Phân tích sự ảnh hưởng của Lãi suất tiền gửi tiết kiệm loại 12 tháng (LSTG) và Đầu tư nước ngoài đến Dự trữ ngoại tệ của Inđônêxia từ năm 1976 đến 1995

Ngày nay, trong xu thế toàn cầu hoá, khi mà hầu hết các nước trên thế giới thực hiện chính sách mở cửa thị trường thì việc thông thương hàng hoá trở lên tối cần thiết, và phương tiện quan trọng giúp cho quá trình trao đổi, thông thương trở lên dễ dàng, thuận tiện hơn chính là Ngoại tệ. Việc dữ trữ ngoại tệ không những giúp các nước thực hiện quá trình thông thương trở lên dễ dàng hơn mà còn giúp cho các nước tránh được những rủi ro khi có lạm phát cao hay khủng hoảng kinh tế. Nhận thức được vấn đề đó nên em đã chọn chủ đề của bài thực hành này là:

Trang 1

Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách

Bài báo cáo thực hành kinh tế lợng

Lời mở đầu

Ngày nay, trong xu thế toàn cầu hoá, khi mà hầu hết các nớc trên thế giới thực hiện chính sách mở cửa thị trờng thì việc thông thơng hàng hoá trở lên tối cần thiết, và phơng tiện quan trọng giúp cho quá trình trao đổi, thông thơng trở lên dễ dàng, thuận tiện hơn chính là Ngoại tệ Việc dữ trữ ngoại tệ không những giúp các nớc thực hiện quá trình thông thơng trở lên dễ dàng hơn mà còn giúp cho các nớc tránh đợc những rủi ro khi có lạm phát cao hay khủng hoảng kinh

tế Nhận thức đợc vấn đề đó nên em đã chọn chủ đề của bài thực hành này là:

Phân tích sự ảnh hởng của Lãi suất tiền gửi tiết kiệm loại 12 tháng (LSTG) và Đầu t nớc ngoài đến Dự trữ ngoại tệ của In-đô-nê-xi-a từ năm

1976 đến 1995

Năm

Dự trữ ngoại

Đầu t nớc

Để tiện cho việc tính toán sau này

ta đặt:Dự trữ

ngoại tệ = y;

LSTG = x2;

Đầu t nớc ngoài = x3

Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998)

1

Trang 2

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: 11/20/07 Time: 12:36

Sample: 1976 1995

Included observations: 20

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

Wα = { F / F > F(k1,nk)

Từ báo cáo trên ta có:

05

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

05 0

2

Trang 3

là phù hợp.

II - Kiểm định việc chỉ định mô hình

4.1/ 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

025

=> t qs > t17

025

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)

Miền bác bỏ giả thuyết H0

3

Trang 4

Wα = { t / t > t( / 23)



n

025

=> t qs > t18

025

trong mô hình là biến thích hợp.

4.2/ 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:

Test Equation:

Date: 11/20/07 Time: 12:40

Sample: 1976 1995

4

Trang 5

F =

) 1 )(

1 (

) ' )(

(

2 1

2 2 1



p R

k n R R

~ F(p -1, n – Kiểm định sự phù hợp của Mô hình hồi quy (*) k’) (với k’ = k+p-1= 4)

Wα = { F / F > F(p1,nk')}

ta có Fqs = 2.068911; với mức ý nghĩa 0.05 => F( 1 , 16 )

05

=> Fqs < F( 1 , 17 )

05

bỏ sót biến.

4.3/ 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 – Kiểm định sự phù hợp của Mô hình hồi quy (*) Bera (JB) ta thu đợc kết quả sau:

Miền bác bỏ giả thuyết H0:

5

Trang 6

Wα = { JB / JB > χ2 (2)

}

III – Kiểm định sự phù hợp của Mô hình hồi quy (*) 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: 11/20/07 Time: 12:46

Sample: 1976 1995

=> R2

+ Ước lợng mô hình hồi quy:

Yi = λ1 + λ2X3i + Vi

Ta thu đợc kết quả sau:

Date: 11/20/07 Time: 12:47

6

Trang 7

Sample: 1976 1995

=> R2

Độ đo Theil đợc xác định nh sau

m = R2 - [(R2 - R2

1 ) + (R2 - R2

2 )]

= 0.1

=> 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:

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Date: 11/20/07 Time: 12:51

Sample: 1976 1995

7

Trang 8

=> R2

Kiểm định cặp giả thuyết :

Tiêu chuẩn kiểm định :

Χ2= n R12 ~ χ2 (5)

Miền bác bỏ giả thuyết H0:

Wα = { χ2/ χ2 > χ2 (5) }

= 11.0705 > χ2

qs

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:

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Date: 11/20/07 Time: 12:53

8

Trang 9

Presample missing value lagged residuals set to zero

=> R2

Kiểm định cặp giả thuyết:

χ2 = (n-2)R12 ~ χ2 (2)

Miền bác bỏ giả thuyết H0 :

Wα = { χ2/ χ2 > χ2 (2)}

=> 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

l-ợng Dự trữ ngoại tệ trung bình giảm 123.0378 triệu USD Điều này phù hợp với thực tiễn.

9

Trang 10

đổi) thì lợng Dự trữ ngoại tệ trung bình tăng 0.113415 triệu USD Điều này cũng hoàn toàn phù hợp với thực tiễn

ảnh hởng của LSTG và Đầu t nớc ngoài gây ra.

- Nếu LSTG tăng lên 1% thì Dự trữ ngoại tệ giảm:

+ tối đa là:

2

ˆ  Se  tn



với mức ý nghĩa 0.05 ta có β2 ≤ -123.0378 – Kiểm định sự phù hợp của Mô hình hồi quy (*) 57.37329 x 1.74 = - 222.86732

Vậy: Nếu LSTG tăng lên 1% thì Dự trữ ngoại tệ giảm tối đa là 222.86732 triệu USD

+ tối thiểu là:

2

ˆ Se  tn



Vậy: Nếu LSTG tăng lên 1% thì Dự trữ ngoại tệ giảm tối thiểu 23.20827 triệu USD

- Nếu Đầu t nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ ngoại tệ tăng

+ tối đa là:

3

Se  tn



Vậy: nếu Đầu t nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ ngoại tệ tăng tối

đa 0.127652 triệu USD

+ tối thiểu là:

3

 Se  tn



Vậy: nếu Đầu t nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ ngoại tệ tăng tối thiểu 0.099178 triệu USD

(n-3) 

2

 (n-3) 

2



  2 

2/ 2 (n-3) 12  / 2 (n-3)

Với mức ý nghĩa α=0.05,ta có :

10

Trang 11

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

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

$$$ - Hết- $$$

11

Định dạng
Số trang	11
Dung lượng	313 KB