ĐỀ TÀI SỰ PHỤ THUỘC CỦA NHẬP KHẨU VÀO TỔNG THU NHẬP QUỐC DÂN VÀ TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI CỦA HÀN QUỐC TỪ NĂM 1992 ĐẾN NĂM 2007

Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng BỘ TÀI CHÍNH HỌC VIỆN TÀI CHÍNH Giảng viên hương dẫn: TS.. Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng Sự phụ thu

Trang 1

Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng

BỘ TÀI CHÍNH HỌC VIỆN TÀI CHÍNH

Giảng viên hương dẫn: TS Phạm Thị Thắng

Thành viên: Nguyễn Chiêu

Trang 2

Sự phụ thuộc của nhập khâu vào tổng thu nhập quốc dân và tỷ giá hối

đoái của Hàn Quốc từ năm 1992 đến năm 2007

Cơ sở lý luận

Cán cân thương mại là một trong những chỉ tiêu quan trọng mà mỗi quốc gia đều quan tâm, đặc biệt trong nền kinh tế mở cửa hội nhập quốc tế Cán

cân thương mại được quyết định bởi 2 nhân tố quan trọng là xuất khẩu và

nhập khẩu Trong những năm vừa qua Hàn Quốc không ngừng chú trọng

tăng xuất nhập khẩu đề thúc đẩy kinh tế phát triển mặt khác Hàn Quốc là

một quốc gia có tỉ giá hối đoái thả nổi Vì vậy mà nhóm em quyết định lựa chọn nghiên cứu mức ảnh hưởng của tổng thu nhập quốc dân và tý giá hối đoái tới nhập khẩu Từ đó giúp các nhà hoạch định đưa ra những quyết định

kinh tế phù hợp

Dựa trên cơ sở thu thập số liệu về nhập khẩu, tổng thu nhập quốc dân

và tỉ giá hối đoái của Hàn Quốc từ năm 1992 đến năm 2007:

Ta có bảng sô liệu sau:

Trang 3

Bộ môn kinh tế lượng

1 Mô hình hồi quy

Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng

s* Trong đó: Y là Nhập khẩu

(dvt: ti Won)

X2 Tổng thu nhập

quốc nội (đí: f Won)

X3 là Tỷ giá hối đoái Won Hàn Quốc/ 1 đô la Mỹ (Won/1

USD) (&: Won)

Nguồn: Ngân hàng phát triển châu Á ADB

http:/www.adb.org/Documents/Books/Key _Indicators/2009/pdf/kor.pdf

Trang 4

và tỉ giá hối đoái là 2 nhân tố có quyết định quan trọng đến nhập khẩu

Từ lý thuyết kinh tế ta có:

* Y=fX;”?X;Z*e"

= Lay log 2 về ta được :

Mô hình hồi quy tổng thể

PRM: log(Y¥i)= By + Bz2log (X2)) + B3log(X3i) + Uj Trong do: Y; la gia tri quan sat 6 ky thir i

U; 1a yéu tố ngẫu nhiên

II Uớốc lượng các tham số trong mô hình hồi qu)

Hàm hồi quy mắấu có dạng:

SRM:log(Ÿ,) = ổ + 82log(Xa) + B3log(X;)) + ei

Trong đó: Bu Bobs là các ước lượng điểm của các hệ số hồi quy tổng thể; e¡ là ước lượng điểm của Uj

Ta thấy mô hình trên là tuyến tính nên có thể sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất Với số liệu ở bảng số liệu, bằng Eviews thu được kết quả:

Bao cao 1

Trang 5

Bộ môn kinh tê lượng

Method: Least Squares Sample: 1992 2007 Date: 06/01/11 Time: 10:10 Included observations: 16

Bai báo cáo thực hành kinh tế lượng

R-squared 0.989521 | Mean dependent var 11.93930 Adjusted R-squared 0.987908 S.D dependent var 0.441182 S.E of regression 0.048513 Akaike info criterion -3.046596 Sum squared resid 0.030596 = Schwarz criterion -2.901736 Log likelihood 27.37277 _ F-statistic 613.7603 Durbin-Watson stat 1.435805 Prob(F-statistic) 0.000000

Phan dư e;thu dugc tir két qua hoi quy m6 hinh nhu sau:

obs | Actual | Fitted [Residual Residual Plot

Ta có hàm hồi quy mẫu:

log( Ÿ,) =3.063610 +1.263886 log(Ä;) -1.133685log(X;;)

Trang 6

Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế hượng

1) Kiểm định giá thuyết về các hệ số hỗi quy

a) kiểm định hệ số với Ê:

Ta dùng cặp kiểm định giải thuyết sau:

Ho: 6;=0 Hi: 6; #0

Miền bác bỏ: W„= ft: |tgs|>t5>?}

Ta có: tạ; = 34.68725

Với độ tin cậy 1a 1-@ = 0.95 ta có: £335 = 2.16

Ta có: |ta:| > tậäas Vậy bác bỏ giả thuyết Hạ, chấp nhận giả thuyết Hị Như vậy tốc độ tăng xuất khâu có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng của tông mức lưu chuyên hàng hoá xuât nhập khâu

b) Kiểm định giả thuyết đối với B3:

Ta kiểm định cặp giả thuyết:

Hạ: 8; =0 Hị: 6: £0

Miền bác bỏ: Wø = {t: |fas| > #275}

Ta có: Tạ = -15.13217 => |T,,| = 15.13217

Với độ tin cậy là 1-ø = 0.95 ta c6: £335 = 2.16

Ta có: |ra-| > f42:s Vậy bác bỏ giả thuyết Họ, chấp nhận giả thuyết H Như vậy tốc độ tăng nhập khâu có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng của tong mức lưu chuyên hàng hoá xuât nhập khâu

2) Kiểm định sự phụ hợp của hàm hồi quy

Ta kiểm định cặp giả thuyết:

Họ: RỶ =0 ( hàm hồi quy không phù hợp)

Hị : R” # 0 ( hàm hồi quy phù hợp)

Tiêu chuẩn kiểm định:

Trang 7

(1-R?)/(n-k)

Mién bac bé: Wa = {F: Fy, > Fa(k-1; n-k)

Ta c6: Fg; = 613.7603

Với độ tin cậy l-ø = 0.95 ta có: Fooz(2;13) = 3.81

> Fgs > Fo.0s(2;13) Vay bác bỏ giả thuyết Họ, chấp nhận giả thuyết

Hy

Kết luận: hàm hồi quy phù hợp

III Các khuyết tật của mô hình

1Niểm định các biến bỏ sót — kiểm định Ramse)

Bằng phần mềm Eviews ta thu được kết quả sau:

Test Equation:

Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 10:14 Sample: 1992 2007 Included observations: 16

Cc 9.186797 4.331586 2.120885 0.0554 FITTED^2 0.089572 0.063013 1.421498 0.1806 R-squared 0.991031 Mean dependent var 11.93930 Adjusted R-squared 0.988789 S.D dependent var 0.441182 S.E of regression 0.046714 Akaike info criterion -3.077221 Sum squared resid 0.026187 Schwarz criterion -2.884074 Log likelihood 28.61777 _ F-statistic 441.9721 Durbin-Watson stat 1.576337 Prob(F-statistic) 0.000000

Trang 8

Kiểm định cặp giả thuyết

Họ: mô hình không bỏ sót biến thích hợp H¡: mô hình bỏ sót biến thích hợp

Tiêu chuẩn kiểm định:

_ _ (RŠ~—R])/2 (1-R3)/(n-4) Miền bác bỏ: Wø = {F: F >Fa(1;n-4)}

Giá trị của thống kê quan sát: Fqs= 2.020656

Với độ tin cậy: l-ø = 0.95 ta có: Foos(1; 12) = 4.75

=> F„ không thuộc miền bác bỏ giả thuyết nên chưa có cơ sở đề bác bỏ giả

thuyết Hạ,

~F(1:n-4)

Vậy mô hình không bỏ sót biến hay nói cách khác mô hình chỉ định đúng 2) Hién twong tw twong quan

a)Phat hién tw twong quan bang kiém dinh Durbin-Watson

Theo két qua bao cao l ta có: dgs = 1.435805

Với độ tin cậy I-ø = 0.95 và k= k-I= 3-1 =2

Suy ra voi k'= 2; n=16; = 0.05 thì dị = 0.982; dụ = 1.539

Suy ra dị < dạ;< dụ

Vậy chưa có kêt luận vê tự tương quan trong mô hình

b) Phát hiện hiện tượng tự trơng quan bằng kiếm định Breusch-Godftey(BG)

s* phát hiện tự trơng quan bậc 1 Bằng phần mềm Eviews ta thu được kết quả sau:

Trang 9

Báo cáo 3

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 0.663730 Prob F(I,12) 0.431118

Obs*R-squared 0.838590 Prob Chi-Square(1) 0.359800

Test Equation:

Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 10:16 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Presample missing value lagged residuals set to zero

Cc 0.021653 0.480121 0.045099 0.9648 RESID(-1) 0.248110 0.304543 0.814696 0.4311 R-squared 0.052412 Mean dependent var -2.44E-15 Adjusted R-squared -0.184485 S.D dependent var 0.045163 S.E of regression 0.049153 Akaike info criterion -2.975432 Sum squared resid 0.028992 Schwarz criterion -2.782284 Log likelihood 27.80345 _ F-statistic 0.221243 Durbin-Watson stat 1.792997 Prob(F-statistic) 0.879787

Từ báo cáo ta thu được: Z4; = 0.838590

Kiểm định cặp giả thuyết:

Hạ: mô hình không có hiện tượng tự tương quan

H¡: mô hình có hiện tượng tự tương quan

Tiêu chuẩn kiểm định: ý” = (n-2)R” ~y?(p)

Miễn bác bỏ giả thuyết: Wø = {y?/ y? >y?(p)}

Với độ tin cậy 1-@ = 0.95 ta có: ¥5.95(1) = 3.84146

> Xã: < #Zos(1) nên chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết Họ

Vậy không có hiện tượng tự tương quan bậc 1

Trang 10

*

s* Phát hiện tự tương quan bậc 2

Bằng phần mềm Eviews ta thu được kết quả sau:

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

LOG(X2) -0.000761 0.039965 -0.019034 0.9852 LOG(X3) -0.000485 0.082738 -0.005865 0.9954

Cc 0.013124 0.484772 0.027072 0.9789 RESID(-1) 0.277021 0.309179 0.895989 0.3894 RESID(-2) -0.275289 0.312593 -0.880664 0.3973 R-squared 0.114822 Mean dependent var -2.44E-15 Adjusted R-squared -0.207060 S.D dependent var 0.045163 S.E of regression 0.049619 Akaike info criterion -2.918563 Sum squared resid 0.027083 Schwarz criterion -2.677129 Log likelihood 28.34851 F-statistic 0.356721 Durbin-Watson stat 1.881212 Prob(F-statistic) 0.834181

Theo báo cáo ta có: xã: = 1.837159; p=2

Hạ: mô hình không có hiện tượng tự tương quan

H;: mô hình có hiện tượng tự tương quan

Tiêu chuân kiểm định: : ý” = (n-2)R” ~y?(p)

Miền bác bỏ giá thuyết: Wø = {x?/ x? >x?(p)}

Với độ tin cậy I-œ = 0.95 ta có: ¥5,95(2) = 5.99147

Suy ra ¥25 < ¥2.95(2) nén chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết Hạ

Vậy không có hiện tượng tự tương quan bậc 2

= Kêt luận: mô hình không có hiện tượng tự tương quan

Trang 11

Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng 3) Phương sai sai số thay đổi

Phát hiện phương sai sai số thay đổi dựa vào kiểm định White

Mô hình hồi quy:

€?i= 0 + dạÄX¿; + 0Ä; + dạ Xổ; + d; X?;+ 0 X;;¡ X;;+ Ú;

bằng phần mềm Eview ta thu được kết quả sau:

Báo cáo 5:

White Heteroskedasticity Test:

(LOG(X2))*(LOG(X3)) 0.019407 0.016877 1.149920 0.2769

LOG(X3) -0.206674 0.500153 -0.413222 0.6882 (LOG(X3))^2 -0.003119 0.031482 -0.099078 0.9230 R-squared 0.260557 Mean dependent var 0.001912

Adjusted R-squared -0.109164 S.D dependent var 0.002369 S.E of regression 0.002495 Akaike info criterion -8.868717 Sum squared resid 6.23E-05 Schwarz criterion -8.578996 Log likelihood 76.94973 F-statistic 0.704739 Durbin-Watson stat 2.842167 Prob(F-statistic) 0.632952

Ta thu được R?= 0.260557; y2„=4.168912

Hạ: Mô hình có phương sai sai số đồng đều

Trang 12

20m)

a

Dùng tiêu chuẩn kiểm định: y? =nR* ~ x

Trong đó m= § là số biến giải thích trong mô hình

Miền bác bỏ: W,= { y?/ +? > x4? }

Với mức ý nghĩa œ — 0.05, ta có Z2:=4.168912< xj 2= 11.0705

> xs không thuộc miền bác bỏ vì thế chưa có cơ sở bác bỏ Họ vậy mô hình

có phương sai sai số đồng đều

4) Hiện trợng äa cộng tuyến

Phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến bằng phương pháp Theil:

“_ Hồi quy mô hình :

Log (Yj) = a, + a,log(X2) + Vi Bằng phần mềm Eviews ta có:

Báo cáo 6:

Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 00:46 Sample: 1992 2007 Included observations: 16

Trang 13

" Hồi quy mô hình:

log(Y;) =a, œ;log(X:) +V,

Trang 14

3) _ Kiểm định tính phân phối của sai số ngẫu nhiên

Bằng kết quả Eviews ta thu được kết quả sau:

Probability 0.726664

Từ kết quả báo cáo, ta thu dugc JB = 0.638583

H,: sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn

Hị: sai số ngẫu nhiên không có phân phối chuẩn

Tiêu chuẩn kiểm định: J8= 1s 2) ~x9

IV Phân tích và kết luận về tính quy luật trong sự thay đổi giá

trị các biến trong mô hình

Trang 15

1) Khi một biến độc lập thay đổi thì biến phụ thuộc thay đổi thế nào?

Theo báo cáo 1 và hàm hồi quy mẫu ta có nhận xét như sau:

Bo = 1.263886 cho biét khi tổng Thu nhập quốc dân tăng 1% thì nhập khẩu tăng 1.263886 khi tỉ giá hối đoái không đổi

Bz = -1.133685 cho biết khi tỉ giá hối đoái tăng 1% thì nhập khẩu giảm

1.133685% trong khi tổng thu nhập quốc dân không đổi

B>, Bs đều có ý nghĩa kinh tế

Từ báo cáo 1 ta thu được R” = 0.989521 như vậy sự biến động của tổng thu nhập quốc dân và tỷ giá hối đoái sẽ giải thích được 98,9521% sự biến động

của nhập khẩu

2) Nếu tống thu nhập quốc dân tăng 1% khi tỷ giá hỗi đoái không đổi

thì nhập khẩu tăng trong khoảng, tăng tôi thiểu, tăng tối đa là bao nhiêu?

a) Tăng trong khoảng:

Ba - Se(B,)ts),” < B, < ô, + Se(8,)t#7.””

Trong dé Se(Bz) =0.036437 ; t23,=2.16

> 1.18518208 < ; < 1.34258992

= Như vậy khi tống thu nhập quốc dân tăng 1% mà tỷ giá hối đoái không đổi thì nhập khẩu trung bình tăng trong khoảng (1.18518208;1.34258992)%

Trang 16

b) Tăng tôi thiếu:

Ô; - Se(8;)rt~? <8;

Thay số ta được @; z 1.199356

Như vậy khi tổng thu nhập quốc dân tăng 1% và tỷ giá hối đoái không đối

và nhập khẩu trung bình tăng tối thiểu là I.199356%

c) Tăng tôi đa:

B; < Ô, + Se(B.)th Thay số ta được: By = 1.328416%

Như vậy khi tổng thu nhập quốc dân tăng 1% và tỷ giá hối đoái không đổi và nhập khẩu trung bình tăng tối đa là 1.328416%

3) Nếu tỷ giá hoi đoái tăng 1% khi tổng thu nhập quốc dân không đối

thì nhập khẩu giảm trong khoảng, giảm tôi thiểu, giám tối đa là bao

Như vậy tỷ giá hối đoái tăng 1% mà tổng thu nhập quốc dân không đổi

thì nhập khẩu trung bình giảm trong khoảng (0.97186 ; 1.29551)%

b) Giảm tối thiếu:

Ô; + Se(ô;)t#""Š) > p;

Thay số ta được B3 <-1.0095

Như vậy khi tý giá hối đoái tăng 1% và tổng thu nhập quốc dân không đối

thì nhập khẩu trung bình giảm tối thiêu là 1.0095%

Trang 17

Thay sé vao ta duge:

0.0012374< ø? < 0.00610845 Vậy khi các yếu tố ngẫu nhiên thay đồi thì nhập khâu trung bình thay đổi trong khoảng (0.0012374 ; 0.00610845 )

b) Ta tìm khoảng tin cậy bên trái

Ze (n-3)2?

g — *í-a(m-3)

Thay số ta được kết quả ø? < 0.00519289

; Vậy khi các yếu tổ ngẫu nhiên thay đối thì nhập khẩu trung bình tăng tôi đa là 0.00519289%

Định dạng
Số trang	21
Dung lượng	3,01 MB