Sự ảnh hưởng của xuất khẩu – x (tỷ USD) và nhập khẩu – IM (tỷ USD) đến tổng sản phẩm quốc nội – GDP (tỷ USD) ở việt nam giai đoạn 2000 2016

BÀI THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG TÊN ĐỀ TÀI “Sự ảnh hưởng của Xuất khẩu – X (tỷ USD) và Nhập khẩu – IM (tỷ USD) đến tổng sản phẩm quốc nội – GDP (tỷ USD) ở Việt Nam giai đoạn 2000 2016 Hà Nội, tháng 3 năm 2021 Đề tài Sự ảnh hưởng của Xuất khẩu – X (tỷ USD) và Nhập khẩu – IM (tỷ USD) đến tổng sản phẩm quốc nội – GDP (tỷ USD) ở Việt Nam giai đoạn 2000 2016 1 NÊU GIẢ THUYẾT VỀ MỐI QUAN HỆ  Lý do chọn đề tài Mối quan hệ giữa xuất nhập khẩu và tăng t.

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO HỌC VIỆN TÀI CHÍNH KHOA KẾ TOÁN BÀI THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG TÊN ĐỀ TÀI “Sự ảnh hưởng Xuất – X (tỷ USD) Nhập – IM (tỷ USD) đến tổng sản phẩm quốc nội – GDP (tỷ USD) Việt Nam giai đoạn 2000 - 2016 Hà Nội, tháng năm 2021 Đề tài: Sự ảnh hưởng Xuất – X (tỷ USD) Nhập – IM (tỷ USD) đến tổng sản phẩm quốc nội – GDP (tỷ USD) Việt Nam giai đoạn 2000-2016 STT Họ tên STT-Lớp Công việc tham gia Điểm NÊU GIẢ THUYẾT VỀ MỐI QUAN HỆ  Lý chọn đề tài: Mối quan hệ xuất nhập tăng trưởng kinh tế từ lâu trở thành mối quan tâm nhà nghiên cứu kinh tế nhà hoạch định sách Thực tế có nhiều nghiên cứu lý thuyết thực nghiệm mối quan hệ này, tiêu biểu nghiên cứu lý thuyết nhà kinh tế học tiền bối Adam Smith, David Ricardo nối tiếp gần loạt cơng trình lý thuyết nhà kinh tế học danh khác Romer, Grossman, Helpman, Baldwin Forslid, Những cơng trình nghiên cứu tảng cho việc hiểu phân tích mối quan hệ thương mại xuất nhập tăng trưởng GDP cách có hệ thống có sở khoa học Trên sở tảng cơng trình lý thuyết trên, nhiều nhà nghiên cứu kinh tế tiến hành nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ việc sử dụng mẫu số liệu cấp quốc gia, khu vực quốc tế Có nhiều kết luận đưa nghiên cứu này, số kết luận cho thương mại có mối liên hệ tích cực với tăng trưởng kinh tế mà đặc biệt đóng góp khu vực xuất Tại Việt Nam,minh chứng rõ ràng cho quan điểm thành công việc mở cửa hội nhập giai đoạn sau đổi Việt Nam mở cửa kinh tế, hội nhập với kinh tế giới, đẩy mạnh xuất nhập khẩu, khai thác tốt lợi sẵn có thành công kinh tế đạt tăng trưởng vượt trội Điều củng cố thêm cho vai trò thương mại mà bật vai trò xuất động lực tăng trưởng kinh tế Việt Nam  Lý thuyết kinh tế - Biến phụ thuộc: GDP - Biến độc lập: X, IM - IM, GDP chiều - X, GDP chiều PRF/PRM:  PRF: E(GDPi) = b1 + b2 log (Xi) + b3 log (IMi)  PRM: GDPi = b1 + b2 log (Xi) + b3 log (Imi) + Ui * Trong đó: + GDP: biến phụ thuộc + X (xuất khẩu), IM (nhập khẩu): biến độc lập + b1 (hệ số chặn): cho biết nhập xuất Việt Nam GDP Việt Nam b1 tỷ USD + b2 (hệ số góc): cho biết nhập thay đổi 1% điều kiện xuất không đổi GDP Việt Nam thay đổi b2/100 tỷ USD + b3 (hệ số góc): cho biết xuất thay đổi 1% điều kiện nhập không đổi GDP Việt Nam thay đổi b3/100 tỷ USD + Ui: đại diện cho yếu tố ngẫu nhiên ảnh hưởng đến GDP THU THẬP SỐ LIỆU Xuất – X (tỷ USD) Nhập – IM (tỷ USD) đến tổng sản phẩm quốc nội – GDP (tỷ USD) Việt Nam giai đoạn 2000-2016 BẢNG SỐ LIỆU: Năm 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 GDP (tỷ USD) 31 32 35 39 45 52 60 70 89 91 101 135.5 155.8 171.2 186.2 193.2 202.6 X (tỷ USD) 14 15 16 20 26 32 39 48 62 57 71 96.91 114.57 132.2 150.1 162.4 175.94 IM (tỷ USD) 15 16 19 25 31 36 44 62 80 69 84 106.75 113.79 131.3 148 165.6 173.26 Nguồn: https://vi.wikipedia.org/wiki/Kinh_t%E1%BA%BF_Vi%E1%BB%87t_Nam?fbclid=IwAR2J i9ATnXjPy8HiZis6DQRhQwPek_yOfIW1_cZ7i0X0FnNuQevcwCdrY8#Xu%E1%BA%A5t_nh%E1%BA%A Dp_kh%E1%BA%A9u ƯỚC LƯỢNG CÁC THAM SỐ CỦA MƠ HÌNH Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/09/21 Time: 21:06 Sample: 2000 2016 Included observations: 17 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X) LOG(IM) C 218.9937 -159.6901 -117.5964 31.35601 33.03422 16.53023 6.984106 -4.834081 -7.114022 0.0000 0.0003 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.973595 0.969823 10.76503 1622.404 -62.86879 258.1023 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 99.38235 61.96939 7.749269 7.896307 7.763885 0.891000 I, Ước lượng mơ hình qua phần mềm EVIEW Từ bảng kết Eview, ta ước lượng hàm hồi quy mẫu: GDPi = -117.5964 + 218.9937Log(Xi) - 159.6901Log(IMi) + 𝒆𝒊 • Ý nghĩa kinh tế: - 𝛽1= -117.5964: Khơng có ý nghĩa kinh tế - 𝛽2= 218.9937: Xuất tăng 1% tổng sản phẩm quốc nội tăng 21899.37 tỷ USD với điều kiện yếu tố khác không đổi - 𝛽3= -159.6901: Nhập tăng 1% tổng sản phẩm quốc nội giảm 15969.01 tỷ USD với điều kiện yếu tố khác không đổi  Các hệ số hồi quy phù hợp với lý thuyết kinh tế II, Tiến hành số kiểm định liên quan đến mơ hình hồi quy: 1, Kiểm định phù hợp hàm hồi quy Cách 1: Dựa vào bảng Eview, với mức ý nghĩa 5% ta thấy: P-value = 0.0000 < 𝛼 = 0.05 ➔ Mơ hình hồi quy phù hợp Cách 2: • Kiểm định cặp giả thuyết : { 𝐻0 : 𝑅 = 𝐻1 : 𝑅 ≠ • Tiêu chuẩn kiểm định: 𝑅2 𝐹= ~𝐹 (2; 𝑛−3) − 𝑅2 (𝑛 − 3) • Miền bác bỏ giả thuyết H0 : (𝑘−1;𝑛−𝑘) 𝑊𝛼 = {𝐹| 𝐹 > 𝐹𝛼 } Dựa vào mẫu: → 𝑅 = 0.973595 → 𝐹𝑞𝑠 = 258.1023 (2;14) Với n=17, k=3, α=0.05 → 𝐹0.05 = 3.74 (2;14) → 𝐹𝑞𝑠 = 258.1023 > 3.74 = 𝐹0.05 → 𝐹𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼 → Bác bỏ H0, chấp nhận H1 Vậy với α=0.05, hàm hồi quy phù hợp 2, Kiểm định phù hợp hệ số hồi quy: Cách 1: Dựa vào bảng Eview, với mức ý nghĩa 5%: P-value (𝛽̂2 ) = 0.0000 < α=0.05 ➔ hệ số hồi quy phù hợp, xuất có ảnh hưởng đến tổng sản phẩm quốc nội Việt Nam giai đoạn 2000-2016 P-value (𝛽̂3 ) = 0.0003 < α=0.05 ➔ hệ số hồi quy phù hợp, nhập có ảnh hưởng đến tổng sản phẩm quốc nội Việt Nam giai đoạn 2000-2016 Cách 2: Kiểm định 𝛽𝑗 a, Kiểm định 𝜷𝟐 : • Cặp giả thuyết { • 𝐻0 : 𝛽2 = 𝐻1 : 𝛽2 ≠ Tiêu chuẩn kiểm định: 𝑇= • 𝛽̂2 − ~𝑇 (𝑛−𝑘) ̂ 𝑆𝑒(𝛽2 ) Miền bác bỏ giả thuyết H0: (𝑛−𝑘) 𝑊𝛼 = {𝑡| |𝑡| > 𝑡𝛼 → 𝑡𝑞𝑠 = 6.984106 } • 14 Với α=0.05, n=17, k=3 → 𝑡0.025 = 2.145 14 → |𝑡𝑞𝑠 | = 6.94106 > 2.145 = 𝑡0.025 → 𝑡𝑞𝑠 𝜖 𝑊𝛼 → Ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1 Vậy với α=0.05 ta thấy hệ số hồi quy phù hợp, xuất có ảnh hưởng đến tổng sản phẩm quốc nội Việt Nam giai đoạn 2000-2016 b, Kiểm định 𝜷𝟑 : • Kiểm định cặp giả thuyết:{ • Tiêu chuẩn kiểm định: 𝐻0 : 𝛽3 = 𝐻1 : 𝛽3 ≠ 𝑇= • 𝛽̂3 − ~𝑇 (𝑛−𝑘) ̂ 𝑆𝑒(𝛽3 ) Miềm bác bỏ giả thuyết H0: (𝑛−𝑘) 𝑊𝛼 = {𝑡| |𝑡| > 𝑡𝛼 } → 𝑡𝑞𝑠 = −4.834081 • 14 Với α=0.05, n=17, k=3 → 𝑡0.025 = 2.145 14 → |𝑡𝑞𝑠 | =4.834081 >2.145 = 𝑡0.025 → 𝑡𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼 → Ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1 Vậy với α=0.05 ta thấy hệ số hồi quy phù hợp, nhập có ảnh hưởng đến tổng sản phẩm quốc nội Việt Nam giai đoạn 2000-2016 KIỂM TRA CÁC KHUYẾT TẬT CỦA MƠ HÌNH 5.1 KIỂM ĐỊNH TỰ TƯƠNG QUAN  Kiểm định Durbin-watson 1: Ước lượng mơ hình gốc ei ; ei-1 2: Kiểm định cặp giả thuyết { 𝐻0 : Mơ hình ban đầu khơng có tự tương quan 𝐻1 : Mơ hình ban đầu có tự tương quan Sử dụng thống kê 𝑛 𝑑= ∑𝑖=2(𝑒𝑖 − 𝑒𝑖−1 )2 ∑𝑛𝑖=1(𝑒𝑖 )2 Với n=17 ; k’= k-1=2 ; α = 5% ⇒ ⅆL = 1.015 ; ⅆU = 1.536 Miền bác bỏ Tự tương Khơng có kết Khơng có tự Khơng có kết Tự tương quan (+) luận tương quan luận quan (-) 1.015 1.536 2.464 2.985 Dựa vào mẫu ta có < ⅆqs = 0.891000 < 1.015 ⇒ Mơ hình có tự tương quan ⅆương Vậy mơ hình ban đầu có khuyết tật tự tương quan dương  Kiểm định Breushch-Godfrey (BG) 1: Ước lượng mô hình gốc thu phần dư ei ; ei-1 ; ei-2 2: Hồi quy mơ hình 𝑒𝑖 = 𝛼1 + 𝛼2 𝐿𝑂𝐺(𝑋𝑖 ) + 𝛼3 𝐿𝑂𝐺(𝐼𝑀𝑖 ) + 𝛼4 𝑒𝑖−1 + 𝛼5 𝑒𝑖−2 + 𝑉𝑖 Thu báo cáo Eview sau: Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 5.911634 8.436943 Prob F(2,12) Prob Chi-Square(2) 0.0163 0.0147 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 03/09/21 Time: 21:21 Sample: 2000 2016 Included observations: 17 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X) LOG(IM) C RESID(-1) RESID(-2) 9.685593 -10.96091 5.950660 0.823363 -0.624445 25.65975 27.34234 14.04867 0.244860 0.287320 0.377462 -0.400877 0.423575 3.362585 -2.173343 0.7124 0.6956 0.6794 0.0056 0.0505 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood 0.496291 0.328388 8.252372 817.2197 -57.03986 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter 2.46E-13 10.06977 7.298807 7.543870 7.323167 F-statistic Prob(F-statistic) 2.955817 0.064971 Durbin-Watson stat Kiểm định cặp giải thuyết: { 𝐻0 : Mơ hình ban đầu khơng có tự tương quan 𝐻1 : Mơ hình ban đầu có tự tương quan Cách 1: Tiêu chuẩn kiểm định: χ2 = (n − 2)R21 ~ χ2(2) Miền bác bỏ: 2(2) Wα = {χ2 : χ2 > χα } Dựa vào mẫu ta có : 2(2) χ0.05 = 5.9915 χ2 qs = 8.436943 ⇒ χ2 qs > χ2(2) 0.05 => χ qs ∈ Wα = > Bác bỏ H0 ; chấp nhận H1 Vậy mơ hình ban đầu có khuyết tật tự tương quan Cách 2: Tiêu chuẩn kiểm định: (𝑅 −𝑅 )⁄2 𝐹 = (1−𝑅12)/(𝑛′−5) ~ F(2,n’-3) Với 𝑅22 hệ số mơ hình 𝑒𝑖 = 𝛼1 + 𝛼2 𝐿𝑂𝐺(𝑋𝑖 ) + 𝛼3 𝐿𝑂𝐺(𝐼𝑀𝑖 ) + 𝑉𝑖 Miền bác bỏ: (2,𝑛′ −3) 𝑊 = {F: F > 𝐹 } Dựa vào mẫu ta có: (2,12) 𝐹0.05 = 3.89 𝐹𝑞𝑠 = 5.911634 (2,12) => 𝐹qs > F0.05 => 𝐹qs ∈ W = > Bác bỏ H0 ; chấp nhận H1 Vậy mơ hình ban đầu có khuyết tật tự tương quan 2.300740 5.2 PHƯƠNG SAI SAI SỐ NGẪU NHIÊN THAY ĐỔI  Kiểm định White: Sử dụng mô hình White có dạng: ei2 = 1 + 2LOG(Xi) + 3LOG(IMi)+ 4 LOG(X)2 + 5LOG(IM)i2 + 6Xi*IMi + Vi Thu báo cáo Eviews sau: Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 1.578893 7.102923 3.969778 Prob F(5,11) Prob Chi-Square(5) Prob Chi-Square(5) 0.2449 0.2131 0.5538 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 03/09/21 Time: 21:34 Sample: 2000 2016 Included observations: 17 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(X)^2 LOG(X)*LOG(IM) LOG(X) LOG(IM)^2 LOG(IM) -1852.792 -6753.638 14790.43 -6595.110 -8141.201 7502.524 1213.871 5480.851 11140.30 3321.583 5643.224 3297.183 -1.526349 -1.232224 1.327650 -1.985532 -1.442651 2.275435 0.1551 0.2436 0.2112 0.0726 0.1770 0.0439 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.417819 0.153191 116.2164 148568.9 -101.2645 1.578893 0.244913 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Kiểm định cặp giả thuyết: 𝐻 : 𝑀ơ ℎì𝑛ℎ 𝑏𝑎𝑛 đầ𝑢 𝑐ó 𝑝ℎươ𝑛𝑔 𝑠𝑎𝑖 𝑠𝑎𝑖 𝑠ố 𝑘ℎơ𝑛𝑔 đổ𝑖 { 𝐻1 : 𝑀ơ ℎì𝑛ℎ 𝑏𝑎𝑛 đầ𝑢 𝑐ó 𝑝ℎươ𝑛𝑔 𝑠𝑎𝑖 𝑠𝑎𝑖 𝑠ố 𝑡ℎ𝑎𝑦 đổ𝑖 95.43551 126.2917 12.61935 12.91343 12.64858 1.886217 Tiêu chuẩn kiểm định: 𝜒 = 𝑛𝑅𝑤 ~𝜒 2(𝑘𝑊−1) Miền bác bỏ giả thuyết H0: 2(5) Wα = {χ2 : χ2 > χα } Ta có χ2 qs = 7,102923 2(5) Tra bảng giá trị tới phân phối bình phương: χ0.05 = 11,0705 2(5) => χ2 qs < χ0.05 (𝑣ì 7,102923 < 11,0705) => χ2 qs ∉ W Vậy với mức ý nghĩa 5%, chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0, tức mơ hình ban đầu có phương sai sai số không đổi  Kiểm định Glejser Heteroskedasticity Test: Glejser F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 0.158098 0.375471 0.355029 Prob F(2,14) Prob Chi-Square(2) Prob Chi-Square(2) 0.8553 0.8288 0.8373 Test Equation: Dependent Variable: ARESID Method: Least Squares Date: 03/09/21 Time: 21:40 Sample: 2000 2016 Included observations: 17 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(X) LOG(IM) 13.27376 7.756839 -8.974875 10.55879 20.02885 21.10081 1.257130 0.387283 -0.425333 0.2293 0.7044 0.6771 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.022087 -0.117615 6.876233 661.9562 -55.24884 0.158098 0.855269 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 7.457712 6.504358 6.852804 6.999842 6.867420 1.768402 ➢ Kết dùng để kiểm tra khuyết tât PSSS thay đổi phương pháp kiểm định Glejser: Kiểm định cặp giả thuyết: 𝐻 : 𝑀ơ ℎì𝑛ℎ 𝑏𝑎𝑛 đầ𝑢 𝑐ó 𝑝ℎươ𝑛𝑔 𝑠𝑎𝑖 𝑠𝑎𝑖 𝑠ố 𝑘ℎơ𝑛𝑔 đổ𝑖 { 𝐻1 : 𝑀ơ ℎì𝑛ℎ 𝑏𝑎𝑛 đầ𝑢 𝑐ó 𝑝ℎươ𝑛𝑔 𝑠𝑎𝑖 𝑠𝑎𝑖 𝑠ố 𝑡ℎ𝑎𝑦 đổ𝑖 Tiêu chuẩn kiểm định R2 /(k−1) F = (1−R1 2)/(n−k) ~ F(k-1;n-k) (k:số biến độc lập mơ hình hồi quy mới) Miền bác bỏ (2;14) Wα = {F: F > F0,05 } Ta có Fqs=0,158098 (2;14) Tra bảng giá trị tới hạn phân phối bình phương ta có F0,05 =3,74 (2;14) có: Fqs< F0,05 (0,158098 Fqs ∉ W Vậy với mức ý nghĩa 5%, chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0, tức mô hình ban đầu có phương sai sai số khơng đổi  Kiểm định dựa biến phụ thuộc: ̂𝑖2 + 𝑣𝑖 𝑒𝑖2 = 𝛼1 + 𝛼2 + 𝐺𝐷𝑃 Dependent Variable: E^2 Method: Least Squares Date: 03/09/21 Time: 22:42 Sample: 2000 2016 Included observations: 17 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GDPF^2 C -0.001552 116.2199 0.002422 45.01472 -0.640741 2.581820 0.5314 0.0208 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.026641 -0.038250 128.6844 248395.1 -105.6332 0.410549 0.531359 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Kiểm định cặp giả thuyết 𝐻 : 𝑀ơ ℎì𝑛ℎ 𝑏𝑎𝑛 đầ𝑢 𝑐ó 𝑝ℎươ𝑛𝑔 𝑠𝑎𝑖 𝑠𝑎𝑖 𝑠ố 𝑘ℎơ𝑛𝑔 đổ𝑖 { 𝐻1 : 𝑀ơ ℎì𝑛ℎ 𝑏𝑎𝑛 đầ𝑢 𝑐ó 𝑝ℎươ𝑛𝑔 𝑠𝑎𝑖 𝑠𝑎𝑖 𝑠ố 𝑡ℎ𝑎𝑦 đổ𝑖 Tiêu chuẩn kiểm định: : Miền bác bỏ giả thuyết H0: 𝜒 = 𝑛𝑅12 ~𝜒 2(1) ( ) Wα = {χ2 : χ2 > χ2α } 95.43551 126.2917 12.66273 12.76076 12.67248 1.645466 Ta có Xqs=n*𝑅12 =17*0,026641=0,38415 Tra bảng giá trị tới phân phối bình phương: χ2(1) 0.05 = 3,8415 Xqs < χ2(1) 0.05 ( 0,38145 chưa đủ sở bác bỏ H0, tạm chấp nhận H0 Vậy với mức ý nghĩa 5%, chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0, tức mơ hình ban đầu có phương sai sai số khơng đổi 5.3 ĐA CỘNG TUYẾN  Hồi quy phụ LOG(𝑋𝑖 ) = 𝛼1 + 𝛼2 𝐿𝑂𝐺(𝐼𝑀𝑖 ) + 𝑣𝑖 Thu báo cáo Eview sau: Dependent Variable: LOG(X) Method: Least Squares Date: 03/09/21 Time: 22:50 Sample: 2000 2016 Included observations: 17 Variable Coefficien t Std Error t-Statistic Prob LOG(IM) C 1.048461 0.026629 -0.308099 0.110451 R-squared 0.990417 Adjusted R-squared 0.989778 S.E of regression 0.088644 Sum squared resid 0.117866 Log likelihood 18.13510 F-statistic 1550.227 Prob(F-statistic) 0.000000 39.37292 0.0000 -2.789459 0.0137 Mean dependent var 3.957511 S.D dependent var 0.876754 Akaike info criterion -1.898247 Schwarz criterion -1.800222 Hannan-Quinn criter -1.888503 Durbin-Watson stat 0.563239 Kiểm định cặp giả thuyết { 𝐻0 : Mơ hình gốc khơng có đa cộng tuyến 𝐻1 : Mơ hình gốc có đa cộng tuyến Tiêu chuẩn kiểm định: 𝑅 ⁄1 𝐹 = (1−𝑅21)/(𝑛−2) ~ F(1,n-2) Miền bác bỏ: (1,𝑛−2) 𝑊 = {F: F > 𝐹 } Dựa vào mẫu ta có : (1,15) 𝐹0.05 = 4.54 𝐹𝑞𝑠 = 1550.227 (1,15) => 𝐹qs > F0.05 => 𝐹qs ∈ W = > Bác bỏ H0 ; chấp nhận H1 Vậy mơ hình gốc có khuyết tật đa cộng tuyến  Độ đo Theil: Ước lượng mơ hình gốc: ̂1 + 𝛽 ̂2 𝐿𝑂𝐺(𝑋𝑖 ) + 𝛽 ̂3 𝐿𝑂𝐺(𝐼𝑀𝑖 ) + 𝑒𝑖 ➔𝑅 = 0.973595 𝐺𝐷𝑃𝑖 = 𝛽 Hồi quy mơ hình:  Hồi quy: GDP = 𝛼1 + 𝛼3 𝐿𝑂𝐺(𝐼𝑀𝑖 ) + 𝑣𝑖 ➔ R22 = 0.881597 Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/09/21 Time: 23:04 Sample: 2000 2016 Included observations: 17 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(IM) C 69.91621 -185.0682 6.615736 27.44065 10.56817 -6.744308 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.881597 0.873704 22.02280 7275.059 -75.62340 111.6862 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 99.38235 61.96939 9.132165 9.230190 9.141909 0.205591  Hồi quy mơ hình: GDP = 𝛼1 + 𝛼2 𝐿𝑂𝐺(𝑋𝑖 ) + 𝑣𝑖 => R23 = 0.929521 Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/09/21 Time: 23:09 Sample: 2000 2016 Included observations: 17 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X) C 68.14424 -170.2992 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.929521 0.924822 16.99111 4330.467 -71.21380 197.8291 0.000000 4.844892 19.61156 14.06517 -8.683611 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.0000 0.0000 99.38235 61.96939 8.613389 8.711414 8.623132 0.187946  Tính độ đo Theil: 𝑚 = 𝑅2 − ∑ (𝑅 − R2j ) = 0.837523 𝑗=2 = > Mơ hình gốc có đa cộng tuyến 5.4 KIỂM TRA MƠ HÌNH CĨ BỎ SĨT BIẾN THÍCH HỢP HAY KHƠNG?  Kiểm định Ramsey Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: GDP LOG(X) LOG(IM) C Omitted Variables: Powers of fitted values from to F-statistic Likelihood ratio Value 41.97326 35.34103 df (2, 12) Probability 0.0000 0.0000 Sum of Sq 1419.490 1622.404 202.9135 202.9135 df 14 12 12 Mean Squares 709.7451 115.8860 16.90946 16.90946 Value -62.86879 -45.19827 df 14 12 F-test summary: Test SSR Restricted SSR Unrestricted SSR Unrestricted SSR LR test summary: Restricted LogL Unrestricted LogL Unrestricted Test Equation: Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/10/21 Time: 11:25 Sample: 2000 2016 Included observations: 17 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X) LOG(IM) C FITTED^2 FITTED^3 -149.7277 138.9937 38.95801 0.008732 -1.42E-05 67.28311 51.87894 37.63713 0.003126 1.01E-05 -2.225338 2.679194 1.035095 2.793156 -1.406364 0.0460 0.0201 0.3210 0.0162 0.1850 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.996698 0.995597 4.112111 202.9135 -45.19827 905.4159 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 99.38235 61.96939 5.905679 6.150742 5.930039 1.211309 Kiểm định cặp giả thuyết: Mức ý nghĩa α=0,05 H0: Mơ hình ban đầu khơng bỏ sót biến H1: Mơ hình ban đầu bỏ sót biến Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: 𝐹= (𝑅𝑅𝑆 − 𝑅 )/(𝑝 − 1) ~ 𝐹 (2,𝑛−5) (1 − 𝑅𝑅𝑆 )/(𝑛 − 𝑘 − 𝑝 + 1) Miền bác bỏ: 𝑊𝛼 = { F|F>𝐹 (2,n−5)} Giá trị thống kê quan sát: 𝐹𝑞𝑠 = 41.97326 (2,12) 𝐹0,05 = 3,89 (2,12)  𝐹𝑞𝑠 > 𝐹0,05 nên 𝐹𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼  Bác bỏ giả thuyết Ho, chấp nhận đối thuyết H1 tức mơ hình ban đầu bỏ sót biến  Kiểm định Lagrange Dependent Variable: E Method: Least Squares Date: 03/10/21 Time: 11:44 Sample: 2000 2016 Included observations: 17 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X) LOG(IM) GDPF^2 GDPF^3 C -368.7214 298.6838 0.008732 -1.42E-05 156.5544 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.874930 0.833240 4.112111 202.9135 -45.19827 20.98663 0.000024 67.28311 51.87894 0.003126 1.01E-05 37.63713 -5.480147 5.757323 2.793156 -1.406364 4.159573 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.0001 0.0001 0.0162 0.1850 0.0013 2.46E-13 10.06977 5.905679 6.150742 5.930039 1.211309 Kiểm định giả thuyết: Mức ý nghĩa 𝛼 = 0.05 H0: Mơ hình ban đầu khơng bỏ sót biến H1: Mơ hình ban đầu bỏ sót biến Tiêu chuẩn kiểm định: 𝜒 = 𝑛 × 𝑅 ~ 𝜒 2(𝑝−1) Miền bác bỏ: 2(𝑝−1) 𝑊𝛼 = { 𝜒 | 𝜒 ~ 𝜒𝛼 } 𝐷ự𝑎 𝑣à𝑜 𝑚ẫ𝑢: 2(2) 𝜒𝑞𝑠 = 17 × 0,87493 = 14,87381 𝜒0,05 = 5,9915 2(2) 2  𝜒𝑞𝑠 > 𝜒0,05 nên 𝜒𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼  Bác bỏ giả thuyết H0 chấp nhận đối thuyết H1 tức mơ hình ban đầu bỏ sót biến 5.5 KIỂM TRA TÍNH PHÂN PHỐI CHUẨN CỦA SAI SỐ NGẪU NHIÊN  Kiểm định Jarque-Bera (JB) Series: Residuals Sample 2000 2016 Observations 17 -25 -20 -15 -10 -5 10 15 20 Kiểm định cặp giả thuyết: 𝐻0: 𝑈 𝑐ó 𝑝ℎâ𝑛 𝑝ℎố𝑖 𝑐ℎ𝑢ẩ𝑛 { 𝐻1: 𝑈 𝑘ℎơ𝑛𝑔 𝑐ó 𝑝ℎâ𝑛 𝑝ℎố𝑖 𝑐ℎ𝑢ẩ𝑛 Tiêu chuẩn kiểm định : 𝑆2 𝐽𝐵 = 𝑛 ∗ [ + (𝑘−3)2 24 ] ~ 𝜒 2(2) Miền bác bỏ: 2(2) 𝑊𝛼 = {𝐽𝐵: 𝐽𝐵 > 𝜒𝛼 } 𝐷ự𝑎 𝑣à𝑜 𝑚ẫ𝑢: 2(2) 2(2) 𝒳𝛼 = 𝒳0.05 = 5.9945 𝐽𝐵𝑞𝑠 (−0.283316)2 (2.648166 − 3)2 = 17 ∗ [ + ] 24 =0.31511 ⟹ 𝐽𝐵𝑞𝑠 ∉ 𝑊𝛼  Chưa đủ sở để bác bỏ Ho Vậy U có phân phối chuẩn PHÂN TÍCH KẾT QUẢ HỒI QUY 6.1 KHOẢNG TIN CẬY 𝜷𝒋  Khoảng tin cậy 𝜷𝟐 𝛽̂2 − 𝑆𝑒(𝛽̂2 ) 𝑡𝛼𝑛−3 ≤ 𝛽2 ≤ 𝛽̂2 + 𝑆𝑒(𝛽̂2 ) 𝑡𝛼𝑛−3 Dựa vào bác cáo: 𝛽̂2 = 218.9937 𝑆𝑒(𝛽̂2 ) = 31.35601 14 𝑡𝛼𝑛−3 = 𝑡0.025 = 2.145 2 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis 2.46e-13 -0.694554 15.61470 -20.40288 10.06977 -0.283316 2.648166 Jarque-Bera Probability 0.315108 0.854231 ➔ 218.9937 − 31.35601 × 2145 ≤ 𝛽2 ≤ 218.9937 + 31.35601 × 2145 151.735≤ 𝛽2 ≤ 286.2523  Khoảng tin cậy 𝜷𝟑 𝛽̂3 − 𝑆𝑒(𝛽̂3 ) 𝑡𝛼𝑛−3 ≤ 𝛽3 ≤ 𝛽̂3 + 𝑆𝑒(𝛽̂3 ) 𝑡𝛼𝑛−3 2 Dựa vào báo cáo: 𝛽̂3 = −159.6901 𝑆𝑒(𝛽̂3 ) = 33.03422 14 𝑡𝛼𝑛−3 = 𝑡0.025 = 2.145 ➔ −1596.6901 – 33.03422× 2.145 ≤ 𝛽3 ≤ −1596.6901 + 33.03422× 2.145 −230.5485 ≤ 𝛽3 ≤ −88.8317 6.1 Khoảng tin cậy 𝝈𝟐 𝑅𝑆𝑆 𝑅𝑆𝑆 2 (𝑛−3) ≤ 𝜎 ≤ (𝑛−3) 𝜒𝛼 𝜒 1− 𝛼 Dựa vào báo cáo: RSS = 1622.404 (𝑛−3) (14) 𝜒𝛼 = 𝜒0.025 = 26.1189 2 (𝑛−3) 𝜒1−𝛼 ➔ 1622.404 26.1189 (14) = 𝜒0.975 = 5.6287 ≤ 𝜎2 ≤ 1622.404 5.6287 62.1161≤ 𝜎 ≤ 288.23778 ❖ TÌNH HUỐNG GIẢ ĐỊNH  TH1: Khi nhập tăng 15% điều kiện Nhập khơng đổi GDP có tăng tỷ USD khơng? Kiểm định giả thuyết: 100 𝐻𝑜 : 𝛽2 = 100 𝐻1 : 𝛽2 ≠ Tiêu chuẩn kiểm định: T= ̂2 −100 𝛽 ̂2 ) 𝑆𝑒(𝛽 ~𝑇 𝑛−3 Miền bác bỏ: 𝑊𝛼 = {𝑇: |𝑇| > 𝑇𝛼𝑛−3 } 𝐷ự𝑎 𝑣à𝑜 𝑚ẫ𝑢: 𝑡𝑞𝑠 = 6.984106 14 𝑡0.05 = 1.761 14 Ta thấy: 𝑡𝑞𝑠 > 𝑡0.05 ➔𝑡𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼 ➔ Bác bỏ 𝐻𝑜 , 𝑐ℎấ𝑝 𝑛ℎậ𝑛 𝐻1 Vậy xuất tăng 15% điều kiện nhập khơng đổi GDP khơng tăng tỷ USD  TH2: Nếu Nhập tăng 4% GDP có giảm tối thiểu 1,5 tỷ USD khơng? Kiểm định giả thuyết: 𝐻𝑜 : 𝛽2 ≤ 37.5 𝐻1 : 𝛽2 > 37.5 Tiêu chuẩn kiểm định: T= ̂3 −37.5 𝛽 𝑛−3 ̂3 ) ~𝑇 𝑆𝑒(𝛽 Miền bác bỏ: 𝑊𝛼 = {𝑇: 𝑇 > 𝑇𝛼𝑛−3 } 𝐷ự𝑎 𝑣à𝑜 𝑚ẫ𝑢: 𝑡𝑞𝑠 = -4.834081 14 𝑡0.05 = 1.761 14 Ta thấy: 𝑡𝑞𝑠 < 𝑡0.05 ➔𝑡𝑞𝑠 ∉ 𝑊𝛼 ➔ Chưa có sở bác bỏ 𝐻𝑜 , 𝑐ℎấ𝑝 𝑛ℎậ𝑛 𝐻0 Vậy nhập tăng 4% GDP giảm tối thiểu 1.5 tỷ USD DỰ BÁO Dự báo tổng sản phẩm quốc nội cá biệt năm từ 2000 đến 2016 với giá trị xuất nhập không đổi: 240 Forecast: GDPF Actual: GDP Forecast sample: 2000 2016 Included observations: 17 Root Mean Squared Error 9.769110 Mean Absolute Error 7.457712 Mean Abs Percent Error 11.88757 Theil Inequality Coefficient 0.042128 Bias Proportion 0.000000 Variance Proportion 0.006690 Covariance Proportion 0.993310 200 160 120 80 40 -40 2000 2002 2004 2006 2008 GDPF 2010 2012 2014 2016 ± S.E 𝑛−3 𝑛−3 ̂0 - Se(GDPo).𝑡𝛼/2 ̂0 + Se(GDPo) 𝑡𝛼/2 𝐺𝐷𝑃 ≤ GDPo ≤ 𝐺𝐷𝑃 ̂ = -117.5964 + 218.9937−159.6901 = −118,2928 𝐺𝐷𝑃𝑜 KẾT LUẬN Mơ hình phù hợp với lý thuyết kinh tế, có đa cộng tuyến, có tự tương quan, bị bỏ sót biến Tuy nhiên giới hạn thời gian chúng em chưa thể khắc phục khuyết tật Từ bảng số liệu đồ thị trên, ta dự báo năm 2020-2025 GDP Việt Nam tiếp tục tăng tăng chậm cán cân xuất nhập nhập siêu đặc biệt ảnh hưởng đáng kể từ đại dịch Covid-19 vừa qua Điều đòi hỏi phải thực cố gắng thực sách cách đồng để khuyến khích xuất khẩu, hạn chế nhập khẩu, dần đưa cán cân thương mại nước ta cân tiến tới trở thành nước xuất siêu, góp phần tăng nhanh GDP: • Giải pháp thúc đẩy Kiểm sốt việc tiếp cận ngoại tệ theo nhóm hàng: nhóm cần nhập khẩu, nhóm cần kiểm sốt nhóm hạn chế nhập Quản lý nhập giấy phép tự động để kiểm soát nhập mặt hàng tiêu dùng Mở rộng danh mục mặt hàng nhập phải nộp thuế trước thông quan số mặt hàng cần hạn chế nhập Tăng cường công tác kiểm tra chất lượng hàng hóa nhập sử dụng hàng rào kỹ thuật để hạn chế nhập khẩu: rà soát, ban hành quy định chặt chẽ hóa chất, chất phụ gia, chất hỗ trợ chế biến bảo quản hàng thực phẩm… Tiếp tục thực biện pháp bình ổn thị trường, cân đối cung cầu mặt hàng kinh tế Trong đó, đặc biệt quan tâm việc nâng cao chất lượng công tác dự báo, cảnh báo xu hướng giá thị trường giới bối cảnh giới có nhiều biến động, qua đề xuất giải pháp bình ổn thị trường, cân đối cung cầu hiệu Trên số vấn đề mà chúng em đưa đề tài nghiên cứu Trong trình làm khó tránh khỏi số sai sót định Chúng em mong nhận phản hồi ý kiến đóng góp Chúng em xin chân thành cảm ơn! ...Đề tài: Sự ảnh hưởng Xuất – X (tỷ USD) Nhập – IM (tỷ USD) đến tổng sản phẩm quốc nội – GDP (tỷ USD) Việt Nam giai đoạn 2000- 2016 STT Họ tên STT-Lớp Công việc tham... GDP Việt Nam thay đổi b3/100 tỷ USD + Ui: đại diện cho yếu tố ngẫu nhiên ảnh hưởng đến GDP THU THẬP SỐ LIỆU Xuất – X (tỷ USD) Nhập – IM (tỷ USD) đến tổng sản phẩm quốc nội – GDP (tỷ USD) Việt Nam. .. log (IMi)  PRM: GDPi = b1 + b2 log (Xi) + b3 log (Imi) + Ui * Trong đó: + GDP: biến phụ thuộc + X (xuất khẩu) , IM (nhập khẩu) : biến độc lập + b1 (hệ số chặn): cho biết nhập xuất Việt Nam GDP Việt