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

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 LƯỢNGXUẤT KHẨU GẠO CỦA VIỆT NAM NĂM 1995-2020.

Lớp: CQ59/21.6LT

Hà Nội, 2023

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 biến phụ thuộc.

-Kiểm định White.-Kết luận.

-Kiểm định sự phù hợp của hàmhồi quy.

-Kiểm định Glejser.-Tổng hợp & trình bày.24-LT2 Đỗ Thị Thu Trang -Đa cộng tuyến.

-PSSS thay đổi

-Khắc phục khuyết tật đa cộng tuyến.

07-LT2 Nguyễn Thị Kim Ngân -Viết mô hình hồi quy mẫu cho bộ số liệu ở ý 4

-Bỏ sót biến.-Dự báo.

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 thuộctrong mô hình hay không? 7

2.1 Kiểm định β2 7

2.2 Kiểm định β3 7

2.3 Kiểm định β4 8

2.4 Kiểm định β5 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

I/ ĐẶT VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU1 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 gạovà 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 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.

2005-1

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 MỹT Tỷ giá hối đoái trung bình VND/USD

II/ VIẾT MÔ HÌNH HỒI QUY TỔNG THỂ VÀ Ý NGHĨA KINH TẾCỦA 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(Si12i) +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 diện2

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 (triệutấn)fd

S (triệuha)

W (tạ/ha) GDP (tỷ đô laMỹ)

Nguồn tham khảo:

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

Method: Least SquaresDate: 03/08/23 Time: 19:03Sample: 1995 2020Included observations: 26

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb C-9.7605143.384415-2.8839590.0089LOG(S)3.0918241.5554421.9877470.0600LOG(W)1.9185920.9572722.0042300.0581LOG(GDP)0.1910290.1641831.1635140.2577LOG(T)-1.1374010.904607-1.2573430.2224R-squared0.782383 Mean dependent var1.564322Adjusted R-squared0.740932 S.D dependent var0.328727S.E of regression0.167318 Akaike info criterion-0.566799Sum squared resid0.587902 Schwarz criterion-0.324858Log likelihood12.36839 Hannan-Quinn criter.-0.497129F-statistic18.87492 Durbin-Watson stat1.418109Prob(F-statistic)0.000001

* Mô hình hồi quy mẫu:

SRM:

LOG(Qi) = -9.760514 + 3.091824(S ) + 1.918592(W ) + 0.191029(GDPi)ii

– 1.137401(T ) + i

* 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%.=> phù hợp với lý thuyết kinh tế.

6

- = –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 %.

=> phù hợp với lý thuyết kinh tế.

III/ THỰC HIỆN CÁC KIỂM ĐỊNH1 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 )+ iii

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

- 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 thuộctrong mô hình hay không?

2.1 Kiểm định β2

- Tiến hành kiểm định cặp giả thuyết:

- Theo báo cáo Eviews, ta có P-value = 0,0600 < α = 0,1=> Bác bỏ H , chấp nhận H01

Vậy với mức ý nghĩa α = 10% thì diện tích gieo trồng có ảnh hưởng đếnsản lượng xuất khẩu gạo.

2.2 Kiểm định β3

7

- Theo báo cáo Eviews, ta có P-value = 0,0581 < α = 0,1=> Bác bỏ H , chấp nhận H01

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

2.3 Kiểm định β4

- Tiến hành kiểm định cặp giả thuyết:

- 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.

2.4 Kiểm định β5

- Tiến hành kiểm định cặp giả thuyết:

- 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 quy3.1 Kỳ vọng của sai số ngẫu nhiên khác không

Hồi quy mô hình:

LOG(Q ) = a + ai12LOG(Si) + a3LOG(Wi) + a4LOG(GDPi) + a5LOG(T )i

+ a + a + a + a + v 6789i

Kiểm định cặp giả thuyết:

8

Equation: UNTITLED

Omitted Variables: Powers of fitted values from 2 to 3Specification: LOG(Q) C LOG(S) LOG(W) LOG(GDP) LOG(T)

ValuedfProbabilityF-statistic 1.258850(2, 19) 0.3066Likelihood ratio 3.235359 2 0.1984F-test summary:

Sum of Sq.dfMean SquaresTest SSR 0.068788 2 0.034394Restricted SSR 0.587902 21 0.027995Unrestricted SSR 0.519114 19 0.027322LR test summary:

ValueRestricted LogL 12.36839Unrestricted LogL 13.98607Unrestricted Test Equation:Dependent Variable: LOG(Q)Method: Least SquaresDate: 03/08/23 Time: 19:05Sample: 1995 2020Included observations: 26

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb C-140.6988131.1737-1.0726140.2969LOG(S)42.8985438.970751.1007880.2847LOG(W)26.5073025.113171.0555140.3044LOG(GDP)2.8615772.4874551.1504030.2643

LOG(T)-16.3033614.73431-1.1064890.2823FITTED^2-8.4111959.168724-0.9173790.3704FITTED^31.7569202.1084340.8332820.4150R-squared0.807845 Mean dependent var1.564322Adjusted R-squared0.747165 S.D dependent var0.328727S.E of regression0.165293 Akaike info criterion-0.537390Sum squared resid0.519114 Schwarz criterion-0.198672Log likelihood13.98607 Hannan-Quinn criter.-0.439851F-statistic13.31311 Durbin-Watson stat1.426400Prob(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 quan3.2.1 Kiểm đinh Durbin – Waston

9

Ước lượng mô hình:

LOG(Q )=β +β LOG(S )+β LOG(GDP )+β LOG(W )+β LOG(T𝑃12𝑃3𝑃4i5i) thuđược ; 𝑃𝑃 𝑃i-1.

- Tiến hành kiểm định cặp giả thuyết:

- Với = 26, ′ = 4, = 10% , ta có: d =1,062; d𝑃 𝑃 𝑃 LU=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 hìnhvà nhằm khắc phục những hạn chế của kiểm định Durbin – Wastion,chúng ta có thể sử dụng kiểm định Breusch – Godfrey (BG).

10Tự

tương quan (+)

Khôngcó kếtluận

Khôngcó tựtươngquan

Khôngcó kết

quan(-)

Null hypothesis: No serial correlation at up to 2 lags

F-statistic0.685290 Prob F(2,19)0.5160Obs*R-squared1.749341 Prob Chi-Square(2)0.4170Test Equation:

Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 03/09/23 Time: 00:30Sample: 1995 2020Included observations: 26

Presample missing value lagged residuals set to zero.

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb C1.0416943.6043180.2890130.7757LOG(S)-0.5379551.705723-0.3153830.7559LOG(W)-0.0546970.973253-0.0562000.9558LOG(GDP)0.0020120.1672030.0120340.9905LOG(T)0.0866820.9263010.0935780.9264RESID(-1)0.2437930.2332071.0453970.3090RESID(-2)0.0871450.2471440.3526100.7283R-squared0.067282 Mean dependent var1.19E-15Adjusted R-squared-0.227260 S.D dependent var0.153350S.E of regression0.169883 Akaike info criterion-0.482606Sum squared resid0.548347 Schwarz criterion-0.143887Log likelihood13.27387 Hannan-Quinn criter.-0.385067F-statistic0.228430 Durbin-Watson stat1.850364Prob(F-statistic)0.962270

- Tiến hành kiểm định cặp giả thuyết:

Kết quả kiểm định có P-value =0,5160 Với mức ý nghĩa α=10%, ta có: P-value = 0,5160 > 0,1 Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H 0

→ Vậy với mức ý nghĩa α = 10% , bằng kiểm Breusch – Godfrey môhình gốc không có tự tương quan bậc 2.

3.3 Phương sai sai số ngẫu nhiên thay đổi3.3.1 Kiểm định White

- Ước lượng mô hình gốc:LOG()=+LOG() +LOG() +LOG() +LOG() +Thu được

- Mô hình White có dạng:

11

=+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: WhiteNull hypothesis: Homoskedasticity

F-statistic0.199775 Prob F(14,11)0.9970Obs*R-squared5.270638 Prob Chi-Square(14)0.9817Scaled explained SS4.040135 Prob Chi-Square(14)0.9952

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2Method: Least SquaresDate: 03/08/23 Time: 16:18Sample: 1995 2020Included observations: 26

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb C124.3629196.18030.6339220.5391LOG(S)^2-7.81033723.36613-0.3342590.7445LOG(S)*LOG(W)4.33828732.815560.1322020.8972LOG(S)*LOG(GDP)-4.6122806.098380-0.7563120.4654LOG(S)*LOG(T)18.7713229.008360.6471000.5308LOG(S)-17.9821496.08018-0.1871580.8549LOG(W)^27.69672913.196480.5832410.5715LOG(W)*LOG(GDP)-2.0179393.856250-0.5232910.6112LOG(W)*LOG(T)-1.51424813.67731-0.1107120.9138LOG(W)-56.1392895.86851-0.5855860.5700LOG(GDP)^20.0377930.4493280.0841100.9345LOG(GDP)*LOG(T)1.1569903.1445950.3679300.7199LOG(GDP)13.5892617.117380.7938870.4441LOG(T)^2-3.1988858.781423-0.3642790.7226

LOG(T)-18.6279359.59145-0.3125940.7604R-squared0.202717 Mean dependent var0.022612Adjusted R-squared-0.812007 S.D dependent var0.035350S.E of regression0.047584 Akaike info criterion-2.958983Sum squared resid0.024907 Schwarz criterion-2.233158Log likelihood53.46678 Hannan-Quinn criter.-2.749972F-statistic0.199775 Durbin-Watson stat2.914894Prob(F-statistic)0.996951

- 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

- Mô hình Glejser có dạng :||=+LOG()+LOG() +LOG()+LOG()+Trong đó:là các sai số ngẫu nhiênHeteroskedasticity Test: Glejser

Null hypothesis: Homoskedasticity

F-statistic0.148657 Prob F(4,21)0.9615Obs*R-squared0.715934 Prob Chi-Square(4)0.9493Scaled explained SS0.607293 Prob Chi-Square(4)0.9622Test Equation:

Dependent Variable: ARESIDMethod: Least SquaresDate: 03/09/23 Time: 11:53Sample: 1995 2020Included observations: 26

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb C0.2895972.0617720.1404600.8896LOG(S)0.3206990.9475690.3384440.7384LOG(W)-0.3171640.583166-0.5438660.5923LOG(GDP)0.0032300.1000190.0322960.9745LOG(T)0.1429420.5510830.2593840.7979R-squared0.027536 Mean dependent var0.118247Adjusted R-squared-0.157695 S.D dependent var0.094733S.E of regression0.101929 Akaike info criterion-1.558030Sum squared resid0.218182 Schwarz criterion-1.316088Log likelihood25.25439 Hannan-Quinn criter.-1.488359F-statistic0.148657 Durbin-Watson stat2.545118Prob(F-statistic)0.961542

- Tiến hành kiểm định cặp giả thuyết:

- 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