Sự phụ thuộc của nhập khẩu theo tổng sản phẩm quốc nội và tỷ giá hối đoái của Việt Nam trong giai đoạn 1995 – 2010

1.Vấn đề nghiên cứu : Sự phụ thuộc của nhập khẩu theo tổng sản phẩm quốc nội và tỷ giá hối đoái của Việt Nam trong giai đoạn 1995 – 2010 Các biến kinh tế sử dụng: Y : nhập khẩu tỷ đồng X

Trang 1

BÁO CÁO THỰC HÀNH

Môn : KINH TẾ LƯỢNG

 

Họ tên : Nguyễn Thị Len (cq48/21.14)

Bạch Thị Cảnh (cq48/21.18)

Lớp tín chỉ : cq48/21.5 LT2

Trang 2

1.Vấn đề nghiên cứu : Sự phụ thuộc của nhập khẩu theo tổng sản phẩm quốc nội và tỷ giá hối đoái của Việt Nam trong giai đoạn 1995 – 2010

Các biến kinh tế sử dụng:

Y : nhập khẩu (tỷ đồng) X2 : tổng sản phẩm quốc nội (tỷ đồng) X3 : tỷ giá hối đoái( đồng)

Bảng số liệu:

(http://www.adb.org/Documents/Books/Ke

Trang 3

Nguồn số liệu:)

2 Lập mô hình hồi quy:

Tổng thu nhập quốc nội (GDP) và tỷ giá hối đoái là hai nhân tố có ảnh hưởng quan trọng đến nhập khẩu Vì vậy ta có :

Y = β1 * X2β2 * X3β3 * eu

Ta nhận thấy mô hình trên là phi tuyến tính đối với tham số β1, β2, nên ta lấy log cả hai vế của mô hình ta được :

PRM : LOG(Y i ) = β 1 + β 2 * LOG(X 2i ) + β 3 *LOG(X 3i ) + U i

Trong đó: Y : là biến phụ thuộc; X2,X3 : là các biến độc lập

β1, β2, β3 là các biến giải thích; Ui là sai số ngẫu nhiên

SRM : LOG(Y i ) = β 1 + β 2 *LOG(X 2i ) + β 3 *LOG(X 3i ) + e i

Trong đó: 1,2, 3 là các ước lượng điểm của β1, β2, β3

ei là ước lượng điểm của Ui

Ta thấy mô hình trên là tuyến tính nên có thể sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất

Ước lượng mô hình trên bằng phương pháp OLS thu được kết quả

Dependent Variable: LOG(Y)

Method: Least Squares

Date: 03/04/12 Time: 09:48

Sample: 1995 2010

Included observations: 16

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

LOG(X2) 1.263886 0.036437 34.68725 0.0000

LOG(X3) -1.133685 0.074919 -15.13217 0.0000

C 3.063610 0.473144 6.475004 0.0000

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

Trang 4

Từ kết quả ước lượng trên ta thu được hàm hồi quy mẫu như sau:

Log(Y i ) = 3.063610+ 1.263886*Log(X2 i ) -1.133685*Log(X3 i ) + e i

 Mô hình cho ta thấy: nhập khẩu và tỷ giá hối đoái đều tác động đến GDP, phù hợp với lý thuyết kinh tế:

  ˆ2 0  GDP tăng thì nhập khẩu tăng

 ˆ3< 0  Tỷ giá hối đoái giảm thì nhập khẩu giảm

 R2

=0.989521, cho biết GDP và tỷ giá hối đoái giải thích được 98.9521% sự biến động của nhập khẩu

 = 1.263886, cho biết nếu GDP tăng 1% trong khi tỷ giá hối đoái không đổi thì nhập khẩu tăng trung bình 1.263886%

 ˆ3= -1.133685, cho biết nếu tỷ giá hối đoái tăng 1% trong khi GDP không đổi thì nhập khẩu giảm trung bình 1.133685%

3.Kiểm tra khuyết tật bằng các kiểm định:

3.1.Kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy bằng kiểm định F:

Kiểm định cặp giả thuyết sau:

 H0 : β2 = β3 = 0

 H1 : ít nhất tồn tại βj ≠ 0 ( j = 2,3 )

Tiêu chuẩn kiểm định: : F ~ F(k-1,n-3)

Miền bác bỏ: W = F : F > F(k-1,n-3)

Theo kết quả Eviews ở trên, ta có :

 Fqs = 613.7603

 F0.05 (2,13) = 3.81

→ Fqs > Fα (2,n-3)

 Fqs ϵ Wα



2



Trang 5

 Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 , vậy với mức ý nghĩa 5% hàm hồi quy là phù hợp

3.2.Kiểm tra mô hình hồi quy có bỏ sót biến không bằng kiểm định Ramsey:

Kết quả kiểm định Ramsey bằng Eviews:

Ramsey RESET Test:

F-statistic 2.020656 Probability 0.180637

Log likelihood ratio 2.490001 Probability 0.114572

Test Equation:

Date: 03/04/12 Time: 10:48

Sample: 1995 2010

LOG(X2) -1.455346 1.913257 -0.760665 0.4615

LOG(X3) 1.332656 1.736529 0.767425 0.4577

C 9.186797 4.331586 2.120885 0.0554

FITTED^2 0.089572 0.063013 1.421498 0.1806

 Ta kiểm định cặp giả thuyết:

 H0 : Mô hình chỉ định đúng

 H1 : Mô hình chỉ định sai

 Tiêu chuẩn kiểm định:

2

/(k 1)

~ (k 1;n k) ( )/(n k)

α



2

1-R

 Miền bác bỏ : Wα {F / FF αp 1, n k }, 

với mức ý nghĩa  = 0.05

 Từ kết quả ước lượng ta có:

 Fqs = 2.020656

 Với mức ý nghĩa là  = 0.05 ta có F0.05(1;12) = 4.75  Nhận thấy: Fqs < F0.05(1;12)

 Fqs không thuộc miền bác bỏ

Trang 6

 chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0

Vậy với α = 5% mô hình chỉ định đúng

3.3.Kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng kiểm định Breusch-Godfrey:

Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey bằng Eviews:

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

Obs*R-squared 0.838590 Probability 0.359800

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Date: 03/04/12 Time: 11:13

Presample missing value lagged residuals set to zero

LOG(X2) 0.008233 0.038276 0.215110 0.8333

LOG(X3) -0.018788 0.079333 -0.236823 0.8168

C 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 1.19E-15

Adjusted R-squared -0.184485 S.D dependent var 0.045163

 Kiểm định cặp giả thiết:

o H0: ρ1 = 0 (không có tự tương quan)

o H1: ρ1 = 1 (có tự tương quan)

 

1 *

n

χ   R  χ

 Miền bác bỏ:  2 2 2(1)

 Theo kết quả Eviews:

Trang 7

 2

0.838590

qs

 2(1)

3.8415

α

χ 

qs



 2

Wα qs

χ  nên tạm thời chấp nhận giả thuyết H0

 Vậy với mức ý nghĩa 5% hàm hồi quy không có hiện tượng tự tương quan bậc 1

3.4.Kiểm tra phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định White

Bằng phần mềm Eviews ta có bẳng kiểm định White :

White Heteroskedasticity Test:

Obs*R-squared 2.604468 Probability 0.626032

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Date: 03/04/12 Time: 11:37

Sample: 1995 2010

C 0.358492 1.721620 0.208229 0.8389

LOG(X2) -0.093861 0.129361 -0.725577 0.4832

(LOG(X2))^2 0.003498 0.004891 0.715106 0.4894

LOG(X3) 0.071832 0.443965 0.161797 0.8744

(LOG(X3))^2 -0.004686 0.031910 -0.146867 0.8859

Sum squared resid 7.05E-05 Schwarz criterion -8.628092

 Kiểm định cặp giả thiết:

 H : 0 α2 α3 α4 α5 α6 0 (Psss không đổi)

 H1 : Tồn tại ít nhất một hệ số α j 0j 2, 6 (Psss thay đổi)

Trang 8

 Tiêu chuẩn kiểm định :

w

k

n

 Miền bác bỏ:

Wα  χ χ χ α k 

 2 2.604468

qs

χ 

 2(4)

0.05 9.4877

χ 

→

W

2 2(k 1)

qs

χ  χ 

2

Wα qs

χ

  nên chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, tạm thời chấp

nhận giả thuyết H0

vậy với mức ý nghĩa 5% hàm hồi quy có phương sai sai số không đổi

3.5.Kiểm tra đa cộng tuyến bằng phương pháp độ đo Theil

Hồi quy mô hình đã cho bằng Eviews ta có:

LOG(Yi) = β1 + β2*LOG(X2i) + β3*LOG(X3i) + ei

Date: 03/05/12 Time: 16:02

Sample: 1995 2010

LOG(X2) 1.263886 0.036437 34.68725 0.0000

LOG(X3) -1.133685 0.074919 -15.13217 0.0000

C 3.063610 0.473144 6.475004 0.0000

Trang 9

Hồi quy mô hình: LOG(Yi) = α1 + α2 * LOG(X2i) + Vi (1)

Date: 03/05/12 Time: 16:11

Sample: 1995 2010

LOG(X2) 0.958131 0.126058 7.600711 0.0000

C -0.732092 1.667895 -0.438932 0.6674

Hồi quy mô hình: LOG(Yi) = α1 + α2 * LOG(X3i) + Vi (2)

Date: 03/05/12 Time: 16:16

Sample: 1995 2010

LOG(X3) 0.307421 0.581079 0.529052 0.6051

C 9.813506 4.019710 2.441347 0.0285

S.E of regression 0.452169 Akaike info criterion 1.366945

Sum squared resid 2.862391 Schwarz criterion 1.463519

Log likelihood -8.935564 F-statistic 0.279896

Tính độ đo Theil:

2

k

j j



Trang 10

2 2 2 2 2

0.989521 0.989521– 0.804935 0.989521– 0.019601 0.164985 0

m

 

Vậy coi như chấp nhận mô hình không có đa cộng tuyến

3.6.Kiểm định Jarque – Bera về tính của sai số ngẫu nhiên

Ta có kết quả ước lượng kiểm định trên phần mềm Eviews như sau:

 Kiểm định cặp giả thiết

 H0: Sai số ngẫu nhiên (U) có phân phối chuẩn

 H1: Sai số ngẫu nhiên (U) không có phân phối chuẩn

2 2

6 24

JBnS  K 



Trong đó: K là hệ số

S là hệ số bất đối xứng

Trang 11

 Miền bác bỏ:  2(2)

Wα JB JB  χα

0.05

JB 0.638583 < χ 5.99147

→

2( 2)

α

JB  χ

JBWα nên chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, tạm thời chấp

nhận giả thuyết H0

Vậy với mức ý nghĩa 5% thì hàm hồi quy có sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn

4.Kết luận và dự báo:

Từ những kiểm định trên ta nhận thấy mô hình đã xây dựng không có khuyết tật Vây mô hình hồi quy trên là mô hình tốt

4.1.Kết luận

Vậy mô hình hồi quy dự báo phù hợp nhất cuối cùng là:

Log(Y i ) = 3.063610+ 1.263886*Log(X 2i ) -1.133685*Log(X 3i ) + e i

Dựa vào mô hình trên ta có thể kết luận:

 Mô hình cho ta thấy: tỷ giá hối đoái và GDP đều tác động đến nhập khẩu , phù hợp với lý thuyết kinh tế:

 ˆ2 0  GDP tăng (giảm) thì nhập khẩu tăng (giảm)

 ˆ3< 0  Tỷ giá hối đoái giảm (tăng) thì nhập khẩu giảm (tăng)

 R2 =0.989521, Ta có thể kết luận GDP và tỷ giá hối đoái giải thích được 98.9521% sự biến động của nhập khẩu

Trang 12

 = 1.263886, cho biết nếu GDP tăng 1% trong khi tỷ giá hối đoái không đổi thì nhập khẩu trung bình tăng 1.263886%

 ˆ3= -1.133685, cho biết nếu tỷ giá hối đoái tăng 1% trong khi GDP không đổi thì nhập khẩu trung bình giảm 1.133685%

4.2.Dư ̣ báo

 Ta thực hiện dự báo sản lượn g nhập khẩu năm 2011,2012,2013

 Số liệu dự báo của X2,X3 năm 2011,2012,2013:

2011 986730 1242.3

2012 1007233 1021.5

2013 1207579 989.7

Dùng Eviews dự báo ta có kết quả sau :



2



0

100000

200000

300000

400000

500000

YF

Forecast: YF Actual: Y Forecast sample: 1995 2013 Included observations: 16

Root Mean Squared Error 7244.010 Mean Absolute Error 5603.044 Mean Abs Percent Error 3.534735 Theil Inequality Coefficient 0.019582 Bias Proportion 0.003255 Variance Proportion 0.109621 Covariance Proportion 0.887124

Trang 13

Như vây ta có kết quả dự báo về giá trị của nhập khẩu :

4.3.Khoảng tin cậy của các hệ số

 Khoảng tin cậy các hệ số hồi quy

o Tiêu chuẩn xác định sử dụng thống kê T:

^

( )

n k

j j T

Se j

T

 





 

o Với độ tin cậy (1-) cho trước ta có:

 Giá trị tối thiểu của

j

 :

( ) n k

j  j Se  j t

 

 Giá trị tối đa của

j

 :

( ) n k

j  j Se  j t

  Khi đó ta có:

 Khi không có ảnh hưởng GDP hay tỉ giá hối đoái thì nhập khẩu:

Do 1 > 0 nên ta có

Giá trị tối thiểu là: β1 ≥ 1- se(1)*𝑡𝛼𝑛 −3

→ β1 ≥ 3.063610 – 0.473144*1.746 → β1 ≥ 2.2375%

Giá trị tối đa là : β1 ≤ 1+ se(1)*𝑡𝛼𝑛−3 → β1 ≤ 3.063610 + 0.473144*1.746

→ β1 ≤ 3.8897%

 Vì ˆ2 > 0 nên khi GDP tăng (giảm) 1% thì nhập khẩu sẽ:

Tăng (giảm) tối thiểu : β2 ≥ ˆ2 - se( ˆ2)*𝑡𝛼𝑛−3 → β2 ≥ 1.263886 – 0.036437*1.746

2011 250389.0 NA

2012 320814.1 NA

2013 418215.9 NA

Trang 14

→ β2 ≥ 1.20027%

Tăng (giảm) tối đa : β2 ≤ˆ2 + se( ˆ2)*𝑡𝛼𝑛−3 → β2 ≤ 1.263886 + 0.036437*1.746 → β2 ≤ 1.3275%

 Vì 3 < 0 nên khi tỉ giá hối đoái tăng (giảm) 1% thì nhập khẩu sẽ:

Giảm (tăng) tối đa : β3 ≥ 3 - se(3)*𝑡𝛼𝑛−3 → β3 ≥ -1.133685-0.074919*1.746 → β3 ≥ -1.26449%

Giảm (tăng) tối thiểu: β3 ≤ 3 + se(3)*𝑡𝛼𝑛−3 → β3 ≤ -1.133685 + 0.074919*1.746 → β3 ≤ -1.00288%

 Để biết sự biến động giá trị của biến phụ thuộc đo bằng phương sai do các biến ngẫu nhiên gây ra là bao nhiêu ta đi tìm ước lượng khoảng của 2



o Tiêu chuẩn xác định sử dụng thống kê T:

^

2

2 (n k) ~ (n 2)



o Với độ tin cậy (1-) cho trước ta có:

 Giá trị tối thiểu của 2

 :

^ 2

2

n k

x



  



 Giá trị tối đa của 2

 :

^ 2

2 1

2 ( ) ( )

n k

x 







 Khi đó ta có:



^

0.030596

16 3

RSS

n k

 x2( n k   ) x20.05(13)  22.3620

 x12 ( n k   ) x20.95(13)  5.8919

Trang 15



^ 2

2

n k

x



  

 ≥ 0.001368

^ 2

2 1

2 ( ) ( )

n k

x 







 ≤ 0.005192

Vậy với mức ý nghĩa 5% phương sai sai số thay đổi tối thiểu là: 0.001368 , tối

đa là : 0.005192

5.Kiến nghị vấn đề nghiên cứu

Ý nghĩa hết sức quan trọng của việc xây dựng mô hình này là để giúp các nhà hoạch định chính sách thương mại xuất nhập khẩu ra quyết định một cách chính xác nhất mang lai hiệu quả nhất cho quốc gia Mặt khác, mô hình trên cũng

có thể thấy mức độ ảnh hưởng của nhân tố tổng sản phẩm quốc nội, tỷ giá hối đoái và những nhân tố khác có ảnh hưởng đến nhập khẩu

Ta nhận thấy, tổng sản phẩm quốc nội tác động rất mạnh đến nhập khẩu từ những chi tiêu chính phủ, chi tiêu hộ đình Như vậy, chính phủ cần khuyến khích người dân tiêu dùng hàng nội để giảm mức độ ảnh hưởng của tổng sản phẩm quốc nội đến nhập khẩu Nhưng, do không thể giảm nhập khẩu bằng cách giảm tổng sản phẩm quốc nội nên cần chú ý đến việc điều chỉnh hợp lý

tỷ giá hối đoái, nếu cần thiết có thể sử dụng chính sách bảo hộ mậu dịch

Định dạng
Số trang	15
Dung lượng	1,82 MB