Đang tải... (xem toàn văn)
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ QUỐC DÂN KHOA TOÁN KINH TẾ BÀI TẬP LỚN BỘ MÔN KINH TẾ LƯỢNG Chủ đề Phân tích “Sự phụ thuộc của kim ngạch xuất khẩu gạo vào tốc độ tăng trưởng GDP, lạm phát và diện tích đất trồn[.]
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ QUỐC DÂN KHOA TOÁN KINH TẾ BÀI TẬP LỚN BỘ MÔN: KINH TẾ LƯỢNG Chủ đề: Phân tích “Sự phụ thuộc kim ngạch xuất gạo vào tốc độ tăng trưởng GDP, lạm phát diện tích đất trồng lúa Việt Nam từ năm 1993 đến năm 2014” Giảng viên hướng dẫn : TS Phạm Ngọc Hưng Thành viên nhóm : Vũ Hương Giang - MSV: 11171217 Đặng Thị Phương Thảo - MSV: 11174282 Lớp Tín : KTL1 (218)_16 (chiều thứ tiết 6, 7, phòng A2 - 512) Hà Nội, tháng năm 2019 MỤC LỤC I SƠ LƯỢC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐĨ……………………………………… II MƠ HÌNH VÀ SỐ LIỆU……………………………………………………….4 Mơ hình………………………………………………………………………….4 Số liệu thống kê………………………………………………………………….5 III ƯỚC LƯỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH………………………………… MƠ HÌNH ƯỚC LƯỢNG……………………………………………………….6 MỘT SỐ KIỂM ĐỊNH LIÊN QUAN ĐẾN MƠ HÌNH HỒI QUY…………… 2.1 Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy phù hợp hàm hồi quy… 2.2 Kiểm định biến bỏ sót kiểm định Ramsey………………………….10 2.3 Kiểm định tự tương quan phương pháp kiểm định Breusch- Godfrey….11 2.4 Kiểm định phương sai sai số thay đổi kiểm định White……………… 11 2.5 Kiểm định đa cộng tuyến phương pháp hồi quy phụ……………………13 2.6 Kiểm định phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên……………………………13 IV PHÂN TÍCH MƠ HÌNH…………………………………………………… 14 Biến độc lập thay đổi làm biến phụ thuộc thay đổi nào? .14 Phương sai sai số ngẫu nhiên bao nhiêu? 18 I SƠ LƯỢC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÓ Việt Nam nước có nên nơng nghiệp lâu đời, có tiềm lớn việc sản xuất hàng nông sản Trong thời kỳ hội nhập kinh tế quốc tế đẩy mạnh, Việt Nam mở rộng cánh cửa giao lưu buôn bán với quốc gia giới, nước có lợi so sánh riêng hàng nơng sản coi mạnh Việt Nam Và thực tế chứng minh, hoạt động sản xuất xuất hàng nơng sản đóng vai trị vô quan trọng phát triển kinh tế xã hội đất nước Hoạt động sản xuất xuất hàng nông sản đảm bảo nhu cầu nước, đảm bảo an ninh lương thực quốc gia, giải việc làm cho người lao động mà giúp nâng cao đời sống cho người nơng dân, động lực thúc đẩy q trình sản xuất nước Hoạt động giúp cho Việt Nam khai thác tối đa lợi Việt Nam điều kiện khí hậu, tài nguyên, nguồn nhân lực, Với vai trò to lớn vậy, xuất hàng nông sản coi mũi nhọn chủ lực Việt Nam phát triển kinh tế Trong năm trở lại đây, hoạt động xuất hàng nơng sản có tốc độ tăng nhanh ổn định Ở mặt hàng cà phê, cao su, hồ tiêu… đặc biệt gạo đóng góp phần không nhỏ vào tổng kim ngạch xuất nhập nước nói riêng tổng sản phẩm GDP nói chung Thực tế năm gần đây, sản lượng kim ngạch xuất nước ta có xu hướng tăng nhanh Việt Nam chiếm thị phần tổng lượng gạo mậu dịch giới, cụ thể: thị phần tăng từ 8,9% năm 1993 tới 18% năm 1999 năm 2002 13% Kim ngạch xuất gạo đóng vai trị quan trọng sản lượng tích lũy vốn cho trình phát triển đất nước Từ năm 1989 đến năm 2002, Việt Nam xuất 87 triệu gạo đạt kim ngạch xuất gần tỷ USD Gạo trở thành 10 mặt hàng xuất chủ lực Việt Nam, kim ngạch xuất chiếm tỷ trọng đáng kể kim ngạch xuất Việt Nam Theo nghiên cứu tăng trưởng kim ngạch xuất gạo bị ảnh hưởng nhân tố khách quan chủ quan Vậy nhân tố gì? Xu hướng mức tác động nhân tố nào? câu hỏi quan trọng có ý nghĩa đến khơng nhà hoạch định sách mà cịn cần thiết đổi với tổ chức cá nhân hoạt động lĩnh vực nơng sản Xuất phát từ lí luận thực tiễn lựa chọn đề tài “Sự phụ thuộc kim ngạch xuất gạo vào tốc độ tăng trưởng GDP, lạm phát diện tích đất trồng lúa Việt Nam từ năm 1993 đến năm 2014” Ở phân tích mơ hình sử dụng liệu định lượng: phản ánh mức độ, biểu trực tiếp số nên tính tiêu tương đối, tiêu bình qn,… Loại liệu đựợc thể số thu thập trình thực mơ tốc độ tăng trưởng GDP, lạm phát, diện tích đất trồng lúa Khi nghiên cứu, nhân tố khơng dừng lại khía cạnh ảnh hưởng độc lập mà tồn tương tác định với để tác động đến kim ngạch xuất gạo.Vấn đề đặt cần làm rõ mơ hình thể tương tác nhân tố để việc phân tích đầy đủ xác NGUỒN THAM KHẢO: Luận án “Nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến xuất số nơng sản Việt Nam” II MƠ HÌNH VÀ SỐ LIỆU MƠ HÌNH 1.1 Mơ hình tổng quát: (PRM): log(Yi)= β + β X1i + β X2i + β log(X3i) + Ui Trong đó: Yi giá trị quan sát kỳ thứ i β 1: Hệ số chặn mơ hình β 2, β 3, β 4: Hệ số góc (Hệ số hồi quy riêng) Ui yếu tố ngẫu nhiên 1.2 Giải thích biến Biến phụ thuộc: kim ngạch xuất gạo (KNXKG) Các biến độc lập: tốc độ tăng trưởng GDP (gGDP), lạm phát (INF) diện tích đất trồng lúa (DT) Sau có mơ hình hồi quy tổng thể, để dễ tính tốn xử lí số liệu ta thu nhỏ mơ hình hồi quy tổng thể để có mơ hình hồi quy gọi mơ hình hồi quy mẫu nhằm điều tra chọn mẫu từ có kết luận cho tổng thể: (SRM): log(KNXKGi) = ^β + ^β gGDPi + ^β INFi + ^β log(DTi) + ei Trong đó: ^β 1, ^β 2, ^β 3, ^β 4: hệ số hồi quy ước lượng (thực chất ước lượng điểm hệ số hồi quy β 1, β 2, β 3, β ei: phần dư (là sai lệch giá trị cá biệt biến phụ thuộc so với ước lượng giá trị trung bình chúng mẫu) SỐ LIỆU THỐNG KÊ Năm KNXKG gGDP INF DT 1993 335.65 8.1 8.4 5669.4 1994 420.86 8.8 9.5 6598.6 1995 538.84 9.5 16.9 6765.6 1996 868.42 9.3 5.6 7003.8 1997 891.34 8.2 3.1 7099.7 1998 1005.48 5.8 8.1 7362.7 1999 1008.96 4.8 4.1 7653.6 2000 615.82 6.8 -1.8 7666.3 2001 544.11 6.9 -0.3 7492.7 2002 608.12 7.1 4.1 7504.3 2003 693.53 7.3 3.3 7452.2 2004 859.18 7.8 7.9 7445.3 2005 1279.27 7.5 8.4 7329.2 2006 1194.63 7.0 7.5 7324.8 2007 1338.13 7.1 8.3 7207.4 2008 2663.44 5.7 23.1 7400.2 2009 2464.3 5.4 6.7 7437.2 2010 2911.64 6.4 9.2 7489.4 2011 3519.29 6.2 18.7 7655.4 2012 3449.56 5.2 9.1 7761.2 2013 2893.49 5.4 6.6 7902.5 2014 2789.5 6.0 4.1 7816.2 Trong đó: KNXKG: Kim ngạch xuất gạo (đvt: triệu USD) gGDP: Tốc độ tăng trưởng GDP thực tế (đvt: %) INF: Tỷ lệ lạm phát (đvt: %) DT: Diện tích đất trồng lúa (đvt: nghìn ha) Nguồn tham khảo số liệu: - gGDP, INF: https://www.imf.org/en/Countries/VNM - KNXKG: https://www.vietfood.org.vn/thi-truong/thong-ke/80-xuat-khau-gao-vietnam-giai-doan-1989-2017.html?fbclid=IwAR1P4ZP0HhChTvgMsOqlhDw4lgZFivusxxUuvk6yW2x7KT9uiBtDhliyX4 - DT: http://www.gso.gov.vn/SLTK/Selection.aspx?rxid=a75f7312-1e47-4fda-ac32- f411826d8c88&px_db=06.+N%C3%B4ng%2c+l%C3%A2m+nghi%E1%BB%87p+v %C3%A0+th%E1%BB%A7y+s%E1%BA %A3n&px_type=PX&px_language=vi&px_tableid=06.+N%C3%B4ng%2c+l%C3%A2m+nghi %E1%BB%87p+v%C3%A0+th%E1%BB%A7y+s%E1%BA%A3n%5cV06.12.px III ƯỚC LƯỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH MƠ HÌNH ƯỚC LƯỢNG 1.1 Chạy mơ hình hồi quy OLS Hồi quy Eviews ta kết sau: Dependent Variable: LOG(KNXKG) Method: Least Squares Date: 04/09/19 Time: 10:19 Sample: 1993 2014 Included observations: 22 Variable Coefficient C -33.26753 GGDP -0.214687 INF 0.055984 LOG(DT) 4.651348 R-squared 0.713629 Adjusted R-squared 0.665901 S.E of regression 0.423133 Sum squared resid 3.222749 Log likelihood -10.08776 Durbin-Watson stat 1.053376 Std Error t-Statistic 15.82345 -2.102420 0.092430 -2.322696 0.016436 3.406275 1.727761 2.692125 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) Prob 0.0499 0.0321 0.0031 0.0149 7.058880 0.732048 1.280706 1.479077 14.95187 0.000039 1.2 Phân tích kết Số quan sát Obs = 22 Tổng bình phương sai số tổng cộng TSS = 11.25377976 Tổng bình phương sai số giải thích ESS = 8.03103076 Tổng bình phương phần dư RSS = 3.222749 Hệ số xác định R2 = 71.3629% thể mức độ phù hợp hàm hồi quy mẫu mức cao, độ chặt chẽ mơ hình Ngồi ra, giá trị R2 cho biết 71.3629% thay đổi kim ngạch xuất gạo giải thích biến độc lập Hệ số xác định hiệu chỉnh R = 66.5901% ^β = - 0.214687 cho biết gGDP tăng đơn vị (%) yếu tố khác khơng đổi KNXKG trung bình giảm 21.4687% ^β = 0.055984 cho biết INF tăng đơn vị (%) yếu tố khác khơng đổi KNXKG trung bình tăng 5.5984% ^β = 4.651348 cho biết DT tăng % yếu tố khác khơng đổi KNXKG trung bình tăng 4.651348 % Mơ hình cho ta thấy: gGDP, INF DT tác động đến KNXKG, phù hợp với lý thuyết kinh tế: ^β < => Tốc độ tăng trưởng GDP thực tế tăng kim ngạch xuất gạo giảm ^β > => Tỷ lệ lạm phát tăng kim ngạch xuất gạo tăng ^β > => Diện tích đất trồng lúa tăng kim ngạch xuất gạo tăng TIẾN HÀNH MỘT SỐ KIỂM ĐỊNH LIÊN QUAN ĐẾN MƠ HÌNH HỒI QUY: 2.1 Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy phù hợp hàm hồi quy Hồi quy Eviews ta kết sau: Dependent Variable: LOG(KNXKG) Method: Least Squares Date: 04/09/19 Time: 10:19 Sample: 1993 2014 Included observations: 22 Variable Coefficient C -33.26753 GGDP -0.214687 INF 0.055984 LOG(DT) 4.651348 R-squared 0.713629 Adjusted R-squared 0.665901 S.E of regression 0.423133 Sum squared resid 3.222749 Log likelihood -10.08776 Durbin-Watson stat 1.053376 Std Error t-Statistic 15.82345 -2.102420 0.092430 -2.322696 0.016436 3.406275 1.727761 2.692125 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) a Kiểm định hệ số β Ta dùng cặp kiểm định giải thuyết sau: H0: β = H1: β ≠0 Ta có Prob(F-statistic) = 0.0321 < α = 0.05 → bác bỏ H0, chấp nhận H1 Prob 0.0499 0.0321 0.0031 0.0149 7.058880 0.732048 1.280706 1.479077 14.95187 0.000039 → hệ số có ý nghĩa Kết luận: Với mức ý nghĩa 5% cho ta thấy tốc độ tăng trưởng GDP có ảnh hưởng tới kim ngạch xuất gạo b Kiểm định hệ số β Ta dùng cặp kiểm định giải thuyết sau: H0: β = H1: β ≠0 Ta có Prob(F-statistic) = 0.0031 < α = 0.05 → bác bỏ H0, chấp nhận H1 → hệ số có ý nghĩa Kết luận: Với mức ý nghĩa 5% cho ta thấy tỉ lệ lạm phát có ảnh hưởng tới kim ngạch xuất gạo c Kiểm định hệ số β Ta dùng cặp kiểm định giải thuyết sau: H0: β = H1: β ≠0 Ta có Prob(F-statistic) = 0.0149 < α = 0.05 → bác bỏ H0, chấp nhận H1 → hệ số có ý nghĩa Kết luận: Với mức ý nghĩa 5% cho ta thấy diện tích đất trồng lúa có ảnh hưởng tới kim ngạch xuất gạo d Kiểm định phù hợp mơ hình hồi quy Ta dùng cặp kiểm định giả thuyết sau: H0: Mơ hình hồi quy khơng phù hợp H1: Mơ hình hồi quy có phù hợp Ta có Prob(F-statistic) = 0.000039 < α = 0.05 → bác bỏ H0, chấp nhận H1 Kết luận: Mơ hình hồi quy có phù hợp 2.2 Kiểm định biến bỏ sót kiểm định Ramsey Ta sử dụng kiểm định Ramsey, tiến hành hồi quy Ramsey Hồi quy mơ hình: Yi = β + β gGDPi + β INFi + β log(DTi) + β YiF^2 + ui Hồi quy Eviews ta kết sau: Ramsey RESET Test: F-statistic Log likelihood ratio 0.528769 0.673863 Test Equation: Dependent Variable: LOG(KNXKG) Method: Least Squares Date: 04/11/19 Time: 16:23 Sample: 1993 2014 Included observations: 22 Variable Coefficient C 68.67208 GGDP 0.484780 INF -0.123550 LOG(DT) -8.428127 FITTED^2 0.218471 R-squared 0.722268 Adjusted R-squared 0.656919 S.E of regression 0.428783 Sum squared resid 3.125532 Log likelihood -9.750832 Durbin-Watson stat 1.106386 Probability Probability 0.477020 0.411708 Std Error t-Statistic 141.1017 0.486685 0.966459 0.501604 0.247457 -0.499277 18.07195 -0.466365 0.300442 0.727165 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) Prob 0.6327 0.6224 0.6240 0.6469 0.4770 7.058880 0.732048 1.340985 1.588949 11.05252 0.000133 Ta dùng cặp kiểm định giả thuyết sau: H0: Dạng hàm mơ hình khơng thiếu biến quan trọng H1: Dạng hàm sai mô hình thiếu biến quan trọng Ta có Prob(F-statistic) = 0.477020 > α = 0.05 → chưa đủ sở bác bỏ H0 Kết luận: Mơ hình có dạng hàm không thiếu biến quan trọng 10 2.3 Kiểm định tự tương quan phương pháp kiểm định BreuschGodfrey Ta sử dụng kiểm định BG, tiến hành hồi quy BG bậc Hồi quy mơ hình: Ei = α + α gGDPi + α INFi + α log(DTi) + ρ E(-1) + ρ E(-2) + ui Hồi quy Eviews ta kết sau: Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 2.879352 Probability Obs*R-squared 5.822565 Probability 0.085486 0.054406 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 04/11/19 Time: 17:10 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic C -3.504037 15.06597 -0.232580 GGDP 0.059160 0.102447 0.577472 INF -0.019547 0.017758 -1.100751 LOG(DT) 0.367075 1.638358 0.224050 RESID(-1) 0.602227 0.264850 2.273848 RESID(-2) 0.103055 0.318414 0.323650 R-squared 0.264662 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.034869 S.D dependent var S.E of regression 0.384855 Akaike info criterion Sum squared resid 2.369810 Schwarz criterion Log likelihood -6.706087 F-statistic Durbin-Watson stat 1.514227 Prob(F-statistic) Prob 0.8190 0.5717 0.2873 0.8256 0.0371 0.7504 2.89E-15 0.391745 1.155099 1.452656 1.151741 0.374363 Ta dùng cặp kiểm định giả thuyết sau: H0: Mơ hình khơng có tự tương quan bậc H1: Mơ hình có tự tương quan bậc Ta có Prob(F-statistic) = 0.085486 > α = 0.05 → chưa đủ sở bác bỏ H0 Kết luận: mơ hình khơng có tự tương quan bậc 2.4 Kiểm định phương sai sai số thay đổi kiểm định White 11 Ta sử dụng kiểm định White, tiến hành hồi quy có tích chéo Hồi quy mơ hình: ei2 = α + α gGDPi + α gGDPi2 + α gGDPi*INFi + α gGDPi*log(DTi) + α INFi + α 2 INFi + α INFi*log(DTi) + α log(DTi) + α 10(log(DTi)) + vi Hồi quy Eviews ta kết sau: White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0.801459 Obs*R-squared 8.259396 Probability Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 04/11/19 Time: 17:39 Sample: 1993 2014 Included observations: 22 Variable Coefficient C 224.5173 GGDP -7.815104 GGDP^2 0.047175 GGDP*INF -0.002874 GGDP*(LOG(DT)) 0.804545 INF 0.980897 INF^2 -7.51E-05 INF*(LOG(DT)) -0.108564 LOG(DT) -45.32638 (LOG(DT))^2 2.288896 R-squared 0.375427 Adjusted R-squared -0.093003 S.E of regression 0.120769 Sum squared resid 0.175021 Log likelihood 21.95613 Durbin-Watson stat 2.081303 Std Error t-Statistic 673.2965 0.333460 11.20380 -0.697541 0.032385 1.456713 0.009478 -0.303260 1.216745 0.661227 2.696792 0.363727 0.000901 -0.083335 0.294874 -0.368170 145.0355 -0.312519 7.821406 0.292645 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.623353 0.508232 Prob 0.7445 0.4988 0.1709 0.7669 0.5210 0.7224 0.9350 0.7192 0.7600 0.7748 0.146489 0.115517 -1.086921 -0.590993 0.801459 0.623353 Ta dùng cặp kiểm định giả thuyết sau: H0: phương sai sai số không thay đổi H1: phương sai sai số thay đổi Ta có Prob(F-statistic) = 0.623353 > α = 0.05 → chưa đủ sở bác bỏ H0 Kết luận: mơ hình có phương sai sai số khơng thay đổi 12 2.5 Kiểm định đa cộng tuyến phương pháp hồi quy phụ Ta sử dụng phương pháp hồi quy phụ, tiến hành hồi quy Hồi quy mơ hình: gGDPi = α + α INFi + α log(DTi) + vi Hồi quy Eviews ta kết sau: Dependent Variable: GGDP Method: Least Squares Date: 04/11/19 Time: 17:40 Sample: 1993 2014 Included observations: 22 Variable Coefficient C 115.9747 INF -0.023513 LOG(DT) -12.23802 R-squared 0.428635 Adjusted R-squared 0.368491 S.E of regression 1.050235 Sum squared resid 20.95689 Log likelihood -30.68232 Durbin-Watson stat 1.006374 Std Error t-Statistic 28.88919 4.014469 0.040436 -0.581481 3.241547 -3.775363 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) Prob 0.0007 0.5678 0.0013 6.922727 1.321591 3.062029 3.210808 7.126850 0.004905 Ta dùng cặp kiểm định giả thuyết sau: H0: Mơ hình khơng có đa cộng tuyến H1: Mơ hình có đa cộng tuyến Ta có Prob(F-statistic) = 0.004905 < α = 0.05 → bác bỏ H0, chấp nhận H1 Kết luận: mô hình có đa cộng tuyến 2.6 Kiểm định phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên Hồi quy Eviews ta kết đồ thị thống kê JB sau: 13 Series: Residuals Sample 1993 2014 Observations 22 -0.5 0.0 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis 2.89E-15 0.081762 0.607134 -0.611517 0.391745 0.029534 1.593578 Jarque-Bera Probability 1.816386 0.403252 0.5 Ta dùng cặp kiểm định giả thuyết sau: H0: U có phân phối chuẩn H1: U khơng có phân phối chuẩn Ta có Prob(F-statistic) = 0.403252 > α = 0.05 → chưa có sở bác bỏ H0 Kết luận: U có phân phối chuẩn Nhận xét: Ta thấy mơ hình đề xuất ban đầu bị khuyết tật đa cộng tuyến mức thấp nên mơ hình gần hồn hảo nên khơng cần khắc phục III Phân tích mơ hình Biến độc lập thay đổi làm biến phụ thuộc thay đổi nào? 1.1 Khi gGDP tăng 1% điều kiện yếu tố khác khơng đổi kim ngạch xuất gạo thay đổi nào? Tìm khoảng tin cậy β 2: 14 Khoảng tin cậy đối xứng β ) ^β – Se( ^β 2)t (n−4 ^ ^ (n−4 ) α / < ¿ β ¿ β + Se( β 2)t α / Với α = 0.05; n = 22 ta có: t α / = t 0.025 = 2.101 (n−4 ) (18) ^β = -0.214687, Se( ^β 2) = 0.092430 => -0.214687 - 0.092430 * 2.101 < β < -0.214687 + 0.092430 * 2.101 -0.40888243 < β < -0.02049157 Vậy Khi gGDP tăng đơn vị (%) yếu tố khác khơng đổi kim ngạch xuất gạo thay đổi khoảng (-0.40888243; -0.02049157)% Khoảng tin cậy tối đa β ) β > ^β 2– Se( ^β 2)t (n−4 α Với α = 0.05; n = 22 ta có: ) t (n−4 =t (18) α 0.05 = 1.734 => β > -0.214687 - 0.092430 * 1.734 => β > -0.37496062 Vậy Khi gGDP tăng đơn vị (%) yếu tố khác khơng đổi kim ngạch xuất gạo giảm tối đa 0.37496062% Khoảng tin cậy tối thiểu β ) β < ^β + Se( ^β 2)t (n−4 α Với α = 0.05; n = 22 ta có: (n−4 ) tα =t (18) 0.05 = 1.734 => β < -0.214687 + 0.092430 * 1.734 => β < -0.05441338 Vậy Khi gGDP tăng đơn vị (%) yếu tố khác khơng đổi kim ngạch xuất gạo giảm tối thiểu 0.05441338% 1.2 Khi INF tăng đơn vị (%) điều kiện yếu tố khác khơng đổi kim ngạch xuất gạo thay đổi nào? 15 Tìm khoảng tin cậy β 3: Khoảng tin cậy đối xứng β ) ^β – Se( ^β 3)t (n−4 ^ ^ (n−4 ) α / < ¿ β ¿ β + Se( β 3)t α / Với α = 0.05; n = 22 ta có: ) (18) t (n−4 α / = t 0.025 = 2.101 ^β = 0.055984, Se( ^β 3) = 0.016436 => 0.055984 – 0.016436 * 2.101 < β < 0.055984 + 0.016436 * 2.101 => 0.021451964 < β < 0.090516036 Vậy Khi INF tăng đơn vị (%) điều kiện yếu tố khác khơng đổi kim ngạch xuất gạo thay đổi khoảng (0.021451964; 0.090516036)% Khoảng tin cậy tối đa β ) β ¿ ^β + Se( ^β 3)t (n−4 α Với α = 0.05; n = 22 ta có: (n−4 ) tα =t (18) 0.05 = 1.734 => β < 0.055984 + 0.016436 * 1.734 => β < 0.084484024 Vậy INF tăng đơn vị (%) điều kiện yếu tố khác khơng đổi kim ngạch xuất tăng tối đa 0.084484024% Khoảng tin cậy tối thiểu β ) β > ^β – Se( ^β 3)t (n−4 α Với α = 0.05; n = 22 ta có: (n−4 ) tα =t (18) 0.05 = 1.734 => β > 0.055984 – 0.016436 * 1.734 => β > 0.027483976 Vậy INF tăng đơn vị (%) điều kiện yếu tố khác khơng đổi kim ngạch xuất gạo tăng tối thiểu 0.027483976% 16 1.3 Khi log(DT) tăng 1% điều kiện yếu tố khác khơng đổi kim ngạch xuất gạo thay đổi nào? Tìm khoảng tin cậy β 4: Khoảng tin cậy đối xứng β ) ^β – Se( ^β 4)t (n−4 ^ ^ (n−4 ) α / < ¿ β ¿ β + Se( β 4)t α / Với α = 0.05; n = 22 ta có: t α / = t 0.025 = 2.101 (n−4 ) (18) ^β = 4.651348, Se( ^β 4) = 1.727761 => 4.651348 – 1.727761 * 2.101 < β < 4.651348 + 1.727761 * 2.101 => 1.021322139 < β < 8.281373861 Vậy Khi log(DT) tăng % điều kiện yếu tố khác khơng đổi kim ngạch xuất gạo thay đổi khoảng (1.021322139 ; 8.281373861)% Khoảng tin cậy tối đa β ) β < ^β + Se( ^β 4)t (n−4 α Với α = 0.05; n = 22 ta có: (n−4 ) tα =t (18) 0.05 = 1.734 => β > 4.651348 + 1.727761* 1.734 => β > 7.647285574 Vậy log(DT) tăng % điều kiện yếu tố khác khơng đổi kim ngạch xuất gạo tăng tối đa 7.647285574% Khoảng tin cậy tối thiểu β ) β > ^β – Se( ^β 4)t (n−4 α Với α = 0.05; n = 22 ta có: (n−4 ) tα =t (18) 0.05 = 1.734 => β > 4.651348– 1.727761* 1.734 => β > 1.655410426 17 Vậy log(DT) tăng % điều kiện yếu tố khác không đổi kim ngạch xuất gạo tăng tối thiểu 1.655410426% Phương sai sai số ngẫu nhiên bao nhiêu? Khoảng tin cậy đối xứng σ : RSS 2(n−4 ) < σ χα/ < RS S 2(n−4 ) χ 1−α/ Ta có n = 22, α = 0.05, RSS = 3.222749 (n− 4) χ α /2 (18) = χ 20.025 = 32.85 χ 1−α /2 = χ 0.975 = 8.907 (n− 4) (18) 0.098105 < σ < 0.361822 Vậy với α= 0.05; n = 22 phương sai sai số ngẫu nhiên nằm khoảng (0.098105; 0.361822) Khoảng tin cậy tối đa σ : σ2 < RSS ) χ 2(n−4 1−α Ta có n = 22, α = 0.05, RSS = 3.222749 (n− 4) (18) χ 21−α = χ 20.95 = 10.12 => σ < 0.318453 Vậy với α = 0.05; n = 22 phương sai sai số ngẫu nhiên tối đa 0.318453 Khoảng tin cậy tối thiểu σ : σ2 > RSS 2(n−4 ) χα Ta có n = 22, α = 0.05, RSS = 3.222749 (18) χ 2α (n− 4) = χ 20.05 = 30.14 18 => σ > 0.106926 Vậy với α = 0.05; n = 22 phương sai sai số ngẫu nhiên tối thiểu 0.106926 19 20 ... động lĩnh vực nông sản Xuất phát từ lí luận thực tiễn chúng tơi lựa chọn đề tài ? ?Sự phụ thuộc kim ngạch xuất gạo vào tốc độ tăng trưởng GDP, lạm phát diện tích đất trồng lúa Việt Nam từ năm 1993. .. tế tăng kim ngạch xuất gạo giảm ^β > => Tỷ lệ lạm phát tăng kim ngạch xuất gạo tăng ^β > => Diện tích đất trồng lúa tăng kim ngạch xuất gạo tăng TIẾN HÀNH MỘT SỐ KIỂM ĐỊNH LIÊN QUAN ĐẾN MƠ HÌNH... năm 1989 đến năm 2002, Việt Nam xuất 87 triệu gạo đạt kim ngạch xuất gần tỷ USD Gạo trở thành 10 mặt hàng xuất chủ lực Việt Nam, kim ngạch xuất chiếm tỷ trọng đáng kể kim ngạch xuất Việt Nam Theo