Báo cáo thực hành kinh tế lượng eviews BC5

Tổng sản phẩm quốc nội GDP là một chỉ tiêu có tính cơ sở phán ảnh sự tang trưởng kinh tế, quy mô kinh tế, trình độ phát triển kinh tế bình quân đầu người, cơ cấu kinh tế và sự thay đổi mức giá cả của một quốc gia. Bởi vậy, GDP là một công cụ quan trọng, thích hợp được dung phổ biến trên thế giới để khảo sát sự phát triển và sự thay đổi trong nền kinh tế quốc dân. Nhận thức chính xác và sử dụng hợp lý chỉ tiêu này có ý nghĩa quan trọng trong việc khảo sát và đánh giá trình trạng phát triển bền vững, nhịp nhàng, toàn diện nền kinh tế. Tổng thu nhập quốc gia là thu nhập tạo bởi tất cả hoạt đọng sản xuất trong nước và quốc tế của các công ty một quốc gia, là giá trị của mọi hoạt động sản xuất của nền kinh tế nội địa cộng với thu nhập ròng ( như tiền thuê, lợi nhuận, thu nhập nhân công) từ nước ngoài trong vòng 1 năm. Đứng trên góc độ nền kinh tế vĩ mô, GDP phụ thuộc vào khá nhiều nhân tố, trong đó có kim ngạch xuất khẩu, nhập khẩu và tỷ lệ lạm phát của nước đó có ảnh hưởng đến tổng GDP. Để phân tích rõ hơn tác động của từng nhân tố ảnh hưởng đến GDP , nhóm em quyết định chọn đề tài : “ Phân tích ảnh hưởng của tỷ lệ lạm phát, kim ngạch xuất nhập khẩu đến tổng sản phẩm quốc nội GDP của Việt Nam trong giai đoạn từ 1995 – 2019 “

BÁO CÁO THỰC HÀNH

KINH TẾ LƯỢNG

Họ và tên:

PHÂN TÍCH BỘ SỐ LIỆU: Tổng sản phẩm quốc nội (GDP), Lạm phát (INF) nhập khẩu ( IM), Xuất khẩu ( X) từ năm 1995 đến 2019

Số quan sát: 25

Số biến số: 4

I Cơ sở chọn đề tài:

Tổng sản phẩm quốc nội GDP là một chỉ tiêu có tính cơ sở phán ảnh sự tang trưởng kinh tế, quy mô kinh tế, trình độ phát triển kinh tế bình quân đầu người, cơ cấu kinh

tế và sự thay đổi mức giá cả của một quốc gia Bởi vậy, GDP là một công cụ quan

trọng, thích hợp được dung phổ biến trên thế giới để khảo sát sự phát triển và sự thay đổi trong nền kinh tế quốc dân Nhận thức chính xác và sử dụng hợp lý chỉ tiêu này

có ý nghĩa quan trọng trong việc khảo sát và đánh giá trình trạng phát triển bền vững, nhịp nhàng, toàn diện nền kinh tế.

Tổng thu nhập quốc gia là thu nhập tạo bởi tất cả hoạt đọng sản xuất trong nước và quốc tế của các công ty một quốc gia, là giá trị của mọi hoạt động sản xuất của nền kinh

tế nội địa cộng với thu nhập ròng ( như tiền thuê, lợi nhuận, thu nhập nhân công) từ nước ngoài trong vòng 1 năm.

Đứng trên góc độ nền kinh tế vĩ mô, GDP phụ thuộc vào khá nhiều nhân tố, trong đó có kim ngạch xuất khẩu, nhập khẩu và tỷ lệ lạm phát của nước đó có ảnh hưởng đến tổng GDP.

Để phân tích rõ hơn tác động của từng nhân tố ảnh hưởng đến GDP , nhóm em quyết định chọn đề tài : “ Phân tích ảnh hưởng của tỷ lệ lạm phát, kim ngạch xuất nhập khẩu đến tổng sản phẩm quốc nội GDP của Việt Nam trong giai đoạn từ 1995 – 2019 “

Nội dung nghiên cứu:

Với đề tài “ Mối quan hệ giữa tỷ lệ lạm phát , kim ngạch xuất khẩu, nhập khẩu đến tổng sản phẩm quốc nội GDP của Việt Nam trong giai đoạn từ 1995 – 2019”, nội dung bài báo cáo của nhóm em gồm có 4 phần:

1 Xây dựng mô hình hồi quy

2 Kiểm định các khuyết tật của mô hình

3 Kết luận về mô hình ban đầu và đề xuất mô hình tốt.

4 Kiến nghị về vấn đề nghiên cứu

II, Xây dựng mô hình hồi quy

1, Mô tả bộ số liệu

Xây dựng mô hình kinh tế lượng để phân tích tác động ảnh hưởng của lãi suất, đầu tư trực tiếp nước ngoài đến tổng sản phẩm quốc nội của quốc gia Việt Nam thời kì từ 1995- 2019

Mô hình gồm 3 biến:

- Biến phụ thuộc: + GDP: Tổng sản phẩm quốc nội, đơn vị: triệu USD

- Biến độc lập: INF: Tỷ lệ lạm phát , đơn vị: %

IM: Nhập khẩu , đơn vị triệu USD.

X: Xuất khẩu, đơn vị triệu USD Nguồn số liệu được lấy từ trang web:https://databank.worldbank.org/reports.aspx? source=2&country=VNM&series=&period#

Mô hình hồi quy tổng thể (PRF): log(GDPi ) = 1 + 2 INF +3log(IMi )+ log(Xi)+ Ui

Bảng số liệu về GDP, INF, I, X, IM của Việt Nam thời kì 1995- 2019

1995

20,736

4.581

1,780

6,804.128

8,690

1996

24,657 5.675 2,395 10,077.135 12,782

1997

26,844

3.210

2,220

11,570.361

13,755 1998

27,210

7.266

1,671

12,203.045

14,191 1999

28,684

4.117

1,412

14,332.148

15,151 2000

31,173

(1.710)

1,298

16,808.689

17,923 2001

32,685

(0.432)

1,300

17,997.102

18,596 2002

35,064

3.831

1,400

19,193.788

21,725 2003

39,553

3.220

1,450

22,415.698

26,759 2004

45,428

7.759

1,610

27,134.531

33,292 2005

57,633

8.281

1,954

36,712.091

38,623 2006

66,372

7.386

2,400

44,944.777

46,856 2007

77,414

8.304

6,700

54,591.008

65,096 2008

99,130

23.116

9,579

69,724.977

83,250 2009

106,015

7.055

7,600

66,374.595

76,434 2010

115,932

8.862

8,000

83,473.591

92,995 2011

135,539

18.676

7,430

107,605.944

113,208 2012

155,820

9.094

8,368

124,700.595

119,242 2013

171,222

6.592

8,900

143,186.372

139,491 2014

186,205

4.710

9,200

160,889.682

154,791 2015

193,241

0.879

11,800

173,490.415

171,962 2016

205,276

3.244

12,600

192,187.638

186,929 2017

223,780

3.520

14,100

227,345.654

221,075 2018

245,214

3.539

15,500

259,514.071

251,282 2019

271,447

2.796

15,630

276,064.071

287,941

2 Xây dựng một số mô hình hồi quy ( Với mức ý nghĩa  =5%)

Mô hình hồi quy tổng thể (PRF) log(GDPi ) = 1 + 2 INF +3log(IMi )+ log(Xi)+ ui

 Mô hình hồi quy mẫu

(SRF) log(GDP )i = 1 + 2 log(IM i ) + 3 log(X i ) + 3 INF+ ei ( ei là ước lượng của

Ui)

Dependent Variable: LOG(GDP)

Method: Least Squares

Date: 03/13/20 Time: 11:03

Sample: 1995 2019

Included observations: 25

(SPR) log( GDP i ) = 3.007640 - 0.338612 log(IMi) + 0.418943 log(X i) + 0.000877 INFi + ei

 Với 2 = 0.338612; khi kim ngạch xuất khẩu, tỷ lệ lạm phát khong đổi và nếu tổng

kim ngạch nhập khẩu tăng (giảm) 1 % thì GDP trung bình giảm(tang ) 0.338612

%

 Với 3 = 0.418943; khi kim ngạch nhập khẩu khẩu, tỷ lệ lạm phát khong đổi và

nếu tổng kim ngạch xuất khẩu tăng (giảm) 1 % thì GDP trung bình tang ( giảm ) 0.418943 %

 Với 4 = 0.000877; khi kim ngạch nhập khẩu khẩu, xuất khẩu khong đổi và nếu

tỷ lệ lạm phát tang ( giảm) 1% thì GDP trung bình tang 0.0877%

 Hệ số hồi quy hoàn toàn phù hợp với lý thuyết kinh tế đưa ra

 Kiểm định sử phù hợp của hàm hồi quy

Cách 1:

- Kiểm định giả thiết :









 0 :

0 :

2 1

2 0

R H

R H

(H0: Mô hình không phù hợp ; H1: Mô hình phù hợp)

- Ta có P_value = 0.000000 < α = 0,05 => chấp nhận H1 Tức là ít nhất một trong ba biến nhập khẩu ( IM), xuất khẩu ( X) và tỷ lệ lạm phát ( INF) giải thích cho sự biến động của GDP Hàm hồi quy phù hợp, có ý nghĩa thống kê.

Cách 2:

Kiểm định giả thiết :









 0 :

0 :

2 1

2 0

R H

R H

(H0: Mô hình không phù hợp ; H1: Mô hình phù hợp)

Dựa vào kết quả Eview trên, ta có Fqs = 1442.705 Tra bảng giá trị F, có:

F0.05(k-1,n-4) = F0.05(3,21) = 3.07

 Fqs > F0.05(3,21)

 Fqs thuộc miền bác bỏ W.

 Bác bỏ H0, chấp nhận H1

 Với mức ý nghĩa 0.05, Mô hình hồi quy phù hợp

-IIII, Kiểm định các khuyết tật

1, Kiểm định hiện tượng tự tương quan mô hình 1 bằng kiểm định Breush- Godfrey

Kết quả Eviews bằng phương pháp BG thu được :

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Method: Least Squares

Date: 03/13/20 Time: 13:55

Sample: 1995 2019

Included observations: 25

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Sử dụng kiểm định : BG

Lập cặp gt : H0: mô hình ko có tư tương quan bậc 1

H1: mô hình có tư tương quan bậc 1.

Tiêu chuẩn kiểm định

+ n.R2 = Obs*R-squared = 6.575151

Miền bác bỏ : W={ X2: X2 > X2(2)}.

Tra bảng giá trị khi bình phương , ta có

X2(2) = 5.9915

=> Khi binh phương quan sát thuộc miền bác bỏ

 bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1

 Vậy mô hình có tự tương quan bậc 1

2, Kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định White

 Kiểm định White (no cross terms) với mô hình gốc

Giả thuyết kiểm định: H0: Mô hình gốc có phương sai sai số không đổi (đồng đều)

H1: Mô hình gốc có phương sai sai số thay đổi Kết quả kiểm định:

Heteroskedasticity Test: White

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 03/13/20 Time: 14:14

Sample: 1995 2019

Included observations: 25

 Sử dụng kiểm định White:

 Lập cặp giả thuyết H0 : Mô hình có PSSS không thay đổi

H1: Mô hình có PSSS thay đổi

 Tiêu chuẩn kiểm định:

n.R2 = Obs*R-squared = 12.86326

* Miền bác bỏ : W={ X2: X2 > X2(9)}

Tra bảng giá trị Chi bình phương ta có ,

X2(9) = 16.92

.=> X2

qs không thuộc miền bác bỏ.

 Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết Ho

 Vậy mô hình có phương sai sai số không đổi.

 Kiểm định White (cross terms) với mô hình gốc

Kết quả kiểm định:

Heteroskedasticity Test: White

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 03/13/20 Time: 14:21

Sample: 1995 2019

Included observations: 25

Giả thuyết kiểm định: H0: Mô hình gốc có phương sai sai số không đổi (đồng đều)

H1: Mô hình gốc có phương sai sai số thay đổi

 Tiêu chuẩn kiểm định:

n.R2 = Obs*R-squared = 6.451512

 Miền bác bỏ : W={ X2: X2 > X2

(3)}

 Tra bảng giá trị Chi bình phương ta có ,

X2(3) = 7.81

.=> X2

qs không thuộc miền bác bỏ

 Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết Ho

 Vậy mô hình có phương sai sai số không đổi.

3, Kiểm định định dạng phương trình hồi quy bằng kiểm định Ramsey RESET

Kết quả kiểm định:

Ramsey RESET Test

Equation: UNTITLED

Specification: LOG(GDP) C LOG(IM) LOG(X) INF

Omitted Variables: Squares of fitted values

t-statistic 2.499626 20 0.0213

F-test summary:

Mean Squares

LR test summary:

Unrestricted Test Equation:

Dependent Variable: LOG(GDP)

Method: Least Squares

Date: 03/13/20 Time: 14:25

Sample: 1995 2019

Included observations: 25

 Giả thuyết kiểm định: H0: Mô hình gốc có dạng hàm đúng/không thiếu biến

H1: Mô hình gốc có dạng hàm không đúng/thiếu biến

 Miền bác bỏ:

W={ F: F > F (k-1; n-k)

}

 Dựa vào kết quả eviews , ta có : Fqs= 6.248128

Fα(2,n-5) =F0.05(2,20)= 3.49

=> Fqs € W

=> bác bỏ H0, chấp nhận H1 => Mô hình có dạng hàm khong đúng/ bỏ sót biến.

4, Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến bằng mô hình hồi quy phụ

Hồi quy phụ INF theo IM, X: INFi = = 1 + 2 log(IM i ) + 3 log(Xi)+ Vi

Giả thuyết kiểm định: Ho: Mô hình 1 không có đa cộng tuyến

H1: Mô hình 1 có đa cộng tuyến

Kết quả kiểm định:

Dependent Variable: INF

Method: Least Squares

Date: 03/13/20 Time: 14:32

Sample: 1995 2019

Included observations: 25

Ta có: F0,05(k-1,n-3) = F0,05(2,22) = 3.44

Fqs = 3.246817 Miền bác bỏ: W = { F: Fqs > F0.05(k-1;n-k)}

 Fqs < F0,05(k-1,n-k)

 Fqs không thuộc miền bác bỏ

Vậy với α = 0,05, mô hình gốc không có khuyết tật đa cộng tuyến

5 Kiểm định tính phân phối chuẩn của mô hình

Kiểm định tính chuẩn của sai số ngẫu nhiên của mô hình gốc bằng JB (Jarque-Bera), từ Eviews ta thu được báo cáo:

 Lập cặp giả thuyết: H0 : Mô hình có SSNN theo quy luật phân phối chuẩn.

H1: Mô hình không có SSNN theo quy luật phân phối chuẩn

 Miền bác bỏ: W = { 2

qs : 2

qs > 2 0.05(2)}

 Dựa vào kết quả Eview :

Ta có: JBqs = 0.528653

2

0.05(2) = 5,9915

 JBqs < 2

0.05(2)

 JBqs  W

Vậy với mức ý nghĩa α = 0.05, mô hình gốc có sai số ngẫu nhiên tuân theo quy luật phân phối chuẩn

IV, Kết luận

Từ những kiểm định trên ta có thể rút ra các kết luận sau:

 Tổng kim ngạch xuất khẩu, nhập khẩu và tỷ lệ lạm phát có ảnh hưởng đến tổng sản phẩm quốc nội GDP của Việt Nam giai đoạn từ 1995 - 2019

 Mô hình lựa chọn phù hợp với lý thuyết kinh tế

 IM, X, INF giải thích 99.5171 % sự biến động của GDP

 Mô hình gốc không có phương sai sai số thay đổi

 Mô hình gốc không có hiện tương đa cộng tuyến

 Mô hình gốc có hiện tượng tự tương quan và có dạng hàm không đúng/ bị bỏ sót biến

 Biện pháp khắc phục:Thêm biến độc lập: I – tổng đầu tư trực tiếp nước ngoài vào Việt Nam FDI

 Mô hình mới : log(GDP )i = 1 + 2 log(IM i ) + 3 log(X i ) + 3 INF +4

log(Ii)+ ei

Thu thập số liệu mới như sau và tiến hạnh nhập bảng số liệu sau khi thêm biến độc lập I vào mô hình

1995

20,736

4.581

6,804.128

8,690 1996

24,657

5.675

10,077.135

12,782 1997

26,844

3.210

11,570.361

13,755 1998

27,210

7.266

12,203.045

14,191 1999

28,684

4.117

14,332.148

15,151 2000

31,173

(1.710)

16,808.689

17,923 2001

32,685

(0.432)

17,997.102

18,596 2002

35,064

3.831

19,193.788

21,725 2003

39,553

3.220

22,415.698

26,759 2004

45,428

7.759

27,134.531

33,292

2005

57,633 8.281 36,712.091 38,623

2006

66,372

7.386

44,944.777

46,856 2007

77,414

8.304

54,591.008

65,096 2008

99,130

23.116

69,724.977

83,250 2009

106,015

7.055

66,374.595

76,434 2010

115,932

8.862

83,473.591

92,995 2011

135,539

18.676

107,605.944

113,208 2012

155,820

9.094

124,700.595

119,242 2013

171,222

6.592

143,186.372

139,491 2014

186,205

4.710

160,889.682

154,791 2015

193,241

0.879

173,490.415

171,962 2016

205,276

3.244

192,187.638

186,929 2017

223,780

3.520

227,345.654

221,075 2018

245,214

3.539

259,514.071

251,282 2019

271,447

2.796

276,064.071

287,941

Kết quả hồi quy mô hình mới thu được như sau:

Dependent Variable: LOG(GDP)

Method: Least Squares

Date: 03/13/20 Time: 15:29

Sample: 1995 2019

Included observations: 25

Khi đó, mô hình mới thu được là:

 SRM: log(GDP )i = 3.252132 -0.053468* log(IM i ) + 0.687224 *log(X i ) + 0.000358 *INF +0.135178 *log(Ii)+ ei

Kiểm đinh tự tương quan bậc 1 bằng pp Durbin – Waston:

Dựa vào kết quả trên ta có,

dqs = 1.957540

Với k= 5, n=25 , Tra bảng giá trị Durbin – Waston, ta có:

dL = 0.95, dU = 1.89

 4- dL = 4- 0.95 = 3.05

 4- dU = 4 - 1.89 = 2.11

 Dqs thuộc khoảng ( dU ; 4- dU )

 Mô hình không có khuyết tật tự tương quan bậc 1.

-Các biến độc lập xuất khẩu , nhập khẩu và tỷ lệ lạm phát giải thích được

99.7565% sự thay đổi của biến phụ thuộc GDP

- Tìm khoảng tin cậy 2 phía của 3

Với mẫu n=25, α = 0,05 ta có:

= 0.687224 ; =0.169302; t(n-4)

0.025 = 2,552

Do đó:

0.687224 -0.169302* 2.552  β3  0.687224 + 0.169302* 2.552

 0.255165296  β3 1.119283 Vậy với mức ý nghĩa α = 0,05, khi kim ngach xuất khẩu tăng 1% thì GDP tang tối thiểu 0.255165296 %, tối đa là 1.119283%

-Phương sai sai số ngẫu nhiên của mô hình tốt là : 0.046324

V KIẾN NGHỊ VỀ VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU

Hầu hết các quốc gia trên thế giới, đều không phân biệt khuynh hướng chính trị, mổi quốc gia đều tự xác định riêng cho mình một chiến lược riêng để phát triển kinh tế – xã hội Tăng trưởng và phát triển kinh tế là mục tiêu đầu tiên của tất cả các nước trên thế giới, là thước đo chủ yếu

về sự tiến

bộ trong mỗi giai đoạn của các quốc gia Không riêng một đất nước nào cả, ở Việt Nam cũng vậy luôn xem việc phát triển kinh tế là một nhiệm vụ rất bức thiết Việt Nam sau hơn 20 năm đổi mới, đã có những bước phát triển đáng kể, đất nước

ta từ nền kinh tế thời bao cấp trì trệ đã chuyển sang nền kinh tế thị trường theo định hướng XHCN Tổng thu nhập quốc dân hằng năm đã tăng lên Hơn thế nữa đất nước chúng ta hiện nay gia nhập vào nền kinh tế toàn cầu WTO, hội nhập kinh

tế quốc tế Dưới đây là một số kiến nghị để tiếp tục những thành tựu đã đạt được trong tiến trình phát triển bền vững thể hiện bằng việc GDP của Việt Nam liên tục tang trong những năm qua:

 Để tăng GDP trong một nước thì phải tăng cường thực hiện các chính sách thu hút vốn đầu tư, tăng cường xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu.