báo cáo thực hành kinh tế lượng phân tích các nhân tố ảnh hưởng tới tăng trưởng kinh tế của nhật bản

Khi nền kinh tế tăng trưởng, thu nhập của người dân cũng tăng lên, giúp họ có thể cải thiện điều kiện sống, đáp ứng tốt hơn nhu cầu thiết yếu về ăn uống, nhà ở, giáo dục, y tế,...Tăng tr

BỘ TÀI CHÍNH

H C VI N TÀI CHÍNH Ọ Ệ

Khoa K Toán- Chuyên ngành k toán doanh nghi p ế ế ệ

- ✧

-BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T Ự Ế LƯỢNG

Lớp tín chỉ: CQ60/21.02 LT2

Giáo viên hướng dẫn: Th.S Nguy n Th ễ ị Quỳnh Châm

VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU:

“ Phân tích các nhân tố ảnh hưở ng t ới tăng trưở ng

kinh t c a Nh t B ế ủ ậ ản”

* Các thành viên nhóm KTL: STT 71-78

71 Lê Nguy n Di u Linh ễ ệ

72 Nguyễn Phương Nam

73 Nguy n Th H ng Thái ễ ị ồ

74 Tr n Minh Thùy ầ

75 La Th Lan Anh ị

76 Vũ Thị Diệu

77 Tr n Th Hoa ầ ị

78 Dương Thị Kim Thoa

I Vấn đề nghiên c u ứ

Tăng trưởng kinh tế đóng vai trò vô cùng quan trọng đối với sự phát triển của một quốc gia Nó được xem như là thước đo sự tiến bộ và thịnh vượng của một xã hội Khi nền kinh tế tăng trưởng, thu nhập của người dân cũng tăng lên, giúp họ có thể cải thiện điều kiện sống, đáp ứng tốt hơn nhu cầu thiết yếu về ăn uống, nhà ở, giáo dục, y tế, Tăng trưởng kinh tế thúc đẩy hoạt động sản xuất kinh doanh, tạo ra nhiều

cơ hội việc làm, giúp giảm tỷ lệ thất nghiệp, đồng thời nâng cao chất lượng cuộc sống của người lao động Khi kinh tế phát triển, nguồn lực quốc gia được tăng cường, tạo điều kiện cho việc đầu tư vào các chương trình xóa đói giảm nghèo, hỗ trợ người dân có hoàn cảnh khó khăn Tăng trưởng kinh tế cung cấp nguồn lực tài chính cho các lĩnh vực giáo dục, y tế, khoa học công nghệ, góp phần nâng cao chất lượng nguồn nhân lực và thúc đẩy sự phát triển toàn diện của xã hội Nền kinh tế mạnh mẽ giúp nâng cao vị thế quốc gia trên trường quốc tế, tạo điều kiện thu hút đầu tư nước ngoài, mở rộng hợp tác kinh tế và ngoại giao Hiểu được tầm quan trọng của tăng

hưởng tới tăng trưởng kinh tế của Nhật Bản từ năm 200 đến năm 2022” 8 để phân tích tác động của các yếu tố ảnh hưởng tới tốc độ tăng trưởng kinh tế của Nhật Bản trong thời gian qua, từ đó đưa ra những giái pháp cho quá trình phát triển của đất nước trong tương lai

II Cơ sở lý thuyết

Theo lý thuy t kinh tế ế, Tăng trưởng kinh t (GROWTH) ph thuế ụ ộc vào đầu tư trực tiếp từ nước ngoài (FDI), tốc độ đô thị hóa (URBAN) và xu t kh u (EXPORT) ấ ẩ

Đầu tư trực tiếp từ nước ngoài (FDI):

FDI cung cấp nguồn vốn cho các doanh nghiệp: Giúp các doanh nghiệp mở rộng quy mô sản xuất, kinh doanh, và tạo ra việc làm mới

FDI mang đến công nghệ tiên tiến: Giúp nâng cao năng suất lao động và chất lượng sản phẩm của các doanh nghiệp

FDI giúp tăng cường khả năng cạnh tranh của nền kinh tế: Giúp các doanh nghiệp Nhật Bản cạnh tranh với các doanh nghiệp nước ngoài trên thị trường quốc tế

=> Tăng trưởng kinh tế và đầu tư trực tiếp từ nước ngoài có mối quan hệ cùng chiều Tốc độ đô thị hóa (URBAN):

Đô thị hóa giúp tập trung nguồn lực: Giúp các doanh nghiệp dễ dàng tiếp cận nguồn lao động, thị trường tiêu thụ, và cơ sở hạ tầng

Đô thị hóa thúc đẩy đổi mới sáng tạo: Tạo môi trường thuận lợi cho việc phát triển các ngành công nghiệp mới và các doanh nghiệp khởi nghiệp

dịch vụ công cộng chất lượng cao như giáo dục, y tế, và giải trí

=> Tăng trưởng kinh tế và tốc độ đô thị hóa có mối quan hệ cùng chiều

Xuất khẩu (EXPORT):

Xuất khẩu giúp tăng cầu đối với hàng hóa và dịch vụ của Nhật Bản: Thúc đẩy sản xuất, kinh doanh, và tạo ra việc làm mới

Xuất khẩu giúp tăng thu nhập cho doanh nghiệp và người lao động: Nâng cao đời sống của người dân và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế

cường khả năng cạnh tranh của nền kinh tế và thu hút đầu tư nước ngoài

=> Tăng trưởng kinh tế và xuất khẩu có mối quan hệ cùng chiều

III Mô hình và dữ liệu nghiên c u ứ

1 Mô hình

Dựa trên lý thuyết kinh tế, chúng em có một số nhận định như sau:

STT Kí hiệu Diễn gi i ả Cách tính Ngu n ồ K v ng ỳ ọ

d u ấ

Biến ph thu c ụ ộ

GROWTH Tăng trưởng

kinh t ế

Tốc độ tăng trưởng GDP th cự bình quân đầu người (đơn vị: %)

World Bank

Biến độc lập

1 FDI

Đầu tư trực tiếp từ nước ngoài

Tỷ lệ phần trăm

t ng dòng v nổ ố FDI trên GDP (đơn vị: %)

World Bank (+)

2 URBAN Tốc độ đô thị

hóa

Tốc độ tăng trưởng dân số thành th ị (đơn vị: %)

World Bank (+)

3 EXPORT Xuất khẩu

Tỷ lệ phần trăm

xu t kh u hàngấ ẩ hóa và dịch vụ trên GDP (đơn vị: %)

World Bank (+)

Mô hình h i quy t ng th : ồ ổ ể

𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑖= 𝛽1+ 𝛽2 𝐹𝐷𝐼𝑖+ 𝛽3 𝑈𝑅𝐵𝐴𝑁𝑖+ 𝛽4 𝐸𝑋𝑃𝑂𝑅𝑇𝑖+ 𝑈𝑖

Hàm h i quy t ng th : ồ ổ ể

𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻= 𝛽𝑖 1+ 𝛽2 𝐹𝐷𝐼𝑖+ 𝛽3 𝑈𝑅𝐵𝐴𝑁𝑖+ 𝛽4 𝐸𝑋𝑃𝑂𝑅𝑇𝑖

Trong đó:

𝛽1: là h sệ ố chặn, không có ý nghĩa kinh tế

𝛽2: cho biết khi FDI tăng 1% thì GROWTH sẽ thay đổi 𝛽2%, trong điều ki n ệ các yếu tố khác không thay đổi

𝛽3: cho biết khi URBAN tăng 1% thì GROWTH sẽ thay đổi 𝛽3%, trong điều kiện các y u tố khác không thay đổi ế

𝛽4: cho biết khi EXPORT tăng 1% thì GROWTH sẽ thay đổi 𝛽4%, trong điều kiện các y u tố khác không thay đổi ế

𝑈𝑖: sai s ng u nhiên ố ẫ

2 Dữ liệu nghiên c u ứ

Sau khi thu th p s ậ ố liệu của các bi n tế ừ năm 2008 đến năm 2022, nhóm em hệ thống

số liệu được bảng sau:

NĂM GROWTH FDI URBAN EXPORT

2008 -1.224289001 0.482208589 1.128273231 17.23554338

2009 -5.693236359 0.231146375 0.976949089 12.41956575

2010 4.097917919 0.12920449 0.928359533 14.91850345

2011 0.023809524 -0.013648274 0.097376604 14.77446226

2012 1.374750999 0.008720202 -0.073000997 14.41477461

2013 2.005100177 0.204293384 -0.05873318 15.78415673

2014 0.296205514 0.403354543 -0.047229106 17.41865535

2015 1.560626697 0.118161988 -0.021827026 17.43675984

2016 0.753826746 0.818481615 0.031996198 16.05796924

2017 1.675331752 0.381319638 0.003375441 17.5914391

2018 0.643391023 0.501685482 -0.038428078 18.3149456

2019 -0.402169201 0.780785313 -0.051001491 17.46352643

2020 -4.147118899 1.237931782 -0.202631223 15.5285155

2021 2.559320239 0.688616709 -0.36738454 18.12547664

2022 0.954736938 1.116490156 -0.348106762 21.54172312

IV Ước lượng mô hình h i quy s d ng ph ồ ử ụ ần m m Eviews ề

S d ng ph n mử ụ ầ ềm Eviews để ước lượng, chúng em thu được báo cáo kết quả ước lượng như sau:

Ma tr n hiậ ệp phương sai giữa các hệ số hồi quy

Mô hình h i quy m u: ồ ẫ

𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑖= −9,788779 − 4,504366 𝐹𝐷𝐼𝑖− 1,126126 𝑈𝑅𝐵𝐴𝑁𝑖

+ 0,744682 𝐸𝑋𝑃𝑂𝑅𝑇𝑖+ 𝑒𝑖

Hàm h i quy m u: ồ ẫ

𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻= −9,788779 − 4,504366 𝐹𝐷𝐼𝑖 𝑖− 1,126126 𝑈𝑅𝐵𝐴𝑁𝑖

+ 0,744682 𝐸𝑋𝑃𝑂𝑅𝑇

Ý nghĩa kinh tế:

𝛽2= −4,504366: nếu FDI tăng 1% thì GROWTH trung bình giảm 4,504366%, trong điều kiện các yếu t khác ố không đổi

𝛽3= −1,126126: nếu URBAN tăng 1% thì GROWTH trung bình giảm 1,126126%, trong điều kiện các yếu t khác ố không đổi

𝛽4= 0,744682: n u EXPORT ế tăng 1% thì GROWTH trung bình tăng 0,744682%, trong điều kiện các yếu t khác ố không đổi

V Ti n hành m t sế ộ ố kiểm định liên quan đến mô hình h i quy ồ

Cho mức ý nghĩa 5%, độ tin cậy 95%

1 Kiểm định các h s h i quy và s phù h p c a hàm h i quy ệ ố ồ ự ợ ủ ồ

1.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình h i quy ồ

Kiểm định cặp giả thuyết: {𝐻0: 𝑅2= 0

𝐻1: 𝑅2> 0

Ta có: 𝑝 − 𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 = 0,048445 < 0,05 = 𝛼

=> bác b ỏ 𝐻0, ch p nhấ ận 𝐻1

Vậy hàm hồi quy phù hợp với mức ý nghĩa 5%

1.2 Kiểm định sự phù hợp của các hệ số hồi quy

1.2.1 Kiểm định 𝛽1

Kiểm định cặp giả thuyết: {𝐻0: 𝛽1= 0

𝐻1: 𝛽1≠ 0

Ta có: 𝑝 − 𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 = 0,0808 > 0,05= 𝛼

=> chưa đủ cơ sở bác bỏ 𝐻, tạm ch p nhấ ận 𝐻

Vậy v i mớ ức ý nghĩa 5%, hệ số chặn không có ý nghĩa thống kê

1.2.2 Kiểm định 𝛽2

Kiểm định cặp giả thuyết: {𝐻0: 𝛽2= 0

𝐻1: 𝛽2≠ 0

Ta có: 𝑝 − 𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 = 0,0187 < 0,05= 𝛼

=> bác b ỏ 𝐻0, ch p nhấ ận 𝐻1

Vậy v i mớ ức ý nghĩa 5%, biến FDI có tác động đến biến ph thu c GROWTH ụ ộ 1.2.3 Kiểm định 𝛽3

Kiểm định cặp giả thuyết: {𝐻0: 𝛽3= 0

𝐻1: 𝛽3≠ 0

Ta có: 𝑝 − 𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 = 0,4092 > 0,05= 𝛼

=> chưa đủ cơ sở bác bỏ 𝐻0, tạm ch p nhấ ận 𝐻0

Vậy v i mớ ức ý nghĩa 5%, biến URBAN không tác động đến bi n ph thuế ụ ộc GROWTH

1.2.4 Kiểm định 𝛽4

Kiểm định cặp giả thuyết: {𝐻0: 𝛽4= 0

𝐻1: 𝛽4≠ 0

Ta có: 𝑝 − 𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 = 0,0385 < 0,05= 𝛼

=> bác b ỏ 𝐻0, ch p nhấ ận 𝐻1

Vậy với mức ý nghĩa 5%, biến EXPORT có tác động đến bi n phế ụ thu c GROWTH ộ

2 Kiểm định các khuy t t t ế ậ

2.1 Kiểm định khuyết tật bỏ sót biến

2.1.1 Kiểm định Ramsey:

H i quy mô hình: ồ

𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑖= 𝛼1+ 𝛼2 𝐹𝐷𝐼𝑖+ 𝛼3 𝑈𝑅𝐵𝐴𝑁𝑖+ 𝛼4 𝐸𝑋𝑃𝑂𝑅𝑇𝑖+ 𝛼5 𝐺𝑅𝑂𝑊𝑇𝐻𝑖2

+ 𝑣𝑖

Kiểm định cặp giả thuyết: {𝐻0: Mô hình gốc không bỏ sót biến

𝐻1: Mô hình gốc có bỏ sót biến

Ta có: 𝑝 − 𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 = 0,0834 > 0,05= 𝛼

Tính độ đo Theil:

𝑚 = 𝑅 − [2 (𝑅2− 𝑅

1 ) + (𝑅2− 𝑅2 2) + (𝑅2− 𝑅3 )]

= 0,497646

−[(0,497646 − 0,245446) (0,497646 − 0,464020)+

+ (0,497646 − 0,150679)]

= −0,135147≈ 0

=> Mô hình gốc không có đa cộng tuy n ế

2.5 Kiểm định tính phân ph i chu n c a sai s ng u nhiên ố ẩ ủ ố ẫ

Kiểm định cặp giả thuyết: { 𝐻0: Sai số ẫu nhiên có phân phối chuẩnng

𝐻1: Sai số ẫu nhiên không có phân phối chuẩn ng

Ta có: 𝑝 − 𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 = 0,253036 > 0,05 = 𝛼

=> chưa đủ cơ sở bác bỏ 𝐻0, tạm ch p nhấ ận 𝐻0

Vậy v i mớ ức ý nghĩa 5%, sai số ngẫu nhiên có phân ph i chuố ẩn

VI Phân tích

1.3.2 Kho ng tin c y tả ậ ối đa của 𝛽3

𝛽3≥ 𝛽3− 𝑆𝑒(𝛽3 ) 𝑡𝛼(𝑛−𝑘) Trong đó: 𝛽3= −1,126126; 𝑆𝑒(𝛽3 ) = 1,312380

Tra b ng: ả 𝑡(𝑛−𝑘)𝛼 = 𝑡0,05(11)= 1,796

=> 𝛽3≥ −1,126126 − 1,312380.1,796

=> 𝛽3≥ −3,48316

Vậy với độ tin c y 95%, nậ ếu URBAN tăng 1% thì GROWTH giảm tối đa 3,48316%, trong điều kiện các y u tế ố khác không đổi

1.3.3 Kho ng tin c y t i thi u cả ậ ố ể ủa 𝛽3

𝛽3≤ 𝛽3+ 𝑆𝑒(𝛽3 ) 𝑡𝛼(𝑛−𝑘) Trong đó: 𝛽3= −1,126126; 𝑆𝑒(𝛽3 ) = 1,312380

Tra b ng: ả 𝑡(𝑛−𝑘)𝛼 = 𝑡0,05(11)= 1,796

=> 𝛽3≤ −1,126126 + 1,312380.1,796

=> 𝛽3≤ 1,230908

Vậy với độ tin c y 95%, nậ ếu URBAN tăng 1% thì GROWTH tăng tối thi u ể 1,230908%, trong điều ki n các y u tệ ế ố khác không đổi

1.4 Kho ng tin c y cả ậ ủa β4

1.4.1 Kho ng tin c y hai phía cả ậ ủa 𝛽4

𝛽4− 𝑆𝑒(𝛽4 ) 𝑡𝛼 (𝑛−𝑘)

≤ 𝛽4≤ 𝛽4 + 𝑆𝑒(𝛽4) 𝑡𝛼 (𝑛−𝑘)

=> 𝛽4≥ 0,175549

Vậy với độ tin c y 95%, n u biậ ế ến EXPORT tăng 1% thì biến GROWTH tăng tối thiểu là 0,175549%, trong điều kiện các y u tế ố khác không đổi

2 Kho ng tin cả ậy cho phương sai sai số ngẫu nhiên

2.1 Kho ng tin c y hai phía cả ậ ủa 𝜎2

𝑅𝑆𝑆

𝜒𝛼 2

𝜒

1−2(𝑛−𝑘)𝛼2

Trong đó: 𝑅𝑆𝑆 = 43 40992,

Tra b ng: ả 𝜒𝛼

2

2(𝑛−𝑘)

= 𝜒0,0252(11)= 21 9200,

𝜒1−𝛼

2

2(𝑛−𝑘)

= 𝜒0,9752(11)= 3,8157

=> 43,40992 21,9200 ≤ 𝜎2≤

43,40992 3,8157

=> 1,98038≤ 𝜎2≤ 11 37666, Vậy với độ tin cậy 95%, phương sai sai số ngẫu nhiên n m trong kho ng t 1,98038 ằ ả ừ đến 11,37666 (%)2

2.2 Kho ng tin c y tả ậ ối đa của 𝜎2

𝜎2≤ 𝑅𝑆𝑆

𝜒1−𝛼2(𝑛−𝑘) Trong đó: 𝑅𝑆𝑆 = 43 40992,

Tra b ng: ả 𝜒2(𝑛−𝑘)= 𝜒 2(11)= 4,5748