báo cáo thực hành kinh tế lượng nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến sản lượng xuất khẩu gạo của việt nam năm 1995 2020

Kiểm định các biến độc lập có thực sự ảnh hưởng đến biến phụ thuộctrong mô hình hay không?...72.1.. Lý do chọn đề tàiKinh tế lượng là một môn khoa học cung cấp các phương pháp phân tích

Trang 1

BỘ TÀI CHÍNH HỌC VIỆN TÀI CHÍNH

BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG

ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU:

NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN SẢN LƯỢNG XUẤT KHẨU GẠO CỦA VIỆT NAM NĂM 1995-2020.

Lớp: CQ59/21.6LT

Hà Nội, 2023

Trang 2

Tóm tắt nội dung thực hành:

23-LT2 Vũ Thị Thủy -Thu thập số liệu

-Thiết lập mô hình hồi quy

-Giải thích ý nghĩa kinh tế

-Kiểm định khuyết tật tự tương quan

11-LT2 Phạm Hồng Loan -Biến độc lập ảnh hưởng đến

07-LT2 Nguyễn Thị Kim Ngân -Viết mô hình hồi quy mẫu cho

bộ số liệu ở ý 4

-Bỏ sót biến

-Dự báo

Trang 3

MỤC LỤC

I/ ĐẶT VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 1

II/ VIẾT MÔ HÌNH HỒI QUY TỔNG THỂ VÀ Ý NGHĨA KINH TẾ CỦA CÁC HỆ SỐ HỒI QUY 2

1.Xây dựng mô hình kinh tế lượng: 2

2 Thu thập số liệu: 3

3 Mô hình hồi quy mẫu: 5

III/ THỰC HIỆN CÁC KIỂM ĐỊNH 7

1 Kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy 7

2 Kiểm định các biến độc lập có thực sự ảnh hưởng đến biến phụ thuộc trong mô hình hay không? 7

2.1 Kiểm định β 2 7

2.2 Kiểm định β 3 7

2.3 Kiểm định β 4 8

2.4 Kiểm định β 5 8

3 Kiểm định khuyết tật của mô hình hồi quy 8

3.1 Kỳ vọng của sai số ngẫu nhiên khác không 8

3.2 Kiểm định khuyết tật tự tương quan 9

3.3 Phương sai sai số ngẫu nhiên thay đổi 11

3.4 Kiểm định khuyết tật đa cộng tuyến 13

3.5 Tính phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên 18

IV/ DỰ BÁO 18

V/ KẾT LUẬN 19

1 Tổng hợp kết quả nghiên cứu: 19

2 Một số giải pháp đẩy mạnh xuất khẩu gạo 19

Trang 4

I/ ĐẶT VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU

1 Lý do chọn đề tài

Kinh tế lượng là một môn khoa học cung cấp các phương pháp phân tích

về mặt lượng mối quan hệ giữa các hiện tượng kinh tế cùng với sự tác động qua lại giữa chúng dựa trên cơ sở các số liệu thu thập từ thực tế nhằm củng cốthêm các giả thiết kinh tế từ đó đưa ra các quyết định đúng đắn hơn Ngoài ra,phương pháp và mô hình trong Kinh tế lượng giúp chúng ta có thể phân tích

và dự báo được các hiện tượng thực tế

Có thể nói, xuất khẩu được xem là một hình thức xâm nhập thị trườngnước ngoài mang tính hiệu quả cao, tiết kiệm chi phí và ít rủi ro Chính vìvậy, từ xưa đến nay, lúa gạo không chỉ là nguồn lương thực chính của ViệtNam mà còn đóng vai trò là một trong những mặt hàng xuất khẩu mang ýnghĩa kinh tế vô cùng lớn đối với nước nhà Năm 2022, Việt Nam trở thànhnước xuất khẩu gạo lớn thứ 2 thế giới Trong khi đó, theo báo cáo của LiênHợp Quốc, những yếu tố như biến đổi khí hậu, khủng hoảng chính trị và suythoái kinh tế toàn cầu sẽ khiến cho thế giới phải đối mặt với cuộc khủnghoảng lương thực chưa từng có Đây vừa là cơ hội nhưng cũng vừa là tháchthức đối với Việt Nam Nếu như nắm bắt được cơ hội này, từ đó đẩy mạnhviệc xuất khẩu gạo ra thị trường quốc tế thì nền kinh tế nước ta sẽ có nhiềuchuyển biến tích cực Nhất là khi thế giới vừa trải qua đại dịch Covid-19, hoạtđộng xuất nhập khẩu trở nên nhộn nhịp hơn bao giờ hết

Nhận thấy tầm quan trọng của việc đẩy mạnh sản lượng xuất khẩu gạo

và tham khảo một số tài liệu : Các nhân tố ảnh hưởng đến xuất khẩu gạo ViệtNam sang thị trường ASEAN: Kết quả phân tích bằng mô hình trọng lực và

phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến giá trị xuất khẩu gạo giai đoạn

2005-2020 Nhóm chúng em xin chọn đề tài: “Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởngđến sản lượng xuất khẩu gạo của Việt Nam năm 1995-2020.” Từ đó đưa rakết luận và mong muốn đưa ra giải pháp cho đề tài đã lựa chọn

1

Trang 5

2 Lý thuyết kinh tế:

Dựa trên tình hình thực tế nghiên cứu và lý thuyết kinh tế, ta có một sốnhận định như sau:

Biến phụ thuộc Q Sản lượng gạo xuất khẩu triệu tấnBiến độc lập S Diện tích gieo trồng triệu ha

GDP Tổng sản phẩm quốc nội tỷ đô la Mỹ

T Tỷ giá hối đoái trung bình VND/USD

II/ VIẾT MÔ HÌNH HỒI QUY TỔNG THỂ VÀ Ý NGHĨA KINH TẾ CỦA CÁC HỆ SỐ HỒI QUY

1.Xây dựng mô hình kinh tế lượng:

Mô hình hồi quy tổng thể:

𝑃𝑃M: 𝑃(LOG(Q ))=β +β LOG(Si 1 2 i) +β3LOG(W𝑃)+ β4LOG(GDP )+i

β5LOG(Ti) + Ui

Với mức ý nghĩa α = 10%

Kỳ vọng dấu và giải thích ý nghĩa kinh tế:

- β : Hệ số chặn, không có ý nghĩa kinh tế1

- β >0: Khi diện tích gieo trồng tăng (hoặc giảm) 1% thì sản lượng2

gạo xuất khẩu trung bình tăng (hoặc giảm) β2% trong điều kiện năngsuất gieo trồng, tổng sản phẩm quốc nội, tỷ giá hối đoái trung bìnhkhông đổi

- β >0: Khi năng suất gieo trồng tăng (hoặc giảm) 1% thì sản lượng3

gạo xuất khẩu trung bình tăng (hoặc giảm) β3% trong điều kiện diện

2

Trang 6

tích gieo trồng, tổng sản phẩm quốc nội, tỷ giá hối đoái trung bìnhkhông đổi.

- β >0: Khi tổng sản phẩm quốc nội tăng (hoặc giảm) 1% thì sản4

lượng gạo xuất khẩu trung bình tăng (hoặc giảm) β4% trong điều kiệndiện tích gieo trồng, năng suất gieo trồng, tỷ giá hối đoái trung bìnhkhông đổi

- β <0: Khi tỷ giá hối đoái trung bình tăng (hoặc giảm) 1% thì sản5

lượng gạo xuất khẩu trung bình giảm (hoặc tăng) β5% trong điều kiệndiện tích gieo trồng, năng suất gieo trồng, tổng sản phẩm quốcnội không đổi

2 Thu thập số liệu:

Năm Q (triệu

tấn)fd

S (triệuha)

W (tạ/ha) GDP (tỷ đô la

Mỹ)

T(VND/USD)

Trang 8

Nguồn tham khảo:

- Sản lượng xuất khẩu: Dữ liệu kinh tế vĩ mô Việt Nam, Dữ liệu kinh tế

vĩ mô Thế giới | VietstockFinance

- Diện tích gieo trồng: PX Web – General Statistics Office of Vietnam(gso.gov.vn)

- Năng suất gieo trồng: PX Web – General Statistics Office of Vietnam(gso.gov.vn)

- Tổng sản phẩm quốc nội: GDP (current US$) - Vietnam | Data(worldbank.org)

- Tỷ giá hối đoái trung bình: Dữ liệu kinh tế vĩ mô Việt Nam, Dữ liệukinh tế vĩ mô Thế giới | VietstockFinance

3 Mô hình hồi quy mẫu:

5

Trang 9

Method: Least Squares

R-squared 0.782383 Mean dependent var 1.564322

Adjusted R-squared 0.740932 S.D dependent var 0.328727

S.E of regression 0.167318 Akaike info criterion -0.566799

Sum squared resid 0.587902 Schwarz criterion -0.324858

Log likelihood 12.36839 Hannan-Quinn criter -0.497129

F-statistic 18.87492 Durbin-Watson stat 1.418109

* Giải thích ý nghĩa kinh tế của các hệ số hồi quy:

- = -9.760514: không có ý nghĩa kinh tế

- = 3.091824 > 0: Khi diện tích gieo trồng tăng (giảm) 1% trong điềukiện năng suất, tổng sản phẩm quốc nội, tỷ giá hối đoái trung bình khôngđổi thì sản lượng xuất khẩu gạo của Việt Nam trung bình tăng (giảm)3.091824 %

=> Phù hợp với lý thuyết kinh tế

- = 1.918529 > 0: Khi năng suất tăng(giảm) 1% trong điều kiện diệntích, tổng sản phẩm quốc nội, tỷ giá hối đoái trung bình không đổi thì sảnlượng xuất khẩu gạo của Việt Nam trung bình tăng(giảm) 1.918529 %

=> phù hợp với lý thuyết kinh tế

- = 0.191029 > 0: Khi tổng sản phẩm quốc nội tăng(giảm) 1% trongđiều kiện diện tích, năng suất, tỷ giá hối đoái trung bình không đổi thì sảnlượng xuất khẩu gạo của Việt Nam trung bình tăng(giảm) 0.191029%

6

Trang 10

- = –1.137401 < 0: Khi tỷ giá hối đoái tăng(giảm) 1% trong điều kiệnyếu tố khác ( diện tích, năng suất, tổng sản phẩm quốc nội) không đổi thìsản lượng xuất khẩu gạo của Việt Nam từ 1995 đến 2020 trung bìnhgiảm(tăng) 1.137401 %.

III/ THỰC HIỆN CÁC KIỂM ĐỊNH

1 Kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy

- Hàm hồi quy mẫu:

LOG (Q )= -308.6271+69.04328 LOG(S )+65.94747 LOG(W )+ i i i

0.395554 LOG(GDP )-0.837925 LOG(T )i i

- Tiến hành kiểm định cặp giả thuyết:

- Quan sát báo cáo Eviews, ta có: 𝑃-𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃 = 0.00001

- Với mức ý nghĩa = 0.1 thấy 𝑃 𝑃-𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃 < 𝑃

=> Do đó bác bỏ giả thuyết , chấp nhận 𝑃0 𝑃1

Vậy với mức ý nghĩa = 10% hàm hồi quy phù hợp.�

2 Kiểm định các biến độc lập có thực sự ảnh hưởng đến biến phụ thuộc trong mô hình hay không?

2.1 Kiểm định β 2

- Theo báo cáo Eviews, ta có P-value = 0,0600 < α = 0,1

Trang 11

- Theo báo cáo Eviews, ta có P-value = 0,0581 < α = 0,1

=> Bác bỏ H , chấp nhận H0 1

Vậy với mức ý nghĩa α = 10% thì năng suất gieo trồng có ảnh hưởngđến sản lượng xuất khẩu gạo

- Theo báo cáo Eviews, ta có P-value = 0,2577 > α = 0,1

=> Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0

Vậy với mức ý nghĩa α = 10% thì tổng sản phẩm quốc nội không ảnhhưởng đến sản lượng xuất khẩu gạo

- Theo báo cáo Eviews, ta có P-value = 0,2224 > α = 0,1

=> Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0

Vậy với mức ý nghĩa α = 10% thì tỷ giá hối đoái trung bình không ảnhhưởng đến sản lượng xuất khẩu gạo

3 Kiểm định khuyết tật của mô hình hồi quy

3.1 Kỳ vọng của sai số ngẫu nhiên khác không

Hồi quy mô hình:

LOG(Q ) = a + ai 1 2LOG(Si) + a3LOG(Wi) + a4LOG(GDPi) + a5LOG(T )i

+ a + a + a + a + v 6 7 8 9 i

Kiểm định cặp giả thuyết:

8

Trang 12

Equation: UNTITLED

Omitted Variables: Powers of fitted values from 2 to 3

Specification: LOG(Q) C LOG(S) LOG(W) LOG(GDP) LOG(T)

Value df Probability F-statistic 1.258850 (2, 19) 0.3066

Unrestricted LogL 13.98607

Unrestricted Test Equation:

Dependent Variable: LOG(Q)

Prob(F-statistic) 0.000006

Sử dụng giá trị P-value với mức ý nghĩa 10%

Theo báo cáo, P-value = 0.3066 > α = 0.1

=> chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H 0

Vậy với mức ý nghĩa 10%, theo phương pháp kiểm định Ramsey môhình ban đầu không bỏ sót biến

3.2 Kiểm định khuyết tật tự tương quan

3.2.1 Kiểm đinh Durbin – Waston

9

Trang 13

Ước lượng mô hình:

LOG(Q )=β +β LOG(S )+β LOG(GDP )+β LOG(W )+β LOG(T𝑃 1 2 𝑃 3 𝑃 4 i 5 i) thuđược ; 𝑃𝑃 𝑃i-1

- Với = 26, ′ = 4, = 10% , ta có: d =1,062; d𝑃 𝑃 𝑃 L U=1,759

0

1,062 1,759 2,241 2,938 4

- Dựa vào báo cáo Eviews, ta có: 𝑃𝑃𝑃 =1,418109

- Nhận thấy: 1,062 < d < 1,759 nên không có kết luận mô hìnhqs

gốc có tự tương quan bậc nhất hay không

Vậy với mức ý nghĩa = 10% , bằng phương pháp kiểm định Durbin�– Waston , ta không có kết luận về mô hình gốc có tự tương quan haykhông

3.2.2 Kiểm định Breusch – Godfrey (BG)

- Do kiểm định Durbin – Waston không cho kết luận về mô hình

và nhằm khắc phục những hạn chế của kiểm định Durbin – Wastion,chúng ta có thể sử dụng kiểm định Breusch – Godfrey (BG)

Không

có tựtươngquan

Không

có kếtluận

Tựtươngquan(-)

Trang 14

Null hypothesis: No serial correlation at up to 2 lags

F-statistic 0.685290 Prob F(2,19) 0.5160 Obs*R-squared 1.749341 Prob Chi-Square(2) 0.4170

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Date: 03/09/23 Time: 00:30

Sample: 1995 2020

Included observations: 26

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C 1.041694 3.604318 0.289013 0.7757 LOG(S) -0.537955 1.705723 -0.315383 0.7559 LOG(W) -0.054697 0.973253 -0.056200 0.9558 LOG(GDP) 0.002012 0.167203 0.012034 0.9905 LOG(T) 0.086682 0.926301 0.093578 0.9264 RESID(-1) 0.243793 0.233207 1.045397 0.3090 RESID(-2) 0.087145 0.247144 0.352610 0.7283 R-squared 0.067282 Mean dependent var 1.19E-15

Adjusted R-squared -0.227260 S.D dependent var 0.153350

S.E of regression 0.169883 Akaike info criterion -0.482606 Sum squared resid 0.548347 Schwarz criterion -0.143887

Log likelihood 13.27387 Hannan-Quinn criter -0.385067 F-statistic 0.228430 Durbin-Watson stat 1.850364 Prob(F-statistic) 0.962270

- Ước lượng mô hình gốc:

LOG()=+LOG() +LOG() +LOG() +LOG() +

Thu được

- Mô hình White có dạng:

11

Trang 15

=+LOG()+LOG()+LOG()+LOG()+++++ LOG()LOG()+LOG() +LOG()LOG()+ LOG()LOG() +LOG()LOG() + LOG()LOG() +

Trong đó:là các sai số ngẫu nhiên

Heteroskedasticity Test: White

Null hypothesis: Homoskedasticity

F-statistic 0.199775 Prob F(14,11) 0.9970

Obs*R-squared 5.270638 Prob Chi-Square(14) 0.9817

Scaled explained SS 4.040135 Prob Chi-Square(14) 0.9952

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

- Tiến hành kiểm định cặp giả thuyết :

- Dựa vào báo cáo Eviews, ta có: 0,997 >

- Do đó chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0

Vậy với mức ý nghĩabằng kiểm định White, phương sai sai số ngẫunhiên không thay đổi

3.3.2 Kiểm định Glejser

- Ước lượng mô hình gốc:

LOG()=+LOG() +LOG() +LOG()+LOG() +

Thu được phần dư=> ||

12

Trang 16

- Mô hình Glejser có dạng :

||=+LOG()+LOG() +LOG()+LOG()+

Trong đó:là các sai số ngẫu nhiên

Heteroskedasticity Test: Glejser

Null hypothesis: Homoskedasticity

F-statistic 0.148657 Prob F(4,21) 0.9615

Obs*R-squared 0.715934 Prob Chi-Square(4) 0.9493

Scaled explained SS 0.607293 Prob Chi-Square(4) 0.9622

Test Equation:

Dependent Variable: ARESID

- Dựa vào báo cáo Eviews, ta có: P-value0.9615 >

- Chấp nhận, bác bỏ H 1

Vậy với mức ý nghĩabằng kiểm định Glejser, phương sai sai số ngẫu nhiên của mô hình không đổi

3.4 Kiểm định khuyết tật đa cộng tuyến

3.4.1 Kiểm định đa cộng tuyến bằng phương pháp hồi quy phụ

Ước lượng mô hình:

LOG()=+LOG() +LOG() +LOG()+

13

Trang 17

- Theo báo cáo có P-value = 0.000031 <

Bác bỏ , chấp nhận

Vậy với mức ý nghĩabằng phương pháp hồi quy phụ, mô hình có đa cộng tuyến

3.4.2 Độ đo Theil

- Hồi quy mô hình

LOG()=+LOG() +LOG() +LOG() +LOG() +

Thu được=0.782383

- Hồi quy mô hình sau: (Mô hình bỏ biến)

LOG()=+LOG() +LOG() +LOG() +

14

Trang 18

Dependent Variable: LOG(Q)

15

Tiêu đề	Nghiên Cứu Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Sản Lượng Xuất Khẩu Gạo Của Việt Nam Năm 1995-2020
Tác giả	Vũ Thị Thủy, Phạm Hồng Loan, Đỗ Hải Yến, Đỗ Thị Thu Trang, Nguyễn Thị Kim Ngân
Trường học	Học viện Tài chính
Thể loại	báo cáo thực hành
Năm xuất bản	2023
Thành phố	Hà Nội

Định dạng
Số trang	23
Dung lượng	1,77 MB