Phân tích mức độ ảnh hưởng của nhập khẩu (NK triệu USD) và xuất khẩu (XK triệu USD) đến tổng sản phẩm quốc nội (GDP tỷ VND) giai đoạn 2000 2015

HỌC VIỆN TÀI CHÍNH Bộ mơn: Kinh Tế Lượng BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG Lớp tín : CQ55.61/02 Vấn đề nghiên cứu : “Phân tích mức độ ảnh hưởng nhập (NK-triệu USD) xuất (XK- triệu USD) đến tổng sản phẩm quốc nội (GDP- tỷ VND) giai đoạn 2000-2015” BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG ST Họ tên Lớp Đặng Thị Ngọc Thủy CQ55.61.02 Phạm Hải Thương CQ55.61.02 Lương Hoàng Hoài Thu CQ55.61.02 Nguyễn Thị Thơ CQ55.61.02 T Mục lục A Lý chọn đề tài : B Phân tích: I Lập mơ hình hồi qui mơ tả quan hệ biến kinh tế II Ước lượng mơ hình với số liệu thu thập phần mềm Eviews III Tiến hành số kiểm định liên quan đến mơ hình hồi quy Kiểm định phù hợp mơ hình hồi quy hệ số hồi quy 1.1 Kiểm định phù hợp mơ hình hồi quy 1.2 Kiểm định phù hợp hệ số hồi quy 1.2.1 Kiểm định β 1.2.2 Kiểm định β2 1.2.3 Kiểm định β3 2.Kiểm định khuyết tật mơ hình 2.1 Mơ hình có bỏ sót biến thích hợp * Kiểm định Rasey * Kiểm định Lagrange 2.2 Kiểm định tự tương quan * Kiểm định Durbin – Watson *Kiểm định BG 2.3 Phương sai sai số thay đổi * Kiểm định White *Kiểm định dựa biến phụ thuộc 2.4 Đa cộng tuyến *Hồi quy phụ *Độ đo Theil 2.5 Kiểm định Jarque- bera 3.Xác định khoảng tin cậy hệ số hồi quy 3.1 Khoảng tin cậy β1 3.1.1 Khoảng tin cậy phía β1 3.1.2 Khoảng tin cậy trái β1 3.1.3 Khoảng tin cậy phải β1 3.2 Khoảng tin cậy β2 3.2.1 Khoảng tin cậy phía β2 3.2.2 Khoảng tin cậy trái β2 3.2.3 Khoảng tin cậy phải β2 3.3 Khoảng tin cậy β 3.3.1 Khoảng tin cậy phía β 3.3.2 Khoảng tin cậy trái β 3.3.3 Khoảng tin cậy phải β 4.Phương sai sai số ngẫu nhiên 4.1 Khoảng tin cậy phía σ 4.2 Khoảng tin cậy bên trái σ 4.3 Khoảng tin cậy bên phải σ 5.Dự báo IV Kết luận tổng quan A)Lý chọn đề tài Nhâ ̣n thấy đề tài môn Kinh tế lượng có liên quan đến lĩnh vực kinh tế, lúc tìm hiểu, những giá trị có liên quan đến nền kinh tế sẽ giúp chúng em hiểu thấu đáo những đại lượng ấy và bản chất chúng, mối quan ̣ đại lượng và đồng thời sẽ giúp ích cho viê ̣c nghiên cứu các môn khoa học khác kinh tế vi mô, kinh tế vĩ mô, toán kinh tế, và công viê ̣c sau này của chúng em Trên lý thuyết GDP chịu ảnh hưởng nhiều yếu tố như: chi tiêu tiêu dùng cá nhân hàng hóa dịch vụ, tổng đầu tư tư nhân nước, xuất ròng, Trên thực tế GDP chịu ảnh hưởng xuất nhập Hàng xuất làm tăng GDP cịn hàng nhập khơng nằm sản lượng nội địa cần phải loại trừ khỏi khối lượng hàng hóa dịch vụ mà hộ gia đình, hãng kinh doanh phủ mua tiêu dùng Khoảng cách chênh lệch xuất nhập sản phẩm rịng => Vì nhóm em chọn đề tài :Nghiên cứu “Tổng sản phẩm nước (GDP) mối quan hệ phụ thuộc với xuất nhập Việt Nam từ năm 2000 đến 2015” B) Phân tích: Các biến sử dụng: GDP : GDP (Tỷ VND) NK : Nhập Khẩu (triệu USD) XK : Xuất Khẩu (triệu USD) Thu thập số liệu ta có bảng số liệu sau : Năm GDP NK XK 200 441646 15,636.50 14,482.70 200 481295 16,217.90 15,029.20 200 535762 19,745.60 16,706.10 200 613443 25,255.80 20,149.30 200 715307 31,968.80 26,485.00 200 839211 36,761.10 26,485.00 200 1,061,565 44,891.10 39,826.20 200 1,144,014 62,764.70 48,561.40 200 1,477,717 80,713.80 62,685.10 200 1,658,389 69,948.80 57,096.30 201 1,980,914 84,838.60 72,191.87 201 2,536,631 106,749.80 96,905.70 201 3,245,419 111,640.27 114,529.20 201 3,584,262 132,032.60 132,175.00 201 3,937,856 148,058 150,042 201 4,192,862 165,609 162,439 Nguồn số liệu https://goo.gl/PxNWAQ I Lập mơ hình hồi qui mô tả quan hệ biến kinh tế *Mơ hình lựa chọn : SRM: GDPi = ^β + ^β * NKi + ^β *XKi + ei *Trong đó: + ^β 1, ^β 2, ^β : hệ số hồi quy ước lượng ( thực chất ước lượng điểm hệ số hồi quy β1 ,β2, β3) + ei: phần dư ( sai lệch giá trị cá biệt biến phụ thuộc so với ước lượng giá trị trung bình chúng mẫu) II Ước lượng mơ hình với số liệu thu thập phần mềm Eviews Ước lượng mơ hình có : Ls GDP c XK NK enter Với biến số liệu thu thập : Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 11/27/19 Time: 15:02 Sample: 2000 2015 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.   C 138052.8 53580.59 2.576545 0.0230 NK -9.173162 4.178934 -2.195096 0.0469 XK 34.86735 4.065784 8.575799 0.0000 R-squared 0.995298     Mean dependent var Adjusted R-squared 0.994574     S.D dependent var S.E of regression 96840.86     Akaike info criterion Sum squared resid 1.22E+11     Schwarz criterion Log likelihood -204.7351     Hannan-Quinn criter F-statistic 1375.761 Prob(F-statistic) 0.000000     Durbin-Watson stat 1777893 1314689 25.9668 26.1117 25.9743 1.63632 - Nhận xét: thơng qua mơ hình mẫu ta mơ hình hồi qui mẫu: GDPi = 138052.8 –9.173162*NKi + 34.86735*XKi + ei Trong đó: + ^β =138052.8 điều cho ta biết xuất nhập tổng sản phẩm quốc nội trung bình 138052.8 tỷ VND + ^β =-9.173162 cho ta biết nhập tăng triệu USD điều kiện xuất khơng đổi tổng sản phẩm quốc nội trung bình giảm 9.173162 tỷ đồng + ^β = 34.886735 cho ta biết xuất tang triệu USD điều kiện nhập khơng thay đổi tổng sản phẩm quốc nội trung bình tăng 34.886735 tỷ đồng + ^β ^β phù hợp với lý thuyết kinh tế III Tiến hành số kiểm định liên quan đến mơ hình hồi quy Kiểm định phù hợp mơ hình hồi quy hệ số hồi quy 1.1 Kiểm định phù hợp mơ hình hồi quy * Kiếm định cặp giả thuyết: : R2=0 : R2 >0 { * Tiêu chuẩn kiểm định: R /2 F= ~ F(2 ,n−3) (1−R )/(n−3) * Miền bác bỏ: Wα = { F: F > F(2α ;n−3) } Từ báo cáo (1), ta có Fqs =1375.761  Với mức ý nghĩa α = 0.05, tra bảng ta có F(2,13) 0.05 =3.81 (2,13) → Fqs > F 0.05 → Fqs ∉ Wα Ta bác bỏ H0 , chấp nhận H1 Vậy với mức ý nghĩa 0.05 mơ hình hồi quy phù hợp 1.2 Kiểm định phù hợp hệ số hồi quy: 1.2.1 Kiểm định β * Kiểm định giả thuyết: {H0:β1=0 ¿¿¿¿ mức ý nghĩa α=0 05 * Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: T= ^1 B ^ 1) Sⅇ ( B T(n-3) * Miền bác bỏ giả thuyết H0, mức ý nghĩa α=0 05 là: Wα= {t :/t/ >t (n−3) α/2 } Từ báo cáo (1) ta có tqs = 2.576545 ( n−3) 13 Mà t α2 =t 0,025=2.160  |t qs|>¿ t qs ∈ Wα Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1 Kết luận: Vậy với α = 0.05, cho hệ số chặn có β1 có ý nghĩa kinh tế 1.2.2 Kiểm định β2 * Kiểm định giả thuyết: Ho: β2 =0 H1: β2≠0 mức ý nghĩa α = 0.05 * Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: ^2 B T= ^ 2) Sⅇ ( B T(n-3) * Miền bác bỏ giả thuyết H0 với α = 0.05 là: ) W α ={ t :|t|>t (αn−3 /2 } Từ báo cáo (1) ta có: tqs = -2.195096 (n−3) 16 Mà t α2 =t 0.025=2.160 (n−3 )  |t qs| > t α /2 → t qs ∈ Wα  Bác bỏ giả thuyết H0,chấp nhận đối thuyết H1 Kết luận: Vậy với α = 0.05 kết luận nhập có ảnh hưởng đến tổng sản phẩm quốc nội 1.2.3 Kiểm định β3 * Kiểm định giả thuyết: {H0:β3=0 ¿ ¿¿¿ ,mức ý nghĩa α = 0.05 * Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: T= ^3 B ^ 3) Sⅇ ( B T(n-3) * Miền bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa α=0 05 là: ) W α ={ t :|t|>t (αn−3 /2 }  Từ báo cáo (1) ta có: tqs= 8.575799 ( n−3) 16 Mà t α2 =t 0.025=2.160 (n−3 ) → |t qs| > t α /2 → tqs ∈ Wα =>Bác bỏ giả thuyết Ho, chấp nhận đối thuyết H1 Kết luận: Vậy với α = 0.05 cho xuất ảnh hưởng đến tổng sản phẩm quốc nội 2.Kiểm định khuyết tật mô hình 2.1 Mơ hình có bỏ sót biến thích hợp * Kiểm định RAMSEY ^ I, R12 Bước 1: Ước lượng mơ hình hồi quy gốc thu GDP Bước 2: Ước lượng mơ hình hồi quy Ramsey: Adjusted R-squared -0.179498     S.D dependent var 90153.93 S.E of regression 97911.39     Akaike info criterion 26.07182 Sum squared resid 1.05E+11     Schwarz criterion 26.31325 Log likelihood -203.5746     Hannan-Quinn criter 26.08418 F-statistic 0.429320     Durbin-Watson stat 1.940636 Prob(F-statistic) 0.784716 Kiểm định BG bậc Bước 3: +Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình hồi quy gốc khơng có tự tương quan H1: Mơ hình hồi quy gốc có tự tương quan (Mức ý nghĩa α = 0.05) + Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: : χ 2= ( n−2 ) R24 χ (2) + Miền bác bỏ giả thuyết H0, với mức ý nghĩa α=0,05 là: W α ={ χ : χ > χ 2(2) α } +Dựa vào báo cáo, ta có: (2) Ta có: χ 20,05 = 5,9915 χ 2qs = 2.160562 (2) → χ 2qs< χ 0,05 χ 2qs  W  Chưa đủ sở bác bỏ H0, tạm chấp nhận giả thuyết H0 Kết luận: Vậy mơ hình gốc khơng có tự tương quan bậc 2.3 Phương sai sai số thay đổi * Kiểm định White Bước 1: Hồi quy mơ hình ban đầu thu ei, ei2 Bước 2: Thực kiểm định White:  Hồi quy mơ hình White có dạng e 2i = α 1+ α NK i +α XK i +α NK 2i +α XK 2i +α NK i XK i +V i  Tổng hệ số mơ hình k 5, hệ số xác định R5 Heteroskedasticity Test: White F-statistic 1.361665     Prob F(5,10) 0.3162 Obs*R-squared 6.480907     Prob Chi-Square(5) 0.2622 Scaled explained SS 2.285408     Prob Chi-Square(5) 0.8084 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 11/27/19 Time: 16:37 Sample: 2000 2015 Included observations: 16 Variable Coefficien t Std Error t-Statistic Prob.   C 4.47E+09 7.76E+09 -0.575639 0.5776 NK^2 27.33356 68.49902 0.399036 0.6983 NK*XK -71.76033 132.6144 -0.541120 0.6003 NK 1188102 1639435 0.724702 0.4852 XK^2 43.49354 65.21405 0.666935 0.5199 XK -966671.7 1606414 -0.601757 0.5607 R-squared 0.405057     Mean dependent var Adjusted R-squared 0.107585     S.D dependent var S.E of regression 7.68E+09     Akaike info criterion Sum squared resid 5.90E+20     Schwarz criterion Log likelihood -383.1417     Hannan-Quinn criter F-statistic 1.361665 Prob(F-statistic) 0.316207     Durbin-Watson stat 7.62E+0 8.13E+0 48.6427 48.9324 48.6575 2.44947 Bước 3: +Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Phương sai sai số không thay đổi H1: Phương sai sai số thay đổi (Mức ý nghĩa α = 0.05) +Tiêu chuẩn kiểm định: χ 2=n R 2w χ ( 5) + Miền bác bỏ giả thuyết H0, với mức ý nghĩa α = 0,05 W α ={ χ 2| χ > χ 2α (5 ) }  Ta có: χ 2qs=¿ 6.480907 (5 )  Tra bảng được: χ 20.05 = 11.0705  Có χ 2qs < χ 2α (5 )  χ qs ∉ Wα  Chưa có sở để bác bỏ giả thuyết H0 , chấp nhận giả thuyết H0 Kết luận: Vậy với α = 0,05,mơ hình gốc khơng có phương sai sai số thay đổi *Kiểm định dựa biến phụ thuộc - Quay lại báo cáo gốc Genr e =resid Tính GDPf Ls e^2 c GDPF^2 ^ i2 Bước 1: Ước lượng mơ hình hồi quy gốc thu ei2, GDP ^ i2+Vi Bước 2: ei2= α1+ α2*GDP Dependent Variable: E^2 Method: Least Squares Date: 11/28/19 Time: 22:32 Sample: 2000 2015 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.   C 7.35E+09 2.71E+09 2.711066 0.0169 GDPF^2 5.62E-05 0.000359 0.156631 0.8778 R-squared 0.001749     Mean dependent var 7.62E+09 Adjusted R-squared -0.069554     S.D dependent var 8.13E+09 S.E of regression 8.41E+09     Akaike info criterion 48.66025 Sum squared resid 9.91E+20     Schwarz criterion 48.75683 Log likelihood -387.2820     Hannan-Quinn criter 48.66520 F-statistic 0.024533     Durbin-Watson stat 1.791942 Prob(F-statistic) 0.877772 Bước 3: Kiểm định cặp giả thuyết +Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Phương sai sai số không thay đổi H1: Phương sai sai số thay đổi Mức ý nghĩa α = 0.05) +Tiêu chuẩn kiểm định: χ 2=n R 26 χ ( 1) + Miền bác bỏ giả thuyết H0, với mức ý nghĩa α = 0,05 W α ={ χ 2| χ > χ 2α (1 ) } (1) = 3.8415 χ 20.05 χ 2qs = 0.027984  Có χ 2qs < χ 2α (1 )  χ qs ∉ Wα  Chưa có sở để bác bỏ giả thuyết H0 , chấp nhận giả thuyết H0 Kết luận: Vậy với α = 0,05,mơ hình gốc khơng có phương sai sai số thay đổi 2.4 Đa cộng tuyến *Hồi quy phụ Hồi quy nhập theo xuất SRM: GDPi = 138052.8 –9.173162*NKi + 34.86735*XKi + ei Ls NK C XK ấn enter Dependent Variable: NK Method: Least Squares Date: 11/27/19 Time: 16:45 Sample: 2000 2015 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.   C 8331.941 2604.556 3.198987 0.0064 XK 0.965649 0.031739 30.42467 0.0000 R-squared 0.985101     Mean dependent var 72052.02 Adjusted R-squared 0.984037     S.D dependent var 49019.51 S.E of regression 6193.399     Akaike info criterion 20.41682 Sum squared resid 5.37E+08     Schwarz criterion 20.51340 Log likelihood -161.3346     Hannan-Quinn criter 20.42177     Durbin-Watson stat 0.718213 F-statistic 925.6608 Prob(F-statistic) 0.000000 Bước 1: Ước lượng mơ hình hồi quy NKi= α1 +α2 * XK + Vi  R72, k’=k-1 Bước 2: +Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình hồi quy gốc khơng có đa cộng tuyến (Mức ý nghĩa α = 0.05) H1: Mô hình hồi quy gốc có đa cộng tuyến +Tiêu chuẩn kiểm định: R27 /(k ' −1) F= (1−R 27)/(n−k ' ) ' ' F(k −1;n −k ) + Miền bác bỏ: W α = { F : F> F(kα −1 ;n−k ) } ' ' Dựa vào báo cáo ta có: F0.05(2:16)= 3.63 Fqs= 462.8301  Fqs > F0.05(2:16) => Bác bỏ giả thuyết H0 chấp nhận đối thuyết H1 => Mơ hình hồi quy gốc có đa cộng tuyến *Độ đo Theil: Bước 1: Hồi quy mơ hình ban đầu thu R2 = 0.995298 Bước 2: + Hồi quy mơ hình: GDPi=α1 + α2* NKi + Vi thu báo cáo sau: Ls GDP c NK ấn enter Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 11/27/19 Time: 16:51 Sample: 2000 2015 Included observations: 16 Variable Coefficien t Std Error t-Statistic Prob.   C -124032.7 109423.1 -1.133514 0.2760 NK 26.39657 1.268234 20.81364 0.0000 R-squared 0.968695     Mean dependent var 177789 Adjusted R-squared 0.966459     S.D dependent var S.E of regression 240776.4     Akaike info criterion Sum squared resid 8.12E+11     Schwarz criterion Log likelihood -219.9007     Hannan-Quinn criter F-statistic 433.2078 Prob(F-statistic) 0.000000 131468 27.7375 27.8341 27.7425 1.02167     Durbin-Watson stat Thu R82=0.968695 + Hồi quy mơ hình: GDPi=α1 + α2* XKi + Vi thu báo cáo sau: Ls GDP XK c ấn enter Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 11/28/19 Time: 22:39 Sample: 2000 2015 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.   XK 26.00930 0.559878 46.45527 0.0000 C 61622.57 45944.57 1.341237 0.2012 R-squared 0.993555     Mean dependent var 1777893 Adjusted R-squared 0.993094     S.D dependent var 1314689 S.E of regression 109252.0     Akaike info criterion 26.15717 Sum squared resid 1.67E+11     Schwarz criterion 26.25374 Log likelihood -207.2574     Hannan-Quinn criter 26.16212 F-statistic 2158.092     Durbin-Watson stat 1.619687 Prob(F-statistic) 0.000000 Thu R92=0.993555 Bước 3: Tính độ đo Theil: m = R2 – (R2 – R82) – (R2 – R92) m = 0.995298– (0.995298– 0.968695) – (0.995298– 0.993555) m = 0.966947 =>chứng tỏ mơ hình có đa cộng tuyến mức độ cao 2.5Kiểm định Jarque- bera: Series: Residuals Sample 2000 2015 Observations 16 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis -4.73e-10 -17837.70 171191.2 -111495.3 90153.93 0.582063 2.068344 Jarque-Bera Probability 1.482115 0.476610 -100000 100001 200001  Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Phương sai sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn H1: Phương sai sai số ngẫu nhiên khơng có phân phối chuẩn  Tiêu chuẩn kiểm định: S2 ( K−3 ) JB=n( + )~ χ 2( 2) 24 (Với K hệ số nhọn, S hệ số bất đối xứng.)  Miền bác bỏ: W α ={ JB|JB> χ 2(2) α } Theo báo cáo ta có JBqs = 1.482115 Mà với α=0, 05 ta có 2( 2) χ , 05=5 , 99147  JBqs = 1.482115 < χ 2( 2) 05 =5.9915  Vậy với α= 0,05 chưa có sở bác bỏ giả thuyết H tức phương sai sai số có phân phối chuẩn Kết luận: mơ hình gốc khơng bỏ sót biến 3.Xác định khoảng tin cậy hệ số hồi quy 3.1 Khoảng tin cậy β 3.1.1 Khoảng tin cậy phía β (n−3) (n−3) ^ β - Se( ^ β 1).t α β + Se( ^ β 1).t α ≤ β1 ≤ ^   138052.8-53580.59*2.086 ≤ β ≤ 138052.8+53580.59*2.086 26283.689≤ β ≤ 249821.9107 Kết luận: Vậy với α = 0.05, GDP nằm khoảng (26283.689; 249821.9107) (tỷ VND) xuất nhập 3.1.2 Khoảng tin cậy trái β β1 ≤ ^ β + Se( ^ β 1).t (n−3) α ≤ 138052.8+53580.59*1.725 β ≤ 230479.3178 → Vậy với α=0.05, GDP tối đa 230479.3178 ( USD) xuất nhập  β1   3.1.3 Khoảng tin cậy phải β β ≥ β^1 – Se( ^ β 1).t (n−3) α 138052.8-53580.59*1.725 ≥ 45626.2822  β1 ≥  β1  Vậy với α=0.05, GDP tối thiểu 6.6770812 (tỷ VND) xuất nhập 3.2 Khoảng tin cậy β 3.2.1 Khoảng tin cậy phía β (n−3) (n−3) ^ ≤ β2 ≤ ^ β – Se( ^ β 2).t α β + Se( ^ β 2).t α 2 -9.173162- 4.178934*2.086 ≤ β ≤ -9.173162+ 4.178934*2.086  -17.8904 ≤ β ≤ -0.4559  Vậy với mẫu trên, mức ý nghĩa 0.05 nhập tăng lên % với điều kiện xuất khơng đổi GDP trung bình nằm khoảng (-17.8904 ; -0.4559) tỷ VND  3.2.2 Khoảng tin cậy trái β β2 ≤ ^ β + Se( ^ β 2).t (n−3) α  β2  ≤ -9.173162+ 4.178934*1.725 β ≤ -1.9645 → Vậy với α = 0.05 nhập tăng lên 1% với điều kiện xuất khơng đổi GDP trung bình giảm tối đa 1.9645 tỷ VND 3.2.3 Khoảng tin cậy phải β β ≥ β^2 - Se( ^ β 2).t (n−3) α  β2  ≥ -9.173162- 4.178934*1.725 β ≥ -16.3818 → Vậy với α = 0.05, nhập tăng 1% với điều kiện nhập khơng đổi GDP trung bình giảm tối thiểu 16.3818 tỷ VND 3.3 Khoảng tin cậy β 3.3.1 Khoảng tin cậy phía β (n−3) ^β – Se( ^β ) t α  (n−3) ≤ β ≤ ^β +Se( ^β ) t α2 34.86735- 4.065784*2.086≤ β ≤ 34.86735+ 4.065784*2.086  26.38612≤ β ≤ 43.3486 → Vậy với mẫu trên, mức ý nghĩa 0.05 xuất giảm 1% với điều kiện nhập khơng đổi GDP nằm khoảng (26.38612 ; 43.3486) tỷ VND 3.3.2 Khoảng tin cậy trái β β ≤ ^β + Se( ^β 3) t (n−3) α  β3   ≤ 134.86735+ 4.065784*1.725 β ≤ 41.8808 → Vậy với mẫu trên, mức ý nghĩa 0.05 xuất tăng % với điều kiện lạm phát khơng đổi GDP giảm tối thiểu 41.8808 tỷ VND 3.3.3 Khoảng tin cậy phải β β ≥ ^β 3-Se( ^β 3) t (n−3) α ≥ 34.86735- 4.065784*1.725 β ≥27.8539 Vậy với α = 0.05 xuất tăng % với điều kiện nhập khơng đổi GDP tăng tối đa 27.8539 tỷ VND  β3   4.Phương sai sai số ngẫu nhiên 4.1 Khoảng tin cậy phía σ ^2 ( n−k ) σ^ 2 ( n−k ) σ ≤σ ≤ n−3) n−3 ) χ 2( χ 2( α/2 1−α /2 Ta có: k) (20) χ 2α (n− ¿ χ 20.025 = 34.1696 /2 (n− k) ( 20 ) χ 21−α /2 ¿ χ 0.975 = 9.5908 (n−3 ) σ^ Suy ra:  2(n−3) χ α/2 1.8756∗1011 34.1696 ≤ σ 2 ≤σ ≤ ≤ (n−3 ) σ^ 2(n−3) χ 1−α / 1.8756∗1011 9.5908  5489178782 ≤ σ ≤ 1.9556*1010  Kết luận: Vậy yếu tố ngẫu nhiên thay đổi đơn vị phương sai sai số ngẫu nhiên thay đổi khoảng (5489178782 ; 1.9556*1010) 4.2 Khoảng tin cậy bên trái σ σ ≤ (n−3) σ^ 2( n−3 ) χ 1−α (n− k) ( 20 ) χ 21−α = χ 0.95 = 10.8508 Ta có: σ ≤ Suy ra:  σ  σ (n−3) σ^ 2( n−3 ) χ 1−α 1.8756∗1011 ≤ 10.8508 ≤ 1.7285*1010 Kết luận: Vậy yếu tố ngẫu nhiên thay đổi 1% phương sai sai số ngẫu nhiên thay đổi tối đa 1.7285*1010 4.3 Khoảng tin cậy bên phải σ ( n−3) σ^ σ ≥ 2( n−3 ) χα Ta có: χ 2α (n− k) σ 2≥ Suy ra:  σ ≥ (20) = χ 0.05 = 31.4104 ( n−3) σ^ n−3 ) χ 2( α 1.8756∗1011 31.4104  σ ≥ 5971270662  Kết luận: Vậy yếu tố ngẫu nhiên thay đổi 1% phương sai sai sơ ngẫu nhiên thay đổi tối thiểu 5971270662 Dự báo Giả sử cho nhập (NK) năm 2016 178697.2 xuất (XK) năm 2016 182573.3 ta có biểu đồ dự báo GDP năm 2016 sau: − Dự báo tổng sản phẩm quốc dân Việt Nam năm 2016 công thức sau: ^ ^ G DPo −Se ( ^ GDPo ) t (n−3) ≤ DT ≤ G DP o +Se ( ^ GDPo ) t (n−3) α α IV.Kết luận tổng quan Nhận xét tổng quan Trên nghiên cứu ứng dụng mơ hình kinh tế lượng nghiên cứu phát triển tổng sản phẩm quốc nội kinh tế Việt Nam Mơ hình xác định yếu tố ảnh hưởng tới tổng sản phẩm quốc nội, “nhập khẩu, xuất khẩu” đồng thời mơ hình định lượng mối quan hệ yếu tố ảnh hưởng Qua nhóm chúng em đưa số giải pháp nhằm thúc đẩy tăng trưởng GDP kinh tế Việt Nam: -  Tăng cường tận dụng hội từ Hiệp định thương mại tự do, CPTPP, đa dạng hóa thị trường xuất khẩu, giảm nhập siêu - Đổi mô hình tăng trưởng xuất Để nâng cao chất lượng tăng trưởng xuất khẩu, cần phải nhanh chóng thay đổi mơ hình tăng trưởng xuất Mơ hình tăng trưởng mơ hình tăng trưởng theo chiều sâu, dựa vào khai thác lợi cạnh tranh động để nâng cao suất, chất lượng, hiệu xuất sở đẩy mạnh cải cách thể chế, sử dụng công nghệ tiên tiến, nâng cao chất lượng nguồn nhân lực, xây dựng kết cấu hạ tầng đại, thực sách ưu đãi nhà đầu tư ngồi nước đầu tư vào lĩnh vực cơng nghệ cao phục vụ xuất đẩy mạnh hoạt động Marketting quốc tế 2.2 Nâng cao chất lượng hàng - Nâng cao chất lượng hàng hóa xuất Phát triển sản phẩm mới, đổi sản phẩm có dựa công nghệ tiên tiến … yếu tố quan trọng để giành, giữ mở rộng thị trường cách hữu hiệu - Bảo đảm hài hòa tăng trưởng xuất giải vấn đề xã hội, theo hướng: xây dựng chế chia sẻ lợi ích bình đẳng hoạt động xuất nhằm mang lại lợi ích cho người trực tiếp sản xuất hàng xuất - Tăng cường đầu tư phát triển hệ thống kết cấu hạ tầng xuất khẩu, đồng thời khai thác hiệu hệ thống hạ tầng có phục vụ tốt cho xuất đất nước Phát triển thương mại điện tử, ứng dụng công nghệ thông tin giao dịch thương mại - Đánh thuế số hàng hóa nhập đặc biệt, bảo vệ số lĩnh vực nước có tiềm phát triển ... cứu ? ?Tổng sản phẩm nước (GDP) mối quan hệ phụ thuộc với xuất nhập Việt Nam từ năm 2000 đến 2015? ?? B) Phân tích: Các biến sử dụng: GDP : GDP (Tỷ VND) NK : Nhập Khẩu (triệu USD) XK : Xuất Khẩu (triệu. .. biết xuất nhập tổng sản phẩm quốc nội trung bình 138052.8 tỷ VND + ^β =-9.173162 cho ta biết nhập tăng triệu USD điều kiện xuất khơng đổi tổng sản phẩm quốc nội trung bình giảm 9.173162 tỷ đồng... tổng quan Nhận xét tổng quan Trên nghiên cứu ứng dụng mơ hình kinh tế lượng nghiên cứu phát triển tổng sản phẩm quốc nội kinh tế Việt Nam Mơ hình xác định yếu tố ảnh hưởng tới tổng sản phẩm quốc