Peter Hansen (1982) xây dựng: phương pháp
GMM là phương pháp mô men tổng quát, được áp dụng khi số điều kiện mô men
nhiều hơn số hệ số cần ước lượng. Phương pháp này cũng thường được sử dụng
khi bài toán có vấn đề biến nội sinh.
Phương pháp GMM là tổng quát của phương pháp mô men (MM) với mỗi điều
kiện mô men là một phương trình về tính trực giao của một biến công cụ với thành
phần sai số trong mô hình. Phương pháp MM chủ trương sử dụng các mô men để ước
lượng hệ số. Khi số điều kiện mô men lớn hơn số hệ số cần ước lượng thì cần sử dụng
phương pháp GMM.
Ý tưởng của phương pháp này khi xử lý vấn đề biến nội sinh cho mô hình hồi
quy với số liệu mảng là như sau: phương pháp GMM tận dụng biến trễ của biến nội
sinh để tạo ra tập hợp các biến công cụ, với giả định rằng bản thân một biến số và biến
trễ của nó là có tương quan cao (tiêu chuẩn thứ nhất của biến công cụ), và sự biến đổi
của một biến số (cụ thể là biến phụ thuộc) hôm nay không có tác động trở lại với biến
trễ trong quá khứ, do đó có thể cho rằng biến trễ là không tương quan với sai số ngẫu
nhiên trong mô hình (điều kiện thứ hai của biến công cụ). Do có thể tận dụng nhiều biến
trễ để làm biến công cụ (hoặc biểu thức của các biến trễ) nên số moment có thể nhiều
hơn số hệ số cần ước lượng. Khi đó phương pháp GMM được sử dụng là phù hợp.
201 trang |
Chia sẻ: tueminh09 | Ngày: 07/02/2022 | Lượt xem: 537 | Lượt tải: 0
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Luận án Giáo dục, y tế và ảnh hưởng tương tác của chúng lên tăng trưởng kinh tế Việt Nam, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
ol.1, No. 1, 10-38.
77. Duflo (2001), ‘Schooling And Labor Market Consequences Of School
Construction In Indonesia: Evidence From An Unusual Policy Experiment’,
American Economic Review, v91(4,Sep), 795-813
78. Easterly, W. and Levine, R., (2001), It's Not Factor Accumulation: Stylized Facts
and Growth Models, Working Paper Series, Central Bank of Chili, Santiago.
Available online at , accessed 21 February 2008.
79. Elisa Valeriani & Sara Peluso (2011), ‘The Impact Of Institutional Quality On
Economic Growth And Development: An Empirical Study’, Journal of
Knowledge Management, Economics and Information Technology.
80. Elumah Lucas O. & Shobayo Peter B.(2017), ‘Effect of Expenditures on
Education, Human Capital Development and Economic Growth in Nigeria’, Nile
Journal of Business and Economics NileJBE, Vol 5, pp:40-50
81. Eric A. Hanushek Ludger Wößmann (2007), The Role of Education Quality for
Economic Growth, Policy Research Working Paper; No. 4122. World Bank,
Washington, DC. © World Bank. https://openknowledge.worldbank.org/
handle/10986/7154 License: CC BY 3.0 IGO.”
82. Eugene Kouassi & Oluyele Akinkugbe & Noni Oratile Kutlo & J. M. Bosson
Brou, (2018), ‘Health expenditure and growth dynamics in the SADC region:
evidence from non-stationary panel data with cross section dependence and
unobserved heterogeneity’, International Journal of Health Economics and
Management, Springer, Vol. 18(1), pp47-66.
83. Frank, Neil (2017), ‘Making the Grade: The Contribution of Education
Expenditure to Economic Growth’, Undergraduate Economic Review, Vol. 14 :
Iss. 1 , Article 11.
84. Ghanbari, A.; Basakha, M. (2008), Investigating the effects of public health care
expenditure on Iranian economic growth, 1338-1383,
https://www.sid.ir/En/Journal/ViewPaper.aspx?ID=135305
85. Ghanbari, A. and Basakha, M (2008), ‘investigating the effects of public health
care expenditure on iranian economic growth (1338-1383)’, Scientific
information database, Vol. 43 , No. 83; pp. 187 - 224.
158
86. Goode, R.., (1959), ‘Adding to the stosk of physical and human capital’,
American Economic Review, 49 (2): 147-55.
87. Grossman (1972), ‘On the Concept of Health Capital and the Demand for
Health’, The Journal of Political Economy, Vol. 80, No. 2. (Mar. - Apr., 1972),
pp. 223-255
88. Gundlach, E. (2001), “Education and Economic Development: An Empirical
Perspective,” Journal of Economic Development, vol. 26, No.1, pp.1-24
89. Gyimah-Brempong, K. (1998), “The Political Economy of Budgeting in Africa:
1971-1991”, Public Budgeting and Fiscal Management, 4(4), 590-616
90. Halıcı-Tülüce, N. S.; Doğan, Đ.; Dumrul, C. (2016), ‘Is income relevant for health
expenditure and economic growth nexus?’, International journal of health
economics and management, 161, 23-49.
91. Han và Baumgarte (2000), Economic Reform and Employment Relations in Vietnam
92. Hansen (2000), ‘Sample Splitting and Threshold Estimation’, Econometrica,Vol.
68, No. 3, 575-603, https://doi.org/10.1111/1468-0262.00124
93. Hanushek (2013), ‘Does school autonomy make sense everywhere? Panel
estimates from PISA’, Journal of Development Economics, 104 (2013) 212-232
94. Hanushek (2013), ‘Economic growth in developing countries: The role of human
capital’, Economics of Education Review, 37 (2013) 204-212
95. Hassan, M. S., & Kalim, R. (2012). The triangular causality among education, health
and economic growth: A time series analysis of Pakistan. World Applied Sciences
Journal, 18(2), 196-207. doi:10.5829/idosi.wasj.2012.18.02.3332.
96. Quốc hội (1992), Hiến pháp nước cộng hòa xã hội chủ nghĩa Việt Nam năm 1992.
97. Hoàng Khắc Lịch (2016), ‘Mối quan hệ giữa chi tiêu công và tăng trưởng kinh tế
giai đoạn 2008-2012’, Tạp chí Khoa học ĐHQGHN: Kinh tế và Kinh doanh, Tập
32, Số 3 10-17
98. Hongyi Li and Huang Liang (2010), ‘Health, education, and economic growth in
East Asia’, Journal of Chinese Economic and Foreign Trade Studies, Emerald
Group Publishing, Vol. 3(2), pp. 110 -131.
99. Hongyi LI, Liang HUANG, (2009), ‘Health, education, and economic growth in
China: Empirical findings and implications’, China Economic Review, Volume
20, Issue3, Pages 374-387.
159
100. Hoyt Bleakley (2010), ‘Health, Human Capital, and Development’, Annu Rev
Econom, No 02, pp: 283-310, doi: 10.1146/annurev.economics.102308.124436
101. Huff, W.G., (1999), ‘Singapore’s economic development four lessons and some
doubts’, Oxford Development Studies, 27(1):33 55.
102. Isola and Alani (2005), ‘Public Investment in Human Capital and Economic
Growth in Nigeria: Analysis on Regime Shifts’, Journal of Economics and
Development Studies, June 2014, Vol. 2, No. 2, pp. 213-231 ISSN: 2334-2382
(Print), 2334-2390 (Online)
103. Isola, W. A., and Anali, R. A. (2005), ‘Human Capital Development and
Economic Growth: Empirical Evidence froem Negeria’, Asian Economic and
Financial Review, 2(7), 813-827;
104. jangraiz khan et all (2015), ‘Human capital-economic growth nexus: A causality
analysis for Pakistan’, City University Research Journal, 05 (2):07.
105. Johansen, S. (1991), Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors
in Gaussian VectorAutoregressive Models, Econometrica, 59 (6), 1551-1580.
106. Johansen, S. (1995), ‘Identifying restrictions of linear equations with applications to
simultaneous equations and cointegration’, Journal of Econometrics, 69, 111- 132.
107. Jorge F. Baca Campodónico, Jorge R. Peschiera Cassinelli, Jorge A. Mesones
(2014), ‘The Impact of Public Expenditures in Education, Health, and
Infrastructure on Economic Growth and Income Distribution in Peru’, Inter-
American Development Bank.
108. Jude Eggoh, Hilaire Houeninvo And Gilles-Armand Sossou (2015), ‘Education,
Health and Economic growth in African coutries’, Journal of economic
development, Volume 40, Number 1.
109. Kang, J.M., (2006), ‘An estimation of growth model for South Korea using
human capital’, Journal of Asian Economics, 17(5):852-66
110. Khan, J & Khattak N. U. R (2013), ‘The significance of research and
development for economic growth: the case of Pakistan’, City University
Research Journal, 3 (2)
111. Khan, J. (2011), The Role of Human Capital in Economic growth of Pakistan
(1971-2008), Ph.D in Economics Thesis Submitted to Department of Economics,
University of Peshawar, Pakistan.
160
112. Khattak, N. U. R & Khan, J. (2012a), ‘The contribution of education to economic
growth: evidence from Pakistan’, International Journal of Business and Social
Science, 3 (4):145-151.
113. Khattak, Naeem Ur Rehman, khan, jangraiz (2012), The contribution of
education to economic growth: evidence from Pakistan
114. Kichiku (2007), ‘An analysis of the impacts of development on Gini inequality
using grouped and individual observations: Examples from the 1998 Vietnamese
Household Expenditure Data’, Journal of Asian Economics, 18(3):537-52.
115. Kikuchi, T., (2007), ‘An analysis of the impacts of development on Gini inequality
using grouped and individual observations: examples from the 1988 Vietnamese
Household Expenditure Data’, Journal of Asian Economics, 18(3): 537-52
116. Klump, R. và Nguyễn Thị Tuệ Anh (2004), ‘Patterns of Provincial Growth in
Viet Nam, 1995-2000: Empirical Anallysis and Policy Recommendations’, A
paper funded by German Development Agency (GTZ)
117. László Kónya (2006), ‘Exports and growth: Granger causality analysis on OECD
countries with a panel data approach’, Economic Modelling, Vol. 23, Issue 6, pp.
978-992
118. Kouton and Jeffrey (2018), ‘Education expenditure and economic growth: Some
empirical evidence from Côte d’Ivoire’, MPRA Paper 88350, University Library
of Munich, Germany.
119. Kwa k, S.Y. a Lee, Y.S., (2006), ‘Analyzing the Korea’s growth experience: the
application of R&D and human capital based growth models with demography’,
Journal of Asian Economics, 17(5):818-31.
120. Kwach and Lee (2006), ‘Analyzing the Korea’s growth experience: the
application of R&D and human capital based growth models with emography’,
Journal of Asian Economics, 17(5): 818-31
121. Lars Peter Hansen (1982), ‘Large Sample Properties of Generalized Method of
Moments Estimators’, Econometrica, Vol. 50, No. 4, pp. 1029-1054,
122. Lau, L.J., Jamison, D. T., Liu, S.C. and Rivkin, S. (1993), ‘Education and
economic growth: some cross-sectional evidence from Brzil’, Jounal of
Development Economics, Tập 41, tr. 58-59
161
123. Lê Hồ Phong Linh và Nguyễn Ngọc Anh Trúc (2016), ‘Tác động của bất bình
đẳng đến tăng trưởng kinh tế việt nam giai đoạn 2002 - 2012’, Tạp chí khoa học
đại học mở TP. HCM, Số 3 (48)
124. Lê Quốc Hội (2012), ‘Chính sách giáo dục và đào tạo ở Việt Nam: Thực trạng và
khuyến nghị’, Tạp chí kinh tế & Phát triển, số 181, tr.70-76
125. Lee, N., (2000), ‘Education and economic growth Korea, 1966 to 1997’, Journal
of Applied Business Research, 16(4):83-93.
126. Li, H. and Liang, H. (2010), ‘Health, education, and economic growth in East
Asia’, Journal of Chinese Economic and Foreign Trade Studies, Vol. 3 No. 2,
pp. 110-131.
127. Lin (2004), ‘The role of higher education in economic development: an empirical
study of Taiwan case’, Journal of Asian Economics, 15(2):355-71
128. Lin, C.-H. A and Orazem, P.F., (2004), ‘A re-examination of the time path of wage
differentials in Taiwan’, Review of Development Economics, 8(2): 295-308
129. Quốc hội (2005), Luật giáo dục của Quốc hội nước Cộng hòa xã hội Việt Nam,
số 38/2005/QH ngày 14 tháng 6 năm 2005.
130. Quốc hội (2009), Luật sửa đổi, bổ dung một số điều của Luật, số Số:
44/2009/QH12, ngày 25 tháng 11 năm 2009.
131. Lucas, Robert E, JR (1988), ‘On the Mechanics of Economic Development’,
Journal of Monetary Economics, pp: 3-42
132. Luciano Fanti and Luca Gori (2010), ‘On economic growth and minimum
wages’, MPRA Paper from University Library of Munich, Germany, No. 25842.
Online at https://mpra.ub.uni-muenchen.de/25842/
133. Mai Thị Thanh Xuân (2011), ‘Sử dụng dịch vụ y tế của người nghèo ở Hà Nội’,
Tạp chí Khoa học ĐHQGHN; 256-264
134. Maku (2009), ‘Public expenditure and economic growth nexus: Further evidence
from Nigeria’, Journal of Economics and International Finance Vol. 5(4), pp.
146-154, July, 2013 DOI: 10.5897/JEIF2013.0489 ISSN 2006-9812 ©2013
Academic Journals
135. Mallick et all (2016), ‘Impact of educational expenditure on economic growth in
major Asian countries: Evidence from econometric analysis’, theoretical and
Applied Economics, No. 2 / 2016 (607)
162
136. MANKIW, N. GREGORY, DAVID ROMER, AND DAVID WEIL (1992), ‘A
Contribution, to the Empirics of Economic Growth’, Quarterly Journal of
Economics 107 (May): 407-38
137. Mankiw, N.G., Romer, D., and Weil, D. (1992), ‘A Contribution to the Empirics of
Economic Growth’, Quarterly Journal of Economics, Tập 107, tr. 401-437.
138. Marta C. N, (2011), ‘Education Composition and Growth: A Pooled Mean Group
Analysis of OECD Countries’, Panoeconomicus, Vol 4, pp. 455-471
139. Maurer-Fazio và Dinh (2004), ‘Differential rewards to, and contributions of,
education in urban China’s segmented labor markets’, Pacific Economic Review,
9(3):173-89.
140. Beine, Michel and Docquier, Frederic and Rapoport, Hillel (2001). ‘Brain drain
and economic growth: theory and evidence’, Journal of Development Economics,
Elsevier, vol. 64(1), pages 275-289.
141. Milanovic, B (2006), ‘Inequality and determinants of earnings in Malaysia, 1984-
97’, Asian Economic Journal, 20(2):191-216
142. Mincer (1974), Schooling, Experience and Earnings, the National Bureau of
Economic Research
143. Mincer (1984), ‘Human capital and economic growth’, Economics of Education
Review, vol. 3, issue 3, 195-205
144. Mohsen Mehrara et al, Int.J.Buss.Mgt.Eco.Res. (2012), ‘The Relationship
between Health Expenditures and Economic Growth in Middle East & North
Africa (MENA),, Countries, Vol 3(1), 425-428
145. Mohun P. Odit, K. Dookhan, S. Fauzel (2010), ‘The Impact Of Education On
Economic Growth: The Case Of Mauritius’, International Business & Economics
Research Journal, Volume 9, Number 8
146. Moock, P. R., Patrinos, H. A. and Venkatarama, M.(1998), ‘Education and
earnings in a transition economy: The case of Vietnam’, World Bank policy
Research Working paper
147. Mulligan & Salai-Martin (1993), ‘Transitional Dynamics in Two-Sector Models
of Endogenous Growth’, Quarterly Journal of Economics, 108(3):739-73.
163
148. N. Gregory Mankiw David Romer David N. Weil (1992), ‘a contribution to the
empirics of economic growth’, The Quarterly Journal of Economics, Volume
107, Issue 2, Pages 407-437, https://doi.org/10.2307/2118477
149. Naeem Ur Rehman Khattak, Jangraiz Khan (2012), ‘The contribution of
education to economic growth: evidence from Pakistan’, International Journal of
Business and Social Science, Vol. 3 No. 4
150. Nelson, R.S. a P elps, E. (1966), ‘I vestme t in humans, technology diffusion, and
economic growth’, American Economic Review, 56(2):69-75
151. Ngô Thái Hưng (2015), ‘Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và ngân sách giáo
dục tại Việt Nam giai đoạn 2000-2012’, Tạp chí Phát triển và Hội nhập, số 24
(34), tr. 8-11, tháng 9-10/2015.
152. Nguyễn Đức Thành (2004), Private and Social Returns to Investments in
Education in Vietnam over time: 1993-2002, MDE thesis, NEU
153. Nguyễn Ngọc Hùng (2016), Tác động của nguồn nhân lực đến tăng trưởng kinh
tế Việt Nam, 10:00 16/09/2014 từ
doi/trao-doi-binh-luan/tac-dong-cua-nguon-nhan-luc-den-tang-truong-kinh-te-
viet-nam-90807.html
154. Nguyễn Ngọc Hùng và Tống Thị Lộc (2017), ‘Tác động của chi tiêu công đến
tăng trưởng kinh tế ở các nước ASEAN’, Tạp chí tài chính, 04:00 24/12/2017, từ
truong-kinh-te-o-cac-nuoc-asean-133622.html
155. Nguyễn Nguyệt Nga (2002), ‘Trends in the Education Sector from 1993-1998’,
World Bank Policy Research Working Paper, Số 2891
156. Nguyễn Quang Trung và Trần Phạm Khánh Toàn (2014), ‘Tác động của chi tiêu
công đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia Đông Nam Á’, Tạp chí khoa học
trường đại học mở Thành Phố Hồ Chí Minh, số 3 (36)
157. Nguyễn Thị Tuệ Anh và cộng sự (2005), Chất lượng tăng trưởng kinh tế - một số
đánh giá ban đầu, Hà Nội
158. OECD (2010), Education at a Glance 2010: OECD Indicators, Published: Paris,
France, Physical description: 469 p.
159. Omojimite, Ben U (2010), ‘The Impact of Exchange Rate Reforms on Trade
Performance in Nigeria’, Journal of Social Sciences, Vol. 23, Issue 1, pp. 53-62.
164
160. Oyama, M. (2014), ‘How does Income distribution affect Economic Growth?
Evidence from Japanese prefectural Data’, Japan: The Institute of Social and
Economic Research Osaka University.
161. Ozturk, S., & Topçu, E. (2014), ‘Health expenditures and economic growth:
Evidence from G8 countries’, International Journal of Economics and Empirical
Research, 2(6), 256-261.
162. Paul Plummer, Michael Taylor (2004), “Entrepreneurship and human capital: the
distillation of local economic growth model to inform”, Journal of Small
Business and Enterprise Development Volume: 11 Issue: 4 2004
163. Pesaran et al. (2001) Pesaran M.H., Shin, Y., & Smith, R.J. (2001), ‘ Bounds
testing approaches to the analysis of level relationships’. Journal of Applied
Econometrics, 16(3), 289-326. doi:10.1002/jae.616
164. Phạm Hồng Hạnh, Nguyễn Văn Ngọc, Hạ Thị Thiều Dao (2014), ‘Mối quan hệ
giữa tăng trưởng kinh tế và việc làm tại Việt Nam’, Tạp chí Kinh tế & Phát triển,
số 286, tr.02-14.
165. Philip Stevens and Martin Weale (2003), Education and Economic Growth,
Support from the Economic and Social Research Council is gratefully
acknowledged.
166. Piabuo and Tieguhong (2017), ‘Health expenditure and economic growth-a review of
the literature and an analysis between the economic community for central African
states (CEMAC) and selected African countries’, Health Economics Review,
https://www.researchgate.net/publication/317387467_Health_expenditure_and_econo
mic_growth-a_review_of_the_literature_and_an_analysis_between_the_economic_
community_for_central_African_states_CEMAC_and_selected_African_countries
167. Psacharopoulos, G. (1984), The Contribution of Education to Economic Growth;
International Comparisons, edited by John Kendrick. In International
Comparisons of Productivity and Causes of the Slowdown. Cambridge, MA:
Ballinger.sity Press.
168. Chính phủ (2012), Quyết đinh 14/2012/QĐ-TTg về việc sửa đổi, bổ sung một số
điều của quyết định số 139/2002/qđ-ttg ngày 15 tháng 10 năm 2002 của thủ
tướng chính phủ về khám, chữa bệnh cho người nghèo, Hà Nội.
169. Ramsey (1928), ‘A mat emat al theory of saving ’, The Economic Journal, vol.
38, No.152, pp: 543-59.
165
170. Rebelo, Sergio T. (1991), ‘Long-Run Policy Analysis and Long-Run Growth’,
Journal of Political Economy, 99(3), 500-521.
171. Reilly, Mary (2012), ‘Do Physicians Contribute to Economic Growth? An
Empirical Analysis’, Honors Scholar Theses, 242,
https://opencommons.uconn.edu/srhonors_theses/242
172. Robert J. Barro (2013), ‘Health and Economic Growth’, Annals of Economics
and Finance, volume 14, issue 2, p. 329 - 366
173. Romer, P. M. (1986), ‘Increasing returns and long-run growth’, Journal of
Political Economy,Vol. 94, no 5, pp. 1002-1038.
174. Romer, P.M (1990), ‘Endogenous technological change’, The Journal of
Political Economy, 98(5): S71-102
175. Romer, P.M. (1986), ‘Increasing Returns and Long-Run Growth’, The Journal of
Political Economy, 94(5):1002-37
176. Salwa Trabelsi (2017), ‘Public education expenditure and economic growth: the
educational quality threshold effect’, EconPapers, vol. 45, 99-112
developpement.univ-tln.fr/en/pdf/R45/5 Trabelsi.pdf
177. Sawami Matsushita & Abu Siddique & Margaret Giles (2006), ‘Education and
Economic Growth: A Case Study of Australia’, Economics Discussion / Working
Papers: 06-15, The University of Western Australia, Department of Economics.
178. Schultz (1999), ‘Health and Schooling Investments in Africa’, Journal of
Economic Perspectives Vol. 13, No. 3, SUMMER 1999 (pp. 67-88)
179. Schultz, T. P. (1992) ‘The Role of Education and Human Capital in Economic
Development: An Empirical Assessment’, Yale Economic Growth Center
Discussion Papers Series, 670
180. Schultz, T.W (1988), ‘O vest spe al ze human capital to attain increasing retur s’,
G. Ranis and T.P. Schultz (eds), The State of Development Economics, Basil
Blackwell, Oxford:339-52
181. Schultz, T.W., (1961), ‘Investment in human capital’, American Economic
Review, 51(1):1-17
182. Scott, S. và Trương Thị Kim Chuyên (2004), Behind the numbers: Social
mobility, regional disparrities and new trajectories of development in rural
Vietnam, in Taylor, P. (ed.), Social Inequality in Vietnam: Challenges to Reform,
ISAS, Singapore, ]
166
183. Serge Mandiefe Piabuocorr and Julius Chupezi Tieguhong (2017), ‘Health
expenditure and economic growth - a review of the literature and an analysis
between the economic community for central African states (CEMAC) and
selected African countries’, Health Econ Rev, 7: 23.
184. Sergio Beraldo, Daniel Montolio Estivill, Gilberto Turati (2003), Healthy, educated and
wealthy: is the welfare state really harmful for growth?, Working Papers in
Economics 127, Universitat de Barcelona. Espai de Recerca en Economia.
185. Solow, R.M (1957), ‘Technical change and the aggregate production function’,
Review of Economics and Statistics, 39(3):312 20
186. Solow. R. M. (1956), ‘ A Contribution to the Theory of Economic Growth’. The
Quarterly Journal of Economics, 70 (1), 65-94
187. Spencer S, Seldon A (2007), ‘Immigration’, Blair’s Britain 1997-2007,
Cambridge: Cambridge University Press; Muktdair-Al-Mukit Dewan (2012),
Public Expenditure on Education and Economic Growth: The Case of
Bangladesh, IJAR-BAE 1(4): p. 10-18., Public Expenditure on Education and
Economic Growth: The Case of Bangladesh. IJAR-BAE 1(4): p. 10-18.
188. Swan, T. W. (1956), ‘Economic Growth and Capital Accumulation’, Economic
Record, 32 (2), 334-361
189. Tang & Lai (2011), ‘The Causal Relationship between Health and Education
Expenditures in Malaysia’, Theoretical and Applied Economics, Volume XVIII
(2011), No. 8(561), pp. 61-74
190. Toda, H.Y., Yamamoto, T.(1995), “Statistical inference in vector autoregressions with
possibly integrated processes”, Journal of Econometrics, 66(1-2), pp. 225-250
191. Trần Thọ Đạt (2002), ‘Determinants of TFP growth in Vietnam in the period
1986-2000’, Survery Report, APO
192. Trần Thọ Đạt (2008), Những nhân tố tác động tới tăng trưởng kinh tế các tỉnh,
thành phố Việt Nam giai đoạn 2000-2006 và một số kiến nghị cho giai đoạn tới,
Đề tài trọng điểm cấp Bộ.
193. Vidmantas Jankauskas (2009), “the impact of the institutional environmenton the
economic development”, Ekonomika , Vol 87, pp: 141-53
194. Wolff, E.N (2000), ‘Human capital investment and economic growth: exploring
the cross-country evidence’, Structural change and economic dynamics, Vol. 11,
pp. 433-472
167
195. Wong Kar-Yiu (2008), ‘Economic growth and resource allocation: the case of
China’, Journal of Chinese Economic Research Volume and Foreign Trade: 1
Issue: 2 2008
196. World Bank (1993), The World Bank annual report 1993, Washington DC.
Bank-annual-report-1993
197. Birdsall, Nancy M.; Campos, Jose Edgardo L.; Kim, Chang-Shik; Corden, W.
Max; MacDonald, Lawrence [editor]; Pack, Howard; Page, John; Sabor,
Richard; Stiglitz, Joseph E. (1993), The East Asian miracle : economic growth
and public policy : Main report (English). A World Bank policy research report.
New York, New York: Oxford University Press.
198. Yin-Chi Wang, (2011), ‘Health, Education and Development’, Society for
Economic Dynamics, 2011 Meeting Papers 1263
199. Zahramila Elmi and Somaye. Sadeghi (2012), ‘health care expenditures and
economic growth in developing countries: Panel co-integration and causality’,
Middle-East Journal of Scientific Research, 12 (1): 88-91
200. Zeynep Karaçor, Burcu Güvenek, Esra Ekinci, Sevilay Konya (2017),
‘relationship with education expenditure and economic growth in oecd countries:
a panel data analysis, Dubrovnik International Economic Meeting, Vol. 3 No. 1,
2017.pp: 255-269
201. Zin, R.H.M., (2005), ‘Income distribution in East Asian developing countries:
recent trends’, Asian-Pacific Economic Literature, 19(2):36-54
168
Phụ lục 1: TỔNG HỢP KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG
Bảng 1.1: Tổng hợp các ước lượng chi tiêu của tư nhân cho giáo dục đến tăng
trưởng kinh tế
Tên biến (1) (2) (3)
Logarit của chi tiêu tư nhân cho giáo dục 0,0026 0,027* 0,033**
Logarit của tỉ lệ việc làm 0,18* 0,097** 0,095**
Logarit của tiền lương 0,01 0,027 0,033*
tuổi thọ bình quân -0,014*** -0,017*** -0,018***
Logarit của Tỉ lệ đại học trên dân số 0,00029 -0,047* -0,042*
Logarit Tỉ lệ lao động nghề trên dân số -0,029*** -0,044*** -0,043***
Logarit của tỉ lệ vốn trên GDP 1*** 1*** 1***
tỷ lệ lao động có bằng cấp chứng chỉ 0,0017 0,0021 0,0021
chỉ số công khai minh bạch 0,025*** 0,016 0,014
Chỉ số Thủ tục hành chính công -0,00073 -0,012 -0,0075
Chỉ số Cung ứng dịch vụ công -0,016* 0,0013 0,0027
Chỉ số PCI của tỉnh 0,00011 0,0013 0,0012
Hằng số -0,05 1,7*** 1,7***
Giá trị p cho AR(1) 0,11 0,31
Giá trị p cho AR(2) 0,69 0,81
Giá trị kiểm định Hansen 38 38
Giá trị p kiểm định Hansen ,18 ,18
Số quan sát 315 310 310
Nguồn: tính toán từ Stata 14.2
Ghi chú:
*, **, *** ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
(1) Kết quả ước lượng mô hình tác động cố định (FEM)
(2) Kết quả ước lượng mô hình GMM một bước
(3) Kết quả ước lượng mô hình GMM hai bước
169
Phụ lục 1.2: Tổng hợp các ước lượng chi tiêu của tư nhân cho y tế đến tăng trưởng
kinh tế
Tên biến (1) (2) (3)
Logarit của chi tiêu tư nhân cho y tế 0,032*** 0,037** 0,026
Logarit của tỉ lệ việc làm 0,18* 0,1** 0,082*
Logarit của tiền lương 0,022 0,014 0,017
tuổi thọ bình quân -0,01** -0,0072 -0,0091
Logarit của số bác sĩ trên 1 vạn dân -0,026* -0,031 -0,036
Logarit Tỉ lệ lao động nghề trên dân số -0,039*** -0,067*** -0,058***
Logarit Số sinh viên của tỉnh 0,0085 -0,036 -0,024
Logarit của tỉ lệ vốn trên GDP 0,99*** 0,99*** 0,99***
tỷ lệ lao động có bằng cấp, chứng chỉ 0,0017 0,0085** 0,0076*
Chỉ số Thủ tục hành chính công -0,0016 -0,0021 0,0038
Chỉ số Cung ứng dịch vụ công 0,0043 0,00098 -0,0023
Chỉ số PCI của tỉnh -0,00026 -0,00024 0,00018
Hằng số 0,016 1,4*** 1,6***
Giá trị p cho AR(1) 0,94 0,64
Giá trị p cho AR(2) 0,43 0,45
Giá trị kiểm định Hansen 42 42
Giá trị p kiểm định Hansen 0,12 0,12
Số quan sát 310 310 310
Nguồn: tính toán từ Stata 14.2
Ghi chú:
*, **, *** ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
(1) Kết quả ước lượng mô hình tác động cố định (FEM)
(2) Kết quả ước lượng mô hình GMM một bước
(3) Kết quả ước lượng mô hình GMM hai bước
170
Phụ lục 1.3: Tổng hợp các ước lượng chi tiêu của tư nhân cho y tế - giáo dục
đến tăng trưởng kinh tế
Tên biến (1) (2) (3)
Logarit của chi tiêu tư nhân cho giáo dục
0,018 0,081*** 0,083**
Logarit của chi tiêu tư nhân cho Y tế
0,05* 0,057** 0,057*
Biến tương tác
-0,014 -0,058*** -0,059**
Logarit của tỉ lệ việc làm
0,19* 0,0023 0,0031
Logarit của tiền lương
0,022* 0,047*** 0,048**
tuổi thọ bình quân
-0,0077 -0,012*** -0,012***
Logarit của số bác sỹ trên 1 vạn dân
-0,027* 0,00053 0,0024
Logarit của Tỉ lệ đại học trên dân số
0,0098 -0,0055 -0,006
Logarit Tỉ lệ lao động nghề trên dân số
-0,033*** -0,016* -0,016**
Logarit Số sinh viên của tỉnh
0,0097 -0,0029 -0,0037
Logarit của tỉ lệ vốn trên GDP
1*** 1*** 1***
Chỉ số Thủ tục hành chính công
-0,0009 0,0075 0,0064
Chỉ số Cung ứng dịch vụ công
0,0033 -0,0091 -0,0071
Chỉ số PCI của tỉnh
-0,00012 0,00035 0,00021
Hằng số
-0,6 1,6*** 1,6***
Giá trị p cho AR(1) 0,094 0,09
Giá trị p cho AR(2) 0,52 0,49
Giá trị kiểm định Hansen 54 54
Giá trị p kiểm định Hansen 0,097 0,081
Số quan sát 310 310 310
Nguồn: tính toán từ Stata 14.2
Ghi chú:
*, **, *** ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
(1) Kết quả ước lượng mô hình tác động cố định (FEM)
(2) Kết quả ước lượng mô hình GMM một bước
(3) Kết quả ước lượng mô hình GMM hai bước
171
Phụ lục 1.4: Tổng hợp các ước lượng chi tiêu công cho giáo dục
đến tăng trưởng kinh tế
Tên biến (1) (2) (3)
Logarit của chi tiêu công cho giáo dục 0,0056 0,00038 0,0015
Logarit của tỉ lệ việc làm 0,18* 0,082** 0,087*
Logarit của tiền lương 0,0094 0,031 0,03
tuổi thọ bình quân -0,014*** -0,017*** -0,018***
Logarit của Tỉ lệ đại học trên dân số 0,00088 -0,04 -0,041
Logarit Tỉ lệ lao động nghề trên dân số -0,028*** -0,037** -0,04***
Logarit của tỉ lệ vốn trên GDP 1*** 1*** 1***
tỷ lệ lao động có bằng cấp chứng chỉ 0,0016 0,0019 0,0024
chỉ số công khai minh bạch 0,025*** 0,016 0,014
Chỉ số Thủ tục hành chính công -0,00072 -0,0083 -0,0017
Chỉ số Cung ứng dịch vụ công -0,016* 0,00063 0,0025
Chỉ số PCI của tỉnh 0,0002 0,0012 0,0011
Hằng số 0,072 1,6*** 1,6***
Giá trị p cho AR(1) 0,09 0,35
Giá trị p cho AR(2) 0,76 0,88
Giá trị kiểm định Hansen 47 47
Giá trị p kiểm định Hansen 0,033 0,033
Số quan sát 315 310 310
Nguồn: tính toán từ Stata 14.2
Ghi chú:
*, **, *** ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
(1) Kết quả ước lượng mô hình tác động cố định (FEM)
(2) Kết quả ước lượng mô hình GMM một bước
(3) Kết quả ước lượng mô hình GMM hai bước
172
Phụ lục 1.5: Tổng hợp các ước lượng chi tiêu công cho y tế đến tăng trưởng kinh tế
Tên biến (1) (2) (3)
Logarit của chi tiêu công cho y tế 0,028** 0,015 0,018
Logarit của tỉ lệ việc làm 0,15 0,066 0,058
Logarit của tiền lương 0,027** 0,028* 0,034**
tuổi thọ bình quân -0,014*** -0,0049 -0,0067
Logarit của số bác sĩ trên 1 vạn dân -0,017 -0,037* -0,041
Logarit Tỉ lệ lao động nghề trên dân số -0,039*** -0,041*** -0,04***
Logarit Số sinh viên của tỉnh 0,0072 -0,035 -0,025
Logarit của tỉ lệ vốn trên GDP 1*** 1*** 0,99***
tỷ lệ lao động có bằng cấp, chứng chỉ 0,0022 0,0066* 0,0065*
Chỉ số Thủ tục hành chính công 0,00095 -0,0047 0,0023
Chỉ số Cung ứng dịch vụ công 0,0022 0,0055 -0,0015
Chỉ số PCI của tỉnh -0,00026 -0,00023 -0,00052
Hằng số -0,24 1,1** 1,3**
Giá trị p cho AR(1) 0,29 0,34
Giá trị p cho AR(2) 0,35 0,36
Giá trị kiểm định Hansen 38 38
Giá trị p kiểm định Hansen 0,055 0,055
Số quan sát 310 310 310
Nguồn: tính toán từ Stata 14.2
Ghi chú:
*, **, *** ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
(1) Kết quả ước lượng mô hình tác động cố định (FEM)
(2) Kết quả ước lượng mô hình GMM một bước
(3) Kết quả ước lượng mô hình GMM hai bước
173
Phụ lục 1.6: Tổng hợp các ước lượng chi tiêu công cho y tế - giáo dục
đến tăng trưởng kinh tế
Tên biến (1) (2) (3)
Logarit của chi tiêu tư nhân cho giáo dục
-0,0043 0,21* 0,18
Logarit của chi tiêu tư nhân cho Y tế
0,019 0,22* 0,2
Biến tương tác
0,00082 -0,016* -0,014
Logarit của tỉ lệ việc làm
0,15 0,0065 0,007
Logarit của tiền lương
0,027** 0,043** 0,089***
tuổi thọ bình quân
-0,012** -0,011*** -0,0098***
Logarit của số bác sỹ trên 1 vạn dân
-0,017 -0,0063 -0,012
Logarit của Tỉ lệ đại học trên dân số
0,016 0,00056 -0,0035
Logarit Tỉ lệ lao động nghề trên dân số
-0,032*** -0,02*** -0,018*
Logarit Số sinh viên của tỉnh
0,0068 -0,0044 -0,0034
Logarit của tỉ lệ vốn trên GDP
1*** 1*** 1***
Chỉ số Thủ tục hành chính công
0,0019 0,0049 0,0047
Chỉ số Cung ứng dịch vụ công
0,0007 -0,0058 -0,0035
Chỉ số PCI của tỉnh
-6,1e-05 0,00016 0,00024
Hằng số
-0,55 -1,3 -1,3
Giá trị p cho AR(1) 0,086 0,1
Giá trị p cho AR(2) 0,77 0,72
Giá trị kiểm định Hansen 52 46
Giá trị p kiểm định Hansen 0,11 0,23
Số quan sát 310 310 310
Nguồn: tính toán từ Stata 14.2
Ghi chú: *, **, *** ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
174
Phụ lục 2:
CÁC KIỂM ĐỊNH KHUYẾT TẬT TRONG MÔ HÌNH
2.1. Kiểm định khuyết tật mô hình tác động của chi tiêu cá nhân đến tăng
trưởng kinh tế
2.1.1. Kiểm định khuyết tật mô hình tác động của giáo dục đến tăng trưởng
kinh tế
a) Các khuyết tật trong hồi quy OLS
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Variable VIF 1/VIF
lnemp 17.96 0.055668
tldh 17.31 0.057765
skilled_rate 7.9 0.126581
tlnghe 6.91 0.14466
lncap 6.19 0.16158
tthcc 2.61 0.383278
cudvc 2.46 0.406893
tuoithobq 2.03 0.491934
ckmb 1.83 0.54786
lhhedu 1.7 0.589602
lnwage 1.38 0.725035
pci 1.06 0.943464
Mean VIF 5.78
Kết quả kiểm định cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình
Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity
Ho: Constant variance
Variables: fitted values of lngdp
chi2(1) = 100.50
Prob > chi2 = 0.0000
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình
175
Kiểm định hiện tượng thiếu biến, thừa biến
Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lngdp
Ho: model has no omitted variables
F(3, 299) = 1.18
Prob > F = 0.3165
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng thiếu biến trong mô hình
b) Các khuyết tật trong hồi quy số liệu mảng
Kiểm định lựa chọn mô hình
Kiểm định lựa chọn mô hình RE hay POLS
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
lngdp[tinh,t] = Xb + u[tinh] + e[tinh,t]
Estimated results:
Var sd = sqrt(Var)
lngdp 0.81196 0.9010873
e 0.00112 0.0334135
u 0.0012 0.0346348
Test: Var(u) = 0
chibar2(01) = 135.32
Prob > chibar2 = 0.0000
Kiểm định lựa chọn mô hình FE hay RE
hausman feGD reGD, sigmamore
-Coefficients-
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B))
feGD reGD Difference S.E.
lhhedu 0.0026217 0.005921 -0.0032994 0.0097789
lnemp 0.1835184 0.030494 0.153024 0.0923115
lnwage 0.010314 0.017415 -0.0071008 0.0052238
tuoithobq -0.0138894 -0.01484 0.00095 0.0045576
tldh 0.000288 -0.01184 0.0121284 0.0070177
tlnghe -0.0287776 -0.03223 0.0034541 0.0052122
lncap 1.002592 1.01699 -0.0143987 0.0357174
skilled_rate 0.0017334 0.00137 0.000363 0.0010881
ckmb 0.0249441 0.021123 0.0038211 0.0031118
tthcc -0.0007282 -0.00458 0.0038543 0.0032193
cudvc -0.0155245 -0.00975 -0.0057755 0.0049897
pci 0.0001122 0.000195 -0.0000831 0.0001902
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(12) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 14.35
176
Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (63) = 13568.40
Prob>chi2 = 0.0000
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình
Kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
H0: no first-order autocorrelation
F( 1, 61) = 14.180
Prob > F = 0.0004
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình
c) Kiểm tra vấn đề nội sinh trong mô hình
Test of endogeneity (orthogonality conditions)
Ho: variables are exogenous
GMM C statistic chi2(2) = 12.1281 (p = 0.0023)
2.1.2. Kiểm định khuyết tật mô hình tác động của y tế đến tăng trưởng kinh tế
a) Các khuyết tật trong hồi quy OLS
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Variable VIF 1/VIF
lnemp 7.66 0.130516
lncap 6.38 0.156797
tlnghe 5.87 0.170483
skilled_rate 3.67 0.272403
lnsv 3.16 0.316533
cudvc 2.37 0.422782
tthcc 2.13 0.469904
tuoithobq 2.02 0.494238
lnwage 1.39 0.717347
lhhheal 1.37 0.732151
lnsbs 1.32 0.75775
pci 1.06 0.946191
Mean VIF 3.2
177
Kết quả kiểm định cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình
Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity
Ho: Constant variance
Variables: fitted values of lngdp
chi2(1) = 116.52
Prob > chi2 = 0.0000
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình
Kiểm định hiện tượng thiếu biến, thừa biến
Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lngdp
Ho: model has no omitted variables
F(3, 294) = 1.63
Prob > F = 0.1820
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng thiếu biến trong mô hình
b) Các khuyết tật trong hồi quy số liệu mảng
Kiểm định lựa chọn mô hình
Kiểm định lựa chọn mô hình RE hay POLS
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
lngdp[tinh,t] = Xb + u[tinh] + e[tinh,t]
Estimated results:
Var sd = sqrt(Var)
lngdp 0.8158665 0.9032533
e 0.0011531 0.0339568
u 0.0012397 0.0352087
Test: Var(u) = 0
chibar2(01) = 126.30
Prob > chibar2 = 0.0000
Kiểm định lựa chọn mô hình FE hay RE
hausman feYTE reYTE, sigmamore
-Coefficients-
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B))
feYTE reYTE Difference S.E.
lhhheal 0.031632 0.015861 0.015771 0.008297
lnemp 0.178271 0.040507 0.137764 0.097988
178
lnwage 0.021857 0.027247 -0.00539 0.004948
tuoithobq -0.00998 -0.01227 0.002291 0.004427
lnsbs -0.02576 -0.01967 -0.0061 0.009724
tlnghe -0.03928 -0.03888 -0.0004 0.004399
lnsv 0.008537 -0.0032 0.011733 0.008249
lncap 0.985183 1.001217 -0.01603 0.036376
skilled_rate 0.001745 0.001742 3.07E-06 0.000997
tthcc -0.0016 0.000367 -0.00196 0.003843
cudvc 0.004255 0.001783 0.002472 0.004216
pci -0.00026 -7.5E-05 -0.00019 0.000202
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(12) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 16.14
Prob>chi2 = 0.1848
Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (62) = 10650.30
Prob>chi2 = 0.0000
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình
Kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
H0: no first-order autocorrelation
F( 1, 61) = 16.170
Prob > F = 0.0002
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình
179
c) Kiểm tra vấn đề nội sinh trong mô hình
Test of endogeneity (orthogonality conditions)
Ho: variables are exogenous
GMM C statistic chi2(2) = 29.5003 (p = 0.0000)
2.1.3. Kiểm định khuyết tật mô hình tác động tương tác của giáo dục và y tế
đến tăng trưởng kinh tế
a) Các khuyết tật trong hồi quy OLS
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Variable VIF 1/VIF
hheh 24.7 0.040481
lhhedu 11.33 0.088259
tldh 9.02 0.110914
lncap 6.94 0.144009
lhhheal 6.8 0.146974
lnemp 6.31 0.158528
tlnghe 4.08 0.24484
lnsv 3.58 0.279219
cudvc 2.4 0.417359
tuoithobq 2.26 0.442948
tthcc 2.18 0.458063
lnwage 1.4 0.713044
lnsbs 1.31 0.764649
pci 1.06 0.943329
Mean VIF 5.96
Kết quả kiểm định cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình
Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity
Ho: Constant variance
Variables: fitted values of lngdp
chi2(1) = 121.67
Prob > chi2 = 0.0000
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô
hìnhKiểm định hiện tượng thiếu biến, thừa biến
180
Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lngdp
Ho: model has no omitted variables
F(3, 292) = 1.81
Prob > F = 0.1455
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng thiếu biến trong mô hình
b) Các khuyết tật trong hồi quy số liệu mảng
Kiểm định lựa chọn mô hình
Kiểm định lựa chọn mô hình RE hay POLS
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
lngdp[tinh,t] = Xb + u[tinh] + e[tinh,t]
Estimated results:
Var sd = sqrt(Var)
lngdp .8158665 .9032533
e .0011657 .0341419
u .0010456 .0323364
Test: Var(u) = 0
chibar2(01) = 99.05
Prob > chibar2 = 0.0000
Kiểm định lựa chọn mô hình FE hay RE
hausman feX reX, sigmamore
-Coefficients-
(b) (B) (b-B)
sqrt(diag(V_b-
V_B))
feX reX Difference S.E.
lhhedu 0.017915 0.02947 -0.01155 0.021198
lhhheal 0.050331 0.04016 0.010172 0.019839
hheh -0.01357 -0.02217 0.008601 0.012012
lnemp 0.185017 0.018123 0.166895 0.100678
lnwage 0.022448 0.031923 -0.00948 0.005439
tuoithobq -0.00771 -0.01232 0.004606 0.005339
lnsbs -0.02656 -0.01371 -0.01285 0.010606
181
tldh 0.009817 0.004964 0.004853 0.007474
tlnghe -0.03293 -0.02956 -0.00337 0.004743
lnsv 0.009716 -0.00144 0.01116 0.008487
lncap 0.995583 1.006697 -0.01111 0.039262
tthcc -0.0009 0.002497 -0.0034 0.00413
cudvc 0.003271 -0.00082 0.004091 0.004552
pci -0.00012 0.000108 -0.00023 0.000212
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(14) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 25.93
Prob>chi2 = 0.0264
Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (62) = 7042.70
Prob>chi2 = 0.0000
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình
Kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
H0: no first-order autocorrelation
F( 1, 62) = 17.408
Prob > F = 0.0001
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình
182
c) Kiểm tra vấn đề nội sinh trong mô hình
Test of endogeneity (orthogonality conditions)
Ho: variables are exogenous
GMM C statistic chi2(4) = 19.2924 (p = 0.0007)
2.2. Kiểm định khuyết tật mô hình tác động của chi tiêu công đến tăng
trưởng kinh tế
2.2.1. Kiểm định khuyết tật mô hình tác động của giáo dục đến tăng trưởng
kinh tế
a) Các khuyết tật trong hồi quy OLS
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Variable VIF 1/VIF
lnemp 16.98 0.0589
tldh 16.77 0.059629
skilled_rate 7.87 0.127012
tlnghe 6.64 0.150688
lncap 5.96 0.167814
tthcc 2.55 0.392326
cudvc 2.43 0.412078
tuoithobq 2.06 0.48473
ckmb 1.84 0.544581
lpredu 1.58 0.633064
lnwage 1.38 0.724203
pci 1.06 0.945256
Mean VIF 5.59
Kết quả kiểm định cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình
Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity
Ho: Constant variance
Variables: fitted values of lngdp
chi2(1) = 96.98
Prob > chi2 = 0.0000
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình
183
Kiểm định hiện tượng thiếu biến, thừa biến
Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lngdp
Ho: model has no omitted variables
F(3, 299) = 1.38
Prob > F = 0.2503
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng thiếu biến trong mô hình
b) Các khuyết tật trong hồi quy số liệu mảng
Kiểm định lựa chọn mô hình
Kiểm định lựa chọn mô hình RE hay POLS
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
lngdp[tinh,t] = Xb + u[tinh] + e[tinh,t]
Estimated results:
Var sd = sqrt(Var)
lngdp .8119583 .9010873
e .0011099 .033315
u .0012111 .034801
Test: Var(u) = 0
chibar2(01) = 136.92
Prob > chibar2 = 0.0000
Kiểm định lựa chọn mô hình FE hay RE
hausman pfeGD preGD, sigmamore
-Coefficients-
(b) (B) (b-B)
sqrt(diag(V_b-
V_B))
pfeGD preGD Difference S.E.
lpredu 0.005557 0.0041803 0.001377 0.001979
lnemp 0.176813 0.025778 0.151035 0.092282
lnwage 0.009434 0.0163214 -0.00689 0.005009
tuoithobq -0.0141 -0.01466 0.000556 0.004287
tldh 0.000883 -0.0106862 0.011569 0.007052
tlnghe -0.02797 -0.0316616 0.003692 0.005238
184
lncap 0.996667 1.017578 -0.02091 0.035689
skilled_rate 0.001639 0.0013751 0.000263 0.001084
ckmb 0.024831 0.0210234 0.003808 0.003073
tthcc -0.00072 -0.0041041 0.003383 0.003198
cudvc -0.01586 -0.0103652 -0.00549 0.00496
pci 0.000202 0.0002216 -1.9E-05 0.000199
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(12) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 14.82
Prob>chi2 = 0.2515
Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (63) = 13378.75
Prob>chi2 = 0.0000
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình
Kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
H0: no first-order autocorrelation
F( 1, 61) = 14.519
Prob > F = 0.0003
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình
c) Kiểm tra vấn đề nội sinh trong mô hình
Test of endogeneity (orthogonality conditions)
Ho: variables are exogenous
GMM C statistic chi2(2) = 59.1246 (p = 0.0000)
185
2.2.2. Kiểm định khuyết tật mô hình tác động của y tế đến tăng trưởng kinh tế
a) Các khuyết tật trong hồi quy OLS
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Variable VIF 1/VIF
lnemp 9.42 0.106166
lncap 6.12 0.163472
tlnghe 6.11 0.163623
skilled_rate 3.87 0.258681
lnsv 3.2 0.312621
cudvc 2.41 0.414096
lprheal 2.21 0.453101
tthcc 2.13 0.468426
tuoithobq 2.1 0.476653
lnwage 1.41 0.707936
lnsbs 1.41 0.710508
pci 1.06 0.944373
Mean VIF 3.45
Kết quả kiểm định cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình
Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity
Ho: Constant variance
Variables: fitted values of lngdp
chi2(1) = 117.26
Prob > chi2 = 0.0000
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình
Kiểm định hiện tượng thiếu biến, thừa biến
Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lngdp
Ho: model has no omitted variables
F(3, 294) = 1.58
Prob > F = 0.1943
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng thiếu biến trong mô hình
186
b) Các khuyết tật trong hồi quy số liệu mảng
Kiểm định lựa chọn mô hình
Kiểm định lựa chọn mô hình RE hay POLS
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
lngdp[tinh,t] = Xb + u[tinh] + e[tinh,t]
Estimated results:
Var sd = sqrt(Var)
lngdp .8158665 .9032533
e .0011596 .0340533
u .0012547 .0354215
Test: Var(u) = 0
chibar2(01) = 128.01
Prob > chibar2 = 0.0000
Kiểm định lựa chọn mô hình FE hay RE
hausman pfeYTE preYTE, sigmamore
-Coefficients-
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B))
pfeYTE preYTE Difference S.E.
lprheal 0.027747 0.008975 0.018772 0.00867
lnemp 0.148453 0.026699 0.121753 0.098661
lnwage 0.027057 0.029522 -0.00246 0.004885
tuoithobq -0.0137 -0.01301 -0.00069 0.004361
lnsbs -0.01725 -0.02137 0.004122 0.009207
tlnghe -0.03915 -0.03612 -0.00303 0.004284
lnsv 0.00721 -0.00337 0.010583 0.008278
lncap 1.018873 1.008888 0.009986 0.037125
skilled_rate 0.002196 0.001595 0.000601 0.000994
tthcc 0.000951 -0.00044 0.001396 0.00384
cudvc 0.002217 0.002829 -0.00061 0.004111
pci -0.00026 -5.8E-05 -0.00021 0.000203
b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtabond2
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtabond2
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(12) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 2.65
Prob>chi2 = 0.9976
(V_b-V_B is not positive definite)
187
Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (62) = 16985.02
Prob>chi2 = 0.0000
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình
Kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
H0: no first-order autocorrelation
F( 1, 61) = 14.519
Prob > F = 0.0003
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình
c) Kiểm tra vấn đề nội sinh trong mô hình
Test of endogeneity (orthogonality conditions)
Ho: variables are exogenous
GMM C statistic chi2(2) = 16.5202 (p = 0.0003)
2.2.3. Kiểm định khuyết tật mô hình tác động tương tác của giáo dục và y tế
đến tăng trưởng kinh tế
a) Các khuyết tật trong hồi quy OLS
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Variable VIF 1/VIF
preh 1111.53 0.0009
lpredu 499.99 0.002
lprheal 304.32 0.003286
tldh 9.65 0.103582
lncap 6.75 0.148065
lnemp 6.24 0.160377
tlnghe 3.85 0.259815
lnsv 3.79 0.263507
cudvc 2.46 0.406602
tuoithobq 2.34 0.427522
tthcc 2.14 0.46678
lnsbs 1.41 0.709663
lnwage 1.4 0.713159
pci 1.08 0.928689
Mean VIF 139.78
188
Kết quả kiểm định cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình
Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity
Ho: Constant variance
Variables: fitted values of lngdp
chi2(1) = 104.56
Prob > chi2 = 0.0000
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình
Kiểm định hiện tượng thiếu biến, thừa biến
Ramsey RESET test using powers of the fitted values of lngdp
Ho: model has no omitted variables
F(3, 292) = 0.54
Prob > F = 0.6534
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng thiếu biến trong mô hình
b) Các khuyết tật trong hồi quy số liệu mảng
Kiểm định lựa chọn mô hình
Kiểm định lựa chọn mô hình RE hay POLS
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
lngdp[tinh,t] = Xb + u[tinh] + e[tinh,t]
Estimated results:
Var sd = sqrt(Var)
lngdp .8158665 .9032533
e .0011659 .0341451
u .0012191 .0349162
Test: Var(u) = 0
chibar2(01) = 116.60
Prob > chibar2 = 0.0000
Kiểm định lựa chọn mô hình FE hay RE
hausman pfeX preX, sigmamore
-Coefficients-
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B))
pfeX preX Difference S.E.
lpredu -0.0043306 0.115491 -0.11982 0.059941
lprheal 0.0191404 0.125682 -0.10654 0.060605
preh 0.0008244 -0.00865 0.00947 0.004703
lnemp 0.1546917 0.007777 0.146915 0.099918
lnwage 0.0272078 0.032437 -0.00523 0.005051
189
Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (62) = 13488.09
Prob>chi2 = 0.0000
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình
Kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
H0: no first-order autocorrelation
F( 1, 61) = 18.545
Prob > F = 0.0001
Kết quả kiểm định cho thấy có hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình
c) Kiểm tra vấn đề nội sinh trong mô hình
Test of endogeneity (orthogonality conditions)
Ho: variables are exogenous
GMM C statistic chi2(4) = 45.2214 (p = 0.0000)
tuoithobq -0.0124891 -0.01267 0.000181 0.004463
lnsbs -0.0171752 -0.01825 0.001073 0.009353
tldh 0.0160263 0.007167 0.00886 0.00738
tlnghe -0.0317518 -0.02931 -0.00244 0.004555
lnsv 0.0068168 -0.00239 0.009212 0.008317
lncap 1.015404 1.010959 0.004445 0.037563
tthcc 0.0018836 0.000136 0.001748 0.003996
cudvc 0.0007 0.001587 -0.00089 0.004227
pci -0.0000606 8.03E-06 -6.9E-05 0.000202
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(14) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 19.35
Prob>chi2 = 0.1520