KINH tế LƯỢNG đề tài khắc phục hiện tượng tự tương quan tổng sản phẩm quốc nội(GDP), đầu tư trực tiếp nước ngoài(FDI), giá trị xuất khẩu (EX) và dân số (p) của việt nam trong giai đoạn 1986

TRƯỜNG ĐẠI HỌC THƯƠNG MẠI Khoa Kinh tế - Luật —C^^Q^D— BÀI THẢO LUẬN HỌC PHẦN: KINH TẾ LƯỢNG Đề tài thảo luận: TZ1 Ĩ 1 • /V J JJ Khăc phục tượng tự tương quan Nhóm : 04 Giảng viên : Thạc sĩ Nguyễn Đức Minh Lớp học phần : 2110AMAT0411 Mục lục Giới thiệu thành viên: Lời mở đầu I LÝ THUYẾT KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN .6 Tự tương quan .6 1.1 Khái niệm: 1.2 Nguyên nhân a Nguyên nhân khách quan .6 b Nguyên nhân chủ quan 1.3 Hậu Phát tự tương quan .7 2.1 Kiểm định d (Durbin - Watson) .7 2.2 Kiểm định BG ( Breush - Godfrey) Khắc phục tự tượng quan .9 3.1 K hi biết cấu trúc tự tương quan: 3.2 Khi chưa biết cấu trúc tự tương quan: II Vận dụng 11 Phát tự tương quan 12 Khắc phục tượng tự tương quan 20 2.1 Khi cấu trúc tự tương quan biết: 20 2.2 Khi chưa biết cấu trúc tự tương quan: 22 Kết luận 32 Giới thiệu thành viên: SINOUANTHONG Khamla - K55F1 - 19D160053 Nguyễn Thị Kiều - K55F4 - 19D160231 Phạm Thu Lan - K55F3 - 19D160162 Nguyễn Thị Huyền Linh - K55F5 - 19D160304 Phạm Thị Lan Linh - K55F2 - 19D160095 Đinh Thế Lộc - K55T1 - 19D220027 Phạm Thị Hoa Lý - K55F2 - 19D160097 Nguyễn Thị Ngọc Mai - K55F5 - 19D160308 Lời mở đầu Một giả thuyết mơ hình hồi quy tuyến tính cổ điển khơng có tự tương quan hay tương quan chuỗi nhiễu U i hàm hồi quy tổng thể Nhưng thực tế tượng có xảy khơng? Ngun nhân tượng gì? Nguyên nhân tượng tự tương quan gì? Nếu có tượng tự tương quan liệu có áp dụng phương pháp bình phương nhỏ hay khơng? Làm để biết tượng xảy ra? Cách khắc phục nào? Đó loạt câu hỏi giải đề tài Áp dụng vào thực tế, Việt Nam trình hội nhập phát triển kinh tế vấn đề quan trọng cấp thiết Chính vậy, với tổng hợp số liệu tổng sản phẩm quốc nội(GDP), đầu tư trực tiếp nước ngoài(FDI), giá trị xuất (EX) dân số (P) Việt Nam giai đoạn 1986-2019, nhóm chúng tơi thực nghiên cứu yếu tố I LÝ THUYẾT KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG Tự TƯƠNG QUAN Tự tương quan 1.1Khái niệm: Thuật ngữ tự tương quan hiểu tương quan thành phần chuỗi quan sát xếp theo thứ tự thời gian (trong số liệu chuỗi thời gian) không gian (trong số liệu chéo) Trong phạm vi hồi quy, mơ hình tuyến tính cổ điển giả thuyết khơng có tương quan nhiễu Ui nghĩa là: Cov(Ui,Uj) = ( i^j) (1.1) Tuy nhiên thực tế có xảy tượng mà thành phần nhiễu quan sát lại phụ thuộc lẫn nghĩa là: Cov(Ui,Uj) -0 ( i t j) (1.2) 1.2 Nguyên nhân a Nguyên nhân khách quan * Quán tính Nét bật hầu hết chuỗi thời gian kinh tế quán tính Chúng ta biết chuỗi thời gian tổng sản phẩm, số giá, thất nghiệp mang tính chu kì Trong q trình biến động này, giá trị chuỗi thời điểm sau cao giá trị thời điểm trước Vì vậy, hồi quy chuỗi thời gian, quan sát có nhiều khả phụ thuộc lẫn * Hiện tượng mạng nhện Người ta thấy việc cung nhiều mặt hàng nông sản biểu hiện tượng mạng nhện, cung hàng hóa phản ứng lại với giá có trễ khoảng thời gian * Trễ Trong phân tích hồi quy chuỗi thời gian, gặp tượng biến phụ thuộc thời kì t phụ thuộc vào biến thời kì t-1 biến khác b Nguyên nhân chủ quan * Xử lý số liệu Trong phân tích thực nghiệm, số liệu thơ thường xử lý Chẳng hạn hồi quy chuỗi thời gian gắn với số liệu quý, số liệu thường suy từ số liệu tháng cộng đơn giản quan sát theo tháng chia Việc lấy trung bình làm trơn số liệu làm giảm dao động số liệu tháng Do đồ thị số liệu quý trơn tru nhiều số liệu tháng Chính làm trơn dẫn tới sai số hệ thống nhiễu ngẫu nhiên gây tự tương quan * Sai lệch lập mơ hình Đây ngun nhân thuộc lập mơ hình, Có loại sai lầm gây tượng tự tương quan: + Không đưa đủ biến vào mô hình Việc khơng đưa đủ biến vào mơ hình gây tượng tự tương quan + Dạng hàm sai 1.3 Hậu + Các ước lượng BPNN Pj ước lượng tuyến tính, khơng chệch hiệu + Các ước lượng phương sai chệch thông thường thấp giá trị thực phương sai, giá trị thống kê T phóng đại lên nhiều lần so với giá trị thực + Thống kê T F khơng cịn có ý nghĩa mặt thống kê nên việc kiểm định giả thiết thống kê khơng cịn đáng tin cậy + Các dự báo dựa ước lượng BPNN không tin cậy Phát tự tương quan 2.1 Kiểm định d (Durbin - Watson) Trong phần kiểm định d thiết lập công thức: d - 2(1 - p ) Hoặc P~ - Đẳng thức gợi cho ta cách thức đơn giản để thu ước lượng P từ thống kê d thiết sai phân cấp với P= ± d=0 xấp xỉ Cũng d=2 P =0 d=4 P=-1 Do thống kê d cung cấp cho ta phương pháp có sẵn để thu ước lượng P Nhưng lưu ý quan hệ quan hệ xấp xỉ khơng với mẫu nhỏ thông thường Khi P ước lượng biến đổi tập số liệu tiến hành ước lượng theo phương pháp bình phương nhỏ thơng thường Thống kê d định nghĩa: n ị( e -e ,-1 ) d= ' - t e '=1 Trong n E = ee O ' P =„ t , -1 e '=1 d-2í1 i P Vì -1 Bác hỏ Ho, Chấp nhận H1 => Tồn tự tương quan bậc 1, 2, Kết luận: Tồn tai hiên tượng tự tương quan Khắc phục tượng tự tương quan 2.1 Khi cấu trúc tự tương quan biết: > Khắc phục tượng tự tương quan công cụ ước lượng Eviews Trong phần kiểm định: Ta làm lần kiểm với Lags to include 1, 3; thu kết quả: Lần đầu tiên: Prob Chi0.03 Square(1) 71 Ta kết luận có tự tương quan bậc Do chưa đủ sở để khẳng định có tự tương quan bậc cao hơn, ta giả sử mơ hình có tự tương quan bậc Ta gõ lệnh: LS GDP C FDI EX P AR(1) 10 ị EViews - [Equation: UNTĨLED Workfile: ABL:5\] H Eile Edit Object View Proc Quick Options Add-ins Window Help Command LSGDP c FDI EXPAR(1) Dependent Variable: GDP Method: ARMA Maximum Likelihood (BFGS) Date: 04/18/21 Time: 11:48 Sample: 1986 2019 Included observations: 34 Convergence achieved after iterations Coefficient covariance computed using outer product of gradients Coeffi Variable C FDI Std tStatisti Pro c b t - 101.913 - 0.82 22.1677 0.21751 0.548 0.4409 1.24484 0.662 9 7 cien Error 0.749 0.12502 5.99220 EX 27 0.666 1.29336 0.51515 P 20 0.895 0.13793 6.49192 AR(1) 01 29.01 4.91645 5.90096 SIGMASQ 28 0.995 Mean R-squared 22dependent var 0.0 00 0.994 78 27 972 Adjusted Rsquared S.E of regression Sum squared resid S.D dependent 51var 5.935 Akaike info 72criterion 986.4 Schwarz 21criterion - Log likelihood 106.3041criter 1142 F-statistic Prob(Fstatistic) Hannan-Quinn Durbin-Watson 12stat 0.000 0 Inverted AR Roots 90 ► Kiêm định Durbin-Watson: Theo số liệu từ bảng Eview Ta có: 0.6 10 0.0 00 0.0 00 81 25 882 6.6 06 124 6.8 75 482 6.6 97 983 1.2 76 693 d = 1.276693 Với n = 34, k’ = 3, ta tra được: dL= 1,271 dU=1,652 Ta thấy dL < d < dU => Khơng có kết ln tự tương quan 2.2 Khi chưa biết cấu trúc tự tương quan: > Khắc phục tượng tự tương quan cách sử dụng sai số chuẩn (HAC Standard errors) Ta chọn Options bảng công cụ Equation Estimation Tại mục “Covariance method” chọn HAC (Newey-West) Equation Estimation Speicatìon Options Convergence 5tepmethod: tolerance: Marquardt 0.0001 Coeffìdent covariance Covariance Display settings output 500 V HACin(Newey-West) Maximum iterations: nietíiod: Infũ matrix: Optimization d.f Adjustment HAC options ũptimization Gauss-Newton method: Ta thu kết quả: Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 04/18/21 Time: 11:42 Meights Coĩìdent name Type: Weight series: Scaling: OK I Cancel EVievvs deíault Sample (adjusted): 1986 2019 Included observations: 34 after adjustments HAC standard errors & covariance (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000) Coeffi Std Error cien Variable t - C FDI EX P 24.5528 2.8986 0.7197 9 0.5600 Mean 77dependent var Adjusted Rsquared 0.9810 S.E of 10.774 0.017 0.000 0.395 81.25 882 Akaike info 7.702 Schwarz 27criterion - 0.625 78.27 972 55criterion 3482.7 Prob S.D dependent 55var regression Sum squared resid Statisti 49.769 c 0.493329 1.1489 2.5228 8 0.0998 7.2096 0.6495 0.8622 5 0.9827 R-squared t Hannan-Quinn Log likelihood 126.9405criter F-statistic 570.62 Durbin-Watson 382 7.881 953 7.763 621 0.373 Prob(Fstatistic) 0.0000 00 Wald F-statistic 244.4 995 Prob(Wald Fstatistic) 0.0000 00 14stat 501 Tuy nhiên bảng khơng có khác biệt so với ước lượng thông thường ( không dùng HAC) ban đầu, nói cách khác sai số chuẩn HAC khơng giúp ta khắc phục tự tương quan trường hợp > Khắc phục tượng tự tương quan dựa thống kê d + Trong bảng kết hồi quy dịng Durbin - Watson stat, ta có kết thống kê d -| d = 0.373501 => p = 1- d = 1- 37 501 = 0,8132495 + Phương trình sai phân tổng quát: GDP 1= GDP 1t - 0,8132495GDP 1t-1 FDI 1t = FDI 1t - 0,8132495FDI 1t-1 EX 1t= EX 1t - 0,8132495EX 1-1 P 1t= P 1t - 0,8132495P 1-1 + Tạo biến GDP, FDI, EX, P Eviews nhập vào cửa sổ lệnh: genr GDP1= GDP - 0,8132495*GDP(-1) genr FDI1= FDI - 0,8132495*FDI(-1) genr EX1= EX - 0,8132495*EX(-1) genr P1= P - 0,8132495*P(-1) Để không bị quan sát, với giá trị ta tính sau: GDP1*=GDP1* V 1-0,8132495 FDI 1*=FDI 1* V1 - 0,8132495 EX 1*=EX 1* V 1-0,8132495 P1*=P1*V 1-0,8132495 Ta có số liệu sau: EVievvs - [Group: UNTITLED Workfile: ABL::5\] H File Edit Object View Proc Quick Options Add-ins Window Help Command LS GDPCFDIEXP BCor r mand I n Captu re I ViewịProcl Objeđj íPrint 198 198 198 198 199 199 199 199 199 199 199 199 199 199 200 200 200 200 200 200 200 200 200 200 201 2011 201 201 201 201 201 201 201 201 986 987 988 989 990 991 992 993 994 995 996 997 998 999 000 001 002 003 004 005 006 007 008 009 010 011 012 013 014 015 016 017 018 019 Name Freeze Deíault Y Y 1 1 1 1 1 1 1 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 DP DP 6.3 6.7 5.4 3.2 6.3 0.7 4.7 6.8 7.2 8.7 1.2 2.7 5.1 9.6 5.4 7.6 6.4 7.4 9.1 5.9 5.5 5.8 1.2 6.2 3.2 5.3 3.8 5.2 1.9 G G 6 9 1 2 2 3 3 106 11 13 15 17 18 19 20 22 24 26 DI DI 9 3 6 4 1.8 2.6 4.1 5.5 6.1 Transpose-/-ịTitle Sample Sort Edit-7- Smpl*/- Compare-7-l F F 0 0 0 0 1 2 1 1 1 2 8 1 1 8 0.1 1.6 2.2 4.3 6.8 9.2 2.4 7.1 6.7 4.9 4.6 9.7 6.8 3.5 7.6 4.7 3.2 0.9 3.5 2.2 7.4 9.5 9.7 EX EX 1 3 1 1 18 2 6 10 12 14 16 17 19 22 25 27 2.3 3.7 5.1 6.6 9.4 0.9 2.3 3.7 4.9 6.1 7.1 8.1 9.9 0.7 1.5 2.3 3.1 3.8 4.6 5.4 6.2 7.1 8.9 9.8 0.8 1.7 2.7 3.6 4.6 5.5 6.5 p p 6 6 68 7 7 7 79 8 8 8 8 88 8 9 9 9 GDP1 GDP1 11.3654499 15.3115381 -4.44625665 -14.3565373 1.37652 8154.31387 825 2.0928 0485.14882 995 5.5651 0667.44403 3157.86573 5356.71273 735 5.4049 134 6.5796 1367.85973 935 7.3266 1568.50674 135 11.0549425 13.1953 19820.6784 72719.5568 28823.4002 33236.1544 887 25.4069745 29.695 553 41.2443829 45.6046927 44.4957 27946.9716 85641.7729 43148.1801 966 56.8398776 63.1947 61962.4912 226 FDI1 FDI1 0 ũ 0.2 0.2373 504 0.1747 008 0.493 376 1.1680 768 0.2548 288 0.9361 536 0.2482 048 -0.0891456 0.0174 784 0.1614 528 0.2427 776 0.3427 776 0.3614 528 0.380 128 0.6988 032 0.773 504 4.7482 048 4.1512 384 -0.2071808 1.8193 152 0.894 016 2.3819 648 2.0687 168 1.9620 928 4.3181 184 3.0036 736 3.8530 752 4.0332 032 3.494 656 EX1 EX1 0.73464885 0.81747 585 -0.7891489 0.6867 5051.08012 5751.12952 615 0.9602 515 1.0349 517 2.4096 5192.32712 775 4.5699 0343.38618 005 2.7663 058 4.3783 5615.17053 215 4.3374 0844.561509 6.7856 096 8.8832 112 14.6609385 15.0537433 18.0850974 25.2965 773 10.1165098 29.1749 334 39.6936667 37.1943 538 41.7877873 44.4426 716 42.6481554 51.1012117 71.0934 46174.5670 637 68.6617547 + Hồi quy biến GDP1 theo biến FDI1 , EX1, P1 ta kết quả: Dependent Variable: GDP1 Method: Least Squares Date: 04/18/21 Time: 18:34 Sample: 1986 2019 P1 P1 26.9227199 13.0345561 13.2960068 13.6574575 13.8375 833 14.099 03414.4604 847 14.6406104 14.9020611 14.9635118 15.1876124 15.2117130 15.3984635 15.4852140 15.6532 895 15.7213649 15.8707653 16.0201657 16.1695661 16.2189665 16.4496 91916.5990 92316.7484 92716.9978 931 17.1659685 17.334 044 17.5021194 17.7701 94917.8569 454 18.1250208 18.2117713 18.4798 46818.5665 973 18.8346727 Coeffi cien Variable t - C FDI1 EX1 P1 R-squared Adjusted Rsquared S.E of regression Sum squared resid Included observations: 34 t Std Pro Error Statisti b c 7.23966 - 0.20 1.289561 0.8177 0.41 1.07336 0 10.042 0.00 0.07645 1.9615 0.05 0.46018 2 9.335996 0.877 0.767 0.902 0.928 Mean 82dependent var 0.921 S.D dependent 20var 5.729 Akaike info 05criterion Schwarz llcriterion Prob(Fstatistic) Hannan-Quinn 105.4681criter 129.6 F-statistic 029 20.4 352 6.43 301 984.8 Log likelihood 21.0 0 01stat 0.000 Durbin-Watson 6.61 873 6.50 540 1.46 906 ► Kiểm định Durbin-Watson: Theo số liệu từ bảng Eview Ta có: d = 1.466906 Với n = 34, k’ = 3, ta tra được: dL= 1,271 dU=1,652 Ta thấy dL < d < dU => Khơng có kết ln tự tương quan > Khắc phục tượng tự tương quan cách thêm biến giải thích vào mơ hình - Ta thêm biến IX số giá trị xuất Việt Nam (Nguồn: Tổng cục thống kê) - Ta thêm biến GT1 biến giải thích cho thay đổi lớn hội nhập kinh tế: Quy ước: 0: Mốc 1: Gia nhập ASIAN 2: Sau gia nhập WTO ( Tổ chức kinh tế giới) Ta có mơ hình mới: Y 19 GD P 26 19 36 7 19 F EX DI 25 0 1.7 2.2 1.5 P 62 63 65 19 6.3 66 IX GT 2.2 2.5 2.8 2.6 19 6.5 0 19 9.6 9.9 19 9 26 2 7 0 20 20 20 20 20 31 32 35 1 39 45 57 11 11 79 15 80 16 81 19 82 25 83 32 83 36 11 78 27 1 11 77 22 76 8.1 19 74 18 5.8 16 73 3.9 14 72 2.5 12 70 2.3 69 11 28 20 2.8 10 27 19 9 6.8 7 19 5.5 24 19 20 19 3.8 9 16 19 3.4 9 13 19 19 2.3 37 20 66.4 2.4 44.9 20 77.4 6.7 54.6 20 99.1 9.6 69.7 20 106 20 135 155 171 8.9 20 186 9.2 20 193 20 1 80.7 2 87 70.0 132 147 165 174 2 94 213 95 225 96 93 279 92 259 227 91 192 113 90 173 16 89 160 106 8 84.8 88 88 143 15 261 2 86 124 14 245 20 62.7 12 223 20 85 107 11 205 20 83.5 8.4 20 7.4 20 66.8 44.9 115 20 7.6 84 248 (Đại học Thương Mại năm học 2020 - 2021, Lớp 2110AMAT0411) Hồi quy biến GDP theo biến FDI, EX, P, IX GT1 ta kết quả: Dependent Method: Date: 04/22/21 Sample: Included observations: 34 Variable C FDI EX P IX GT1 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Variable: Least GDP Squares 17:21 2019 Time: 1986 Coefficient 98.2654 0.229718 0.237487 1.255655 1.28827 21.1130 0.99176 0.99029 7.71314 1665.79 114.4028 674.197 0.00000 tStatistic 3.14945 31.20074 1.464382 0.15687 0.303800 0.78172 0.447621 2.80517 0.402688 3.19918 4.777571 4.41920 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion criter Hannan-Quinn Durbin-Watson stat Std Error Từ bảng kết Eviews: Ta có: + Với biến IX P-value = 0.0005 < a = 0.05 ■=> Biến IX đưa vào mơ hình phù hợp + Với biến GT1 P-value = 0.0001 < a = 0.05 ■=> Biến EX1 đưa vào mơ hình phù hợp ► Kiểm định Durbin-Watson: Theo số liệu từ bảng Eview Ta có: d = 1.351238 Với n = 34, k’ = 5, tra bảng được: dL= 1,144 dU=1,808 Ta thấy: dL < d < dU => Khơng có kết luận tự tương quan Pro b 0.0039 0.8765 0.4409 0.0090 0.0034 0.0001 81.2588 78.2797 7.08251 7.35187 7.17437 1.35123 Kêt luận Trong cách khắc phục đưa ra, cách khắc phục có ưu nhược điểm riêng Tuy nhiên độ hiệu cách khắc phục toán cao cách khắc phục sử dụng thống kê d Bởi vì, sau khắc phục ta thu mơ hình có d = 1.466906 gần với giá trị so với cách lại Hay nói cách khác gần với mức khơng có tự tương quan Mơ hình khơng chệch hiệu mơ hình ban đầu hiệu sau khắc phục Cảm ơn thạc sĩ Nguyễn Đức Minh hướng dẫn nhóm chúng em làm thảo luận! BẢNG ĐÁNH GIÁ THÀNH VIÊN TRONG NHÓM Thành viên Công việc Thành viên tự đánh giá Đánh giá nhóm trưởng Xác nhận thành viên SINOUANTHON G Khamla Nguyễn Thị Kiều Lý thuyết, tổng hợp word Phạm Thu Lan Phạm Thị Lan Linh Nguyễn Thị Huyền Linh Đinh Thế Lộc Thư ký, tổng hợp word Nhóm trưởng, Vận dụng, thuyết trình vận dụng Phạm Thị Hoa Lý Thuyết trình Nguyễn Thị Ngọc Mai PowerPoint Hà Nội, Năm 2021 Chữ ký nhóm trưởng Đinh Thế Lộc ... => Tồn tự tư? ?ng quan bậc 1, 2, Kết luận: Tồn tai hiên tư? ??ng tự tư? ?ng quan Khắc phục tư? ??ng tự tư? ?ng quan 2.1 Khi cấu trúc tự tư? ?ng quan biết: > Khắc phục tư? ??ng tự tư? ?ng quan công cụ ước lượng Eviews... xuất (EX) dân số (P) Việt Nam giai đoạn 1986- 2019, nhóm chúng tơi thực nghiên cứu yếu tố I LÝ THUYẾT KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG Tự TƯƠNG QUAN Tự tư? ?ng quan 1.1Khái niệm: Thuật ngữ tự tư? ?ng quan hiểu tư? ?ng. .. dụng vào thực tế, Việt Nam trình hội nhập phát triển kinh tế vấn đề quan trọng cấp thiết Chính vậy, với tổng hợp số liệu tổng sản phẩm quốc nội(GDP), đầu tư trực tiếp nước ngoài(FDI), giá trị xuất