Phân tích sự ảnh hưởng của Nợ nước ngoài và Tỷ giá hối đoái (TGHĐ) đến Dự trữ ngoại tệ của Thái Lan từ năm 1976 đến 1995

BÀI BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG Hệ số cho ta biết khi Nợ nước ngoài tăng lên 1triệu USD (trong điều kiện tỷ giá hối đoái không đổi) thì lượng Dự trữ quốc tế trung bình tăng 0.796624 triệu USD. Hệ số cho ta biết khi tỷ giá hối đoái tăng lên 1 BạtUSD (trong điều kiện nợ nước ngoài không đổi) thì lượng Dự trữ quốc tế trung bình giảm 1482.092 triệu USD. Hệ số R2 = 0.979359 cho ta biết 97.9359% sự thay đổi của Dự trữ quốc tế là do ảnh hưởng của Nợ nước ngoài và Tỷ giá hối đoái gây ra. Nếu Nợ nước ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ quốc tế tăng: + tối đa là: õ2 ≤ với mức ý nghĩa 0.05 ta có õ2 ≤ 0.796624 + 0.031829 x 1.74 = 0.852 Vậy: Nếu Nợ nước ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ quốc tế tăng tối đa là 0.852 triệu USD

Trang 1

Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Vơng Mạnh Cờng

Bài báo cáo thực hành kinh tế lợng

Phân tích sự ảnh hởng của Nợ nớc ngoài và Tỷ giá hối đoái (TGHĐ) đến

Dự trữ ngoại tệ của Thái Lan từ năm 1976 đến 1995.

Năm

Dự trữ quốc tế Nợ nớc ngoài TGHĐ

Từ số liệu trên ta có mô hình hồi quy:

Yi = β1 + β2X2i + β3X3i + Ui (*)

Ước lợng mô hình trên bằng phần mềm Eviews ta có kết quả ớc lợng sau:

Dependent Variable: Y

Method: Least Squares

Date: 11/24/07 Time: 08:53

Sample: 1976 1995

1

Trang 2

Included observations: 20

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

X2 0.796624 0.031829 25.02835 0.0000

X3 -1482.092 216.5890 -6.842875 0.0000

C 27903.41 4728.382 5.901259 0.0000

R-squared 0.979359 Mean dependent var 9964.450

Adjusted R-squared 0.976931 S.D dependent var 10777.86

S.E of regression 1637.003 Akaike info criterion 17.77660

Sum squared resid 45556255 Schwarz criterion 17.92596

Log likelihood -174.7660 F-statistic 403.3031

Durbin-Watson stat 1.164432 Prob(F-statistic) 0.000000

I - Kiểm định sự phù hợp của Mô hình hồi quy (*)

Kiểm định cặp giả thuyết:

H0: R2 = 0

H1: R2 > 0

Tiêu chuẩn kiểm định:

F = R2(n-k)/[(1-R2)(k-1)] ~ F(k -1, n - k)

Miền bác bỏ giả thuyết H0 :

Wα = { F / F > F(k1,nk)}

Từ báo cáo trên ta có:

Fqs = 403.3031

Với mức ý nghĩa 0.05 ta có F( 2 , 17 )

05

0 = 3.59 => Fqs > F( 2 , 17 )

05 0

Vậy ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 hay Mô hình hồi quy (*)

là phù hợp.

II - Kiểm định việc chỉ định mô hình

2.1/ Kiểm định mô hình chứa biến không phù hợp

a, Kiểm định biến X2 có phải là biến phù hợp của mô hình (*) không ta làm các bớc nh sau:

Kiểm định cặp giả thuyết sau:

H0: β2 = 0

H1: β2 ≠ 0

Tiêu chuẩn kiểm định

T =

) ˆ (

ˆ

2



Se ~ T(n - 3)

Miền bác bỏ giả thuyết H0

Wα = { t / t > t( / 23)



n

ta có tqs = 25.02835;

Với mức ý nghĩa 0.05 => t17

025

0 = 2.11

2

Trang 3

=> t qs > t17

025

0 => bác bỏ giả thuyết H0 chấp nhận giả thuyết H1 hay là biến X2

trong mô hình là biến thích hợp.

b, Kiểm định biến X3 có phải là biến phù hợp của mô hình (*) không ta làm các bớc nh sau:

H0: β3 = 0

H1: β3 ≠ 0

T =

) ˆ (

ˆ

3



Se ~ T(n - 3)

Wα = { t / t > t( / 23)



n

ta có tqs = -6.842875; Với mức ý nghĩa 0.05 => t17

025

0 = 2.11

=> t qs > t17

025

0 => bác bỏ giả thuyết H0 chấp nhận giả thuyết H1 hay là biến X3

trong mô hình là biến thích hợp.

2.2/ Kiểm định các biến bỏ sót

Để kiểm định các biến bỏ sót ta dùng kiểm Ramsey thu đợc kết quả sau (trong

tr-ờng hợp này ta nghi ngờ mô hình đã cho bỏ sót 1 biến):

Ramsey RESET Test:

F-statistic 2.529611 Probability 0.131290

Log likelihood ratio 2.935626 Probability 0.086645

Test Equation:

Date: 11/24/07 Time: 08:56

Sample: 1976 1995

X2 0.610883 0.120697 5.061287 0.0001

X3 -1000.914 366.8340 -2.728520 0.0149

C 19089.37 7157.036 2.667217 0.0169

FITTED^2 6.78E-06 4.27E-06 1.590475 0.1313

3

Trang 4

H0: Mô hình chỉ định đúng

H1: Mô hình chỉ định sai

F =

) 1 )(

1 (

) ' )(

(

2 1

2 2 1



p R

k n R R

~ F(p -1, n – k’) (với k’ = k+p-1= 4)

Wα = { F / F > F(p1,nk')}

ta có Fqs = 2.529611; với mức ý nghĩa 0.05 => F( 1 , 16 )

05

0 = 4.49

=> Fqs < F(01.,0517) => cha có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 hay mô hình đã cho không

bỏ sót biến.

2.3/ Kiểm định tính phân phối chuẩn của U

Sử dụng cặp giả thuyết

H0: U có phân phối chuẩn

H1: U không có phân phối chuẩn bằng tiêu chuẩn kiểm định Jarque – Bera (JB) ta thu đợc kết quả sau:

Tiêu chuẩn kiểm định:

JB = n[S2/6 + (K - 3)/24] ~ χ2 (2)

Miền bác bỏ giả thuyết H0:

Wα = { JB / JB > χ2

(2)

}

Từ kết quả báo cáo: JB = 1.49751 ; Với mức ý nghĩa 0.05 => χ20 05 (2) = 5.99147

4

Trang 5

III - Kiểm định các khuyết tật của mô hình hồi quy

1/ Kiểm định Đa cộng tuyến

Cho mô hình hồi quy

Yi = β1 + β2X2i + β3X3i + Ui (*)

+ Ước lợng mô hình hồi quy:

Yi = α1 + α2X2i + Vi

Ta thu đợc kết quả ớc lợng nh sau:

Date: 11/24/07 Time: 08:58

Sample: 1976 1995

X2 0.650470 0.044437 14.63812 0.0000

C -4163.978 1186.034 -3.510843 0.0025

Sum squared resid 1.71E+08 Schwarz criterion 19.09911

=> R2

1 = 0.922506

+ Ước lợng mô hình hồi quy:

Yi = λ1 + λ2X3i + Vi

Ta thu đợc kết quả sau:

Date: 11/24/07 Time: 08:58

Sample: 1976 1995

X3 2155.563 960.0816 2.245187 0.0376

C -41291.60 22933.96 -1.800457 0.0886

5

Trang 6

=> R2

2 = 0.218779

Độ đo Theil đợc xác định nh sau

m = R2 - [(R2 - R2

1 ) + (R2 - R2

2 )]

= 0.161926

=> Mô hình (*) có đa cộng tuyến thấp => coi nh không có đa cộng tuyến.

2/ Kiểm định Ph ơng sai sai số thay đổi (PSSS thay đổi)

Để kiểm định PSSS thay đổi ta dùng kiểm định White:

- Ước lợng mô hình:

e i2 = α1 + α2 X2i + α3 X3i + α4 X2

2i + α5 X2

3i + α6X2iX3i + Vi (a)

thu đợc kết quả sau:

White Heteroskedasticity Test:

Obs*R-squared 1.457890 Probability 0.834074

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Date: 11/24/07 Time: 09:01

Sample: 1976 1995

C -58105586 91331365 -0.636206 0.5342

X2 77.99967 275.2749 0.283352 0.7808

X2^2 -0.001425 0.003978 -0.358128 0.7252

X3 5297780 7742285 0.684266 0.5042

X3^2 -116136.7 159636.3 -0.727508 0.4781

R-squared 0.072894 Mean dependent var 2277813

Adjusted R-squared -0.174334 S.D dependent var 1926514

S.E of regression 2087699 Akaike info criterion 32.15334

6

Trang 7

=> R2

1 = 0.072894

Kiểm định cặp giả thuyết :

H0: PSSS không thay đổi

H1: PSSS thay đổi

Tiêu chuẩn kiểm định :

Χ2= n R12 ~ χ2 (5)

Miền bác bỏ giả thuyết H0:

Wα = { χ2/ χ2 > χ2

(5)

}

Từ kết quả báo cáo trên ta có: χ2

qs = n R12 = 20 x 0.072894 = 1.45788 Với mức ý nghĩa 0.05 ta tìm được χ20 05 (5)

= 11.0705 > χ2

qs

=> chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0

Vậy: mô hình (*) không có PSSS thay đổi

3/ Kiểm định tự t ơng quan

Kiểm định tự tơng quan trong Mô hình bằng kiểm định BG ta thu đơc kết quả sau:

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

Obs*R-squared 5.965186 Probability 0.050661

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Date: 11/24/07 Time: 09:02

Presample missing value lagged residuals set to zero

X2 0.002826 0.029817 0.094772 0.9258

X3 -60.49709 219.9544 -0.275044 0.7870

C 1345.489 4793.589 0.280685 0.7828

RESID(-1) 0.493778 0.234681 2.104037 0.0527

RESID(-2) -0.480884 0.258124 -1.862999 0.0822

R-squared 0.298259 Mean dependent var 2.14E-12

7

Trang 8

=> R2

1 = 0.298259

Kiểm định cặp giả thuyết:

H0: Mô hình không có tự tơng quan

H1: Mô hình có tự tơng quan

Tiêu chuẩn kiểm định:

χ2 = (n-2)R12 ~ χ2 (2)

Miền bác bỏ giả thuyết H0 :

Wα = { χ2/ χ2 > χ2 (2)}

Ta có: χ2

qs = (20 - 2)x0.298259 = 5.368662

Với mức ý nghĩa 0.05 ta có χ20 05 (2) = 5.99147

=> χ2

qs < χ20 05(2) => Cha có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0

Vậy: mô hình (*) không có tự tơng quan

Kết luận: Sau hàng loạt những kiểm định trên ta thấy mô hình (*) không có khuyết tật Vậy mô hình đã cho là một mô hình hoàn hảo.

III- Một vài nhận xét về mô hình

- Hệ số ˆ2 cho ta biết khi Nợ nớc ngoài tăng lên 1triệu USD (trong điều kiện tỷ giá hối đoái không đổi) thì lợng Dự trữ quốc tế trung bình tăng 0.796624 triệu USD.

- Hệ số ˆ3 cho ta biết khi tỷ giá hối đoái tăng lên 1 Bạt/USD (trong điều kiện nợ nớc ngoài không đổi) thì lợng Dự trữ quốc tế trung bình giảm 1482.092 triệu USD

- Hệ số R2 = 0.979359 cho ta biết 97.9359% sự thay đổi của Dự trữ quốc tế là do

ảnh hởng của Nợ nớc ngoài và Tỷ giá hối đoái gây ra.

- Nếu Nợ nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ quốc tế tăng:

+ tối đa là:

β2 ≤ ( 3 )

2

Se  tn



với mức ý nghĩa 0.05 ta có β2 ≤ 0.796624 + 0.031829 x 1.74 = 0.852

Vậy: Nếu Nợ nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ quốc tế tăng tối đa

là 0.852 triệu USD

+ tối thiểu là:

β2 ≥ ( 3 )

2

 Se  tn



với mức ý nghĩa 0.05 ta có β2 ≥ 0.796624 – 0.031829 x 1.74 = 0.741

Vậy: Nếu Nợ nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ quốc tế giảm tối thiểu 0.741 triệu USD

- Nếu TGHĐ tăng lên 1 Bạt/USD thì Dự trữ quốc tế giảm:

+ tối thiểu là:

β3 ≤ ( 3 )

3

ˆ Se  tn



với mức ý nghĩa 0.05 ta có β3 ≤ -1482.092 + 216.589 x 1.74 = 0.127652

Vậy: nếu TGHĐ tăng lên 1 Bạt/ USD thì Dự trữ quốc tế giảm tối đa 0.127652 triệu USD

+ tối đa là:

β3 ≥ ( 3 )

3

 Se  tn



với mức ý nghĩa 0.05 ta có β3 ≥ -1482.092 - 216.589 x 1.74 = 0.099178

Vậy: nếu Đầu t nớc ngoài tăng lên 1 Bạt/USD thì Dự trữ quốc tế giảm tối

8

Trang 9

- Ta có khoảng tin cậy của 2 nh sau :

(n-3) 

2

 (n-3) 

2



  2 

2/ 2 (n-3) 12  / 2 (n-3)

Với mức ý nghĩa α=0.05,ta có :

499252.8561  2 1992673.757

Nh vậy sự biến động của Dự trữ quốc tế đo bằng phơng sai do các yếu tố ngẫu

nhiên gây ra nằm trong 499252.8561, 1992673.757 triệu USD.

$$$ - Hết- $$$

9

Định dạng
Số trang	9
Dung lượng	342 KB