BÀI TẬP THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG

THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG I) CƠ SỞ LÝ THUYẾT Chi tiêu và đầu tư của Chính phủ và Tiết kiệm Chính phủ sẽ ảnh hưởng Tổng sản phẩm quốc nội. Có thể làm giảm mức tăng trưởng kinh tế giảm bởi vì nó sẽ chuyển dịch nguồn lực từ khu vực sản xuất hiệu quả trong nền kinh tế sang khu vực chính phủ kém hiệu quả. Có thể đẩy nhanh tăng trưởng kinh tếthông qua việc làm tăng sức mua của người dân. II) THỰC HÀNH 1) Đề bài Sự tác động của chi tiêu và đầu tư chính phủ , tiết kiệm Chính phủ tới Tống sản phẩm quốc nội. GDP : Tổng sản phẩm quốc nội của quốc gia từ năm 19922006 GS : Chi tiêu và đầu tư Chính phủ G : Tiết kiệm chính phủ Đơn vị tính: TỈ USD

Trang 1

BÀI TẬP THỰC HÀNH

Giảng viên hướng dẫn: Trịnh Thị Huyền Trang

Sinh Viên thực hiện : Nguyễn Thùy Tâm (11410356) Phạm Nhật Tân (11410362) Lớp : KTAK8.4

Khoa : Kinh Tế

Môn : Kinh Tế Lượng

Sinh viên : Nguy n Thùy Tâm ( 11410356) ễn Thùy Tâm ( 11410356)

: Ph m Nh t Tân (11410362) ạm Nhật Tân (11410362) ật Tân (11410362) Page 1

Trang 2

THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG

I) CƠ SỞ LÝ THUYẾT

- Chi tiêu và đầu tư của Chính phủ và Tiết kiệm Chính phủ sẽ ảnh hưởng Tổng sản phẩm quốc nội Có thể làm giảm mức tăng trưởng kinh tế giảm bởi

vì nó sẽ chuyển dịch nguồn lực từ khu vực sản xuất hiệu quả trong nền kinh

tế sang khu vực chính phủ kém hiệu quả Có thể đẩy nhanh tăng trưởng kinh tếthông qua việc làm tăng sức mua của người dân

II) THỰC HÀNH

1) Đề bài

Sự tác động của chi tiêu và đầu tư chính phủ , tiết kiệm Chính phủ tới Tống sản phẩm quốc nội

GDP : Tổng sản phẩm quốc nội của quốc gia từ năm 1992-2006

GS : Chi tiêu và đầu tư Chính phủ

G : Tiết kiệm chính phủ

Đơn vị tính: TỈ USD

Trang 3

Bảng số liệu

1992 6337.7 1271 -297.4

1993 6657.4 1291.2 -273.5

1994 7072.2 1325.5 -212.3

1995 7397.7 1369.2 -197

1996 7816.9 1416 -141.8

1997 8304.3 1468.7 -55.8

1999 9268.4 1620.8 103.6

2001 10128 1825.6 46.7

2002 10469.6 1961.1 -247.9

2003 10960.8 2092.5 -372.1

2004 11685.9 2216.8 -370.6

2005 12433.9 2363.4 -318.3

2006 13194.7 2523 -220

Trang 4

1) Biểu đồ:

a) Tổng sản phẩm quốc nội (tỷ USD)

6000

7000

8000

9000

10000

11000

12000

13000

14000

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

GDP

b) Chi tiêu và đầu tư Chính phủ (tỷ USD)

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

2600

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

G

Trang 5

c) Tiết kiệm Chính phủ (tỷ USD)

-400

-300

-200

-100

0

100

200

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

GS

Trang 6

3)Hồi quy

a) Mô hình hồi quy(*)

Dependent Variable: GDP

Method: Least Squares

Date: 05/12/13 Time: 09:03

Sample: 1992 2006

Included observations: 15

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

G 5.320199 0.107372 49.54920 0.0000

GS 1.869349 0.248030 7.536775 0.0000

C 426.6502 183.7816 2.321507 0.0387

R-squared 0.995219 Mean dependent var 9352.767

Adjusted R-squared 0.994422 S.D dependent var 2130.695

S.E of regression 159.1354 Akaike info criterion 13.15424

Sum squared resid 303888.9 Schwarz criterion 13.29585

Log likelihood -95.65683 F-statistic 1248.894

Durbin-Watson stat 0.727002 Prob(F-statistic) 0.000000

b) Diễn giải mô hình

Estimation Equation:

=====================

GDP = C(1)*G + C(2)*GS + C(3)

Substituted Coefficients:

=====================

GDP = 5.320199147*G + 1.869349033*GS + 426.6501806

*) Từ bảng kết quả ước lượng nhận được ta có nhận xét sau:

 Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi,khi G tăng lên 1 đơn vị thì GDP trung bình tăng lên một lượng là C(1) = 5.320199147 Tỉ

USD,kết quả trên phù hợp với lý thuyết kinh tế

Trang 7

 Trong điều kiện các yêu tố khác không đổi khi GS tăng lên 1 đơn vị thì GDP trung bình giảm xuống một lượng là C(2) = 1.869349033 tỉ USD

 C(3) cho biết khi GS = 0 và G = 0 thì GDP trung bình của VIỆT NAM

là 426.6501806 tỉ USD Kết quả này phù hợp với lý thuyết kinh tế

 Dựa vào bảng kết quả hồi quy ta có R2 =0.995219 ta có kết luận sau: Gía trị Chi tiêu và đầu tư chính phủ, Tiết kiệm chính phủ giải thích được 99.512% sự thay đổi của tổng sản phẩn quốc dân

4) Kiểm định hệ số hồi quy

a) Hệ số chặn

Wald Test:

Equation: Untitled

Null

Hypothesis:

C(3)=0

F-statistic 5.389394 Probability 0.038661

Chi-square 5.389394 Probability 0.020260

=>Theo kiểm định trên hệ số chặn có ý nghĩa thống kê

Trang 8

b) Hệ số góc

Wald Test:

Equation: Untitled

Null

Hypothesis:

C(1)=0

Theo kiểm định trên hệ số góc c(1) có ý nghĩa thống kê

Wald Test:

Equation: Untitled

Null

Hypothesis:

C(2)=0

=>Theo kiểm định trên thì hệ số góc c(2) có ý nghĩa thống kê

Trang 9

c) Thêm biến cho mô hình (*)

Omitted Variables: G^2

F-statistic 5.354278 Probability 0.041014 Log likelihood

ratio

5.948913 Probability 0.014726

Test Equation:

Date: 05/12/13 Time: 09:47

Sample: 1992 2006

G 7.949131 1.139849 6.973846 0.0000

GS 1.575908 0.247430 6.369095 0.0001

C -1897.246 1016.570 -1.866321 0.0889 G^2 -0.000720 0.000311 -2.313931 0.0410

=>Theo kiểm định trên mô hình thêm một biến có phù hợp

Trang 10

d) Bớt biến của mô hình (*)

Redundant Variables: G

F-statistic 2455.123 Probability 0.000000 Log likelihood

ratio

79.88852 Probability 0.000000

Test Equation:

Date: 05/12/13 Time: 09:52

Sample: 1992 2006

GS -1.555904 3.281480 -0.474147 0.6433

R-squared 0.017000 Mean dependent var 9352.767 Adjusted R-squared -0.058616 S.D dependent var 2130.695

=>Theo kiểm định trên ta thấy bớt biến là không phù hợp

Trang 11

5) Kiểm định các khuyết tật của mô hình đã ước lượng được bằng các phương pháp thích hợp.

Mô hình hồi quy tổng thể : GDP = C(1)*G + C(2)*GS + C(3) + U

5.1 Kiểm định đa cộng tuyến

1 Khuyết tật đa cộng tuyến

 Khái niệm :Khuyết tật đa cộng tuyến được gọi là khuyết tật của

mô,khuyết tật đa cộng tuyến xảy ra khi các biến độc lập trong mô hình có mối quan hệ cộng tuyến với nhau.

 Hậu quả: 1: Phương sai, độ lệch chuẩn của ước lượng bình quân nhỏ

nhất lớn 2: Tỷ số t mất ý nghĩa

3:Mâu thuẫn giữa R2 và t 4:Khoảng tin cậy của các hệ số hồi quy rộng

Phương pháp phát hiện:

1: Xem xét sự mâu thuẫn giữa R2 và t :nếu giữa R2 và t không có mâu thuẫn ta kết luận mô hình không có khuyết tật đa cộng tuyến và ngược lại

2 :Xét sự phù hợp của hàm hồi quy phụ (Biến G theo biến GS)

 Cách khắc phục:

1 :Bỏ biến

2:Sử dụng thông tin trên nghiệm

3:Thu thập mở rộng kích thước mẫu

4:Sử dụng biện pháp khác như sử dụng sai phân cấp một ,giảm tương quan trong hồi quy đa thức

Báo cáo 2.( kiểm định khuyết tật đa cộng tuyến biết khi hồi quy G theo GS, thu được R2=0.077679)

Dependent Variable: G

Trang 12

Date: 05/12/13 Time: 09:59

Sample: 1992 2006

GS -0.643820 0.615295 -1.046361 0.3145

R-squared 0.077679 Mean dependent var 1732.313 Adjusted R-squared 0.006731 S.D dependent var 412.4492 S.E of regression 411.0587 Akaike info criterion 14.99892 Sum squared resid 2196601 Schwarz criterion 15.09332 Log likelihood -110.4919 F-statistic 1.094872 Durbin-Watson stat 0.086041 Prob(F-statistic) 0.314460

=> Theo kiểm định mô hình trên có Prob= 0,314460 > α nên mô hình trên có khuyết tật Vậy mô hình (*) không có khuyết tật đa cộng tuyến

5.2 Kiểm định phương sai sai số

 Mô hình (*) được xem là có khuyết tật PSSS thay đổi khi :

var(U/G) ≠var(U/GS)

 Nguyên nhân : Do bản chất của các mối quan hệ kinh tế ,

 do kỹ thuật thu thập số liệu được cải tiến nên Ϭ2 có xu hướng giảm

 do con người học được hành vì trong quá khứ ,

 do trong mẫu xuất hiện các quan sát ngoại lai

 và có thể là do hàm bị định dạng sai

 Phát hiện khuyết tậ phương sai sai số thay đổi : Dựa vào bản chất mối quan hệ kinh tế ,xem xét đồ thị phần dư ,kiểm đinh White ,kiểm định park ,kiểm định Glejser ,kiểm định dựa trên biến phụ thuộc

Báo cáo 3.( 7.Mô hình có PSSS thay đổi hay không? Biết khi kiểm định White có tích chéo thu được F=0.986846)

a) Kiểm định park

Trang 13

Dependent Variable: LNEI2

Date: 05/12/13 Time: 09:36

Sample: 1992 2006

LNG 0.609570 2.236327 0.272576 0.7895

C 4.437684 16.62769 0.266885 0.7937

R-squared 0.005683 Mean dependent var 8.967971

Adjusted R-squared -0.070803 S.D dependent var 1.861479

S.E of regression 1.926251 Akaike info criterion 4.272594

Sum squared resid 48.23575 Schwarz criterion 4.367001

Log likelihood -30.04446 F-statistic 0.074298

Durbin-Watson stat 2.108714 Prob(F-statistic) 0.789461

=>Xét thấy mô hình trên vừa kiểm định có Prob=0,789461 > α vậy mô hình vừa kiểm định có khuyết tật phương sai sai số nên mô hình (*) không có khuyết tật phương sai sai số thay đổi

Trang 14

b) Kiểm định white

- Kiểm định white không có tích chéo

White Heteroskedasticity Test:

Obs*R-squared 4.706596 Probability 0.318748

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Date: 05/12/13 Time: 10:13

Sample: 1992 2006

C 409742.1 194080.9 2.111193 0.0609

G -441.7318 218.1880 -2.024547 0.0704

G^2 0.118568 0.058795 2.016612 0.0714

GS 60.28095 77.14215 0.781427 0.4527

GS^2 0.194173 0.281176 0.690576 0.5055

=>Xét thấy mô hình trên có Probabilit > α vậy mô hình (*) không có khuyết tật phương sai sai số thay đổi

Trang 15

- Kiểm định white có tích chéo

White Heteroskedasticity Test:

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Date: 05/12/13 Time: 10:18

Sample: 1992 2006

C 290651.3 254217.7 1.143316 0.2824

G -344.1085 258.3466 -1.331965 0.2156

G^2 0.103427 0.063428 1.630619 0.1374

G*GS 0.167079 0.222863 0.749696 0.4726

GS -234.8409 401.4825 -0.584934 0.5730

=>Xét thấy mô hình trên có Probability >α nên mô hình trên có khuyết tật Vậy mô hình (*) không có khuyết tật phương sai sai số thay đổi

Trang 16

c) Kiểm định dựa trên biến phụ thuộc

Dependent Variable: EI2

Date: 05/12/13 Time: 10:29

Sample: 1992 2006

R-squared 0.000168 Mean dependent var 20259.26 Adjusted R-squared -0.076742 S.D dependent var 24105.29 S.E of regression 25013.14 Akaike info criterion 23.21576 Sum squared resid 8.13E+09 Schwarz criterion 23.31016 Log likelihood -172.1182 F-statistic 0.002182 Durbin-Watson stat 1.341988 Prob(F-statistic) 0.963454

=>Theo kiểm định trên ta thấy Prob > α vậy mô hình hồi quy trên không phù hợp Vậy mô hình hồi quy (*) không có khuyết tật

5.3) Kiểm định khuyết tật tự tương quan

Khái niệm: tự tương quan có thể hiểu là sự tương quan giữa các thành phần của chuỗi các quan sát được sắp xếp theo thứ tự thời gian(trong các số liệu chuỗi thời gian) hoặc không gian(trong số liệu chéo)

Nguyên nhân:

+nguyên nhân khách quan

-do quán tính

-hiện tượng mạng nhện

-trễ

+nguyê nhân chủ quan

-xử lý số liệu

Trang 17

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Date: 05/12/13 Time: 10:34

Presample missing value lagged residuals set to zero

G 0.003327 0.112458 0.029581 0.9770

GS 0.106222 0.269368 0.394340 0.7016

C 6.892781 176.9037 0.038963 0.9697

RESID(-1) 0.795544 0.327909 2.426115 0.0357

RESID(-2) -0.633778 0.402803 -1.573419 0.1467

=>Xét thấy mô hình mới hồi quy có khuyết tật tự tương quan (do có Prob > α ) Vậy mô hình (*) không có khuyết tật

Tiêu đề	Bài Tập Thực Hành Kinh Tế Lượng
Người hướng dẫn	Trịnh Thị Huyền Trang
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế Thành Phố Hồ Chí Minh
Chuyên ngành	Kinh Tế Lượng
Thể loại	Bài tập thực hành
Năm xuất bản	2023
Thành phố	Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	17
Dung lượng	55,95 KB