đề tài tác động của lãi suất và lạm phát đến mức tăng trưởng kinh tế gdp tại việt nam trong giai đoạn

BÁO CÁO THỰC HÀNH MÔN KINH TẾ LƯỢNGĐỀ TÀI TÁC ĐỘNG CỦA LÃI SUẤT VÀ LẠM PHÁT ĐẾN MỨC TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ GDP TẠI VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠNNguyễn Thị Huyền ThuTrịnh Thị ThanhHà Nội, Tháng 3



BÁO CÁO THỰC HÀNH MÔN KINH TẾ LƯỢNG

ĐỀ TÀI TÁC ĐỘNG CỦA LÃI SUẤT VÀ LẠM PHÁT ĐẾN MỨC TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ (GDP) TẠI VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN

Nguyễn Thị Huyền Thu

Trịnh Thị Thanh

Hà Nội, Tháng 3, Năm 2023

MỤC LỤC

I Vấn đề nghiên cứu và lý do chọn đề tài

Vấn đề nghiên cứu

Lý do chọn đề tài

II.Bảng số liệu

III.Xây dựng mô hình

IV.Sử dụng eviews hồi quy mô hình mẫu

V Kiểm định mô hình ( với mức ý nghĩa 5%)

Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy

Kiểm định sự phù hợp của các hệ số hồi quy

2.1 Kiểm định β₂

2.2 Kiểm định β

Kiểm định đa cộng tuyến

Kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng phương pháp White Kiểm định tự tương quan bậc 2 bằng phương pháp BG Kiểm định thiếu biến bằng phương pháp Ramsey

Kiểm định tính phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên

VI Ước lượng các hệ số hồi quy của mô hình

Khoảng tin cậy của β₂

Khoảng tin cậy của β

VII Ước lượng của phương sai sai số ngẫu nhiên

VIII Dự báo

IX Kết luận

Vấn đề nghiên cứu và lý do chọn đề tài

Vấn đề nghiên cứu

vị: tỷ USD) với Lạm phát LP (đơn vị: %) và Lãi suất LS ( đơn vị: %) của Việt trong giai đoạn 2002

LP và LS là biến độc lập

Lý do chọn đề tài

(Tổng sản phẩm quốc nội) ộ ỉ tiêu dùng để

(thường là 1 năm hoặ

Lạm phát là sự tăng mức giá chung một cách liên tục của hàng hóa và dịch vụ theo thời gian và sự mất giá trị của một loại tiền tệ nào đó Khi mức giá tăng cao, một đơn vị tiền tệ sẽ mua được ít hàng hóa dịch vụ hơn so với trước đây, do đó lạm phát phản ánh sự suy giảm sức mua trên một đơn vị tiền tệ

Lãi suất là tỷ lệ mà theo đó số tiền lãi mà người vay có trách nhiệm chi trả cho người cho vay dựa trên số tiền vay theo cam kết ban đầu Lãi suất là một công cụ rất quan trọng của chính sách tiền tệ hiện hành, cũng như là chỉ số quan trọng để tính đến biến số lạm phát

Việc nghiên cứu các chỉ số GDP, LP, LS cũng như mối quan hệ giữa chúng là cơ bản và quan trọng để đánh giá tình trạng và hiệu quả của nền kinh tế trong một quốc gia Nên đã có nhiều bài báo, bài luận, nghiên cứu khoa học nghiên cứu về vấn đề này theo nhiều hướng tiếp cận và cái nhìn khác nhau Một lần nữa, nhóm chúng em muốn thử sức cùng đề tài này để đưa ra những nhận định của mình thông qua bài tiểu luận môn kinh

tế lượng với chủ đề: “Tác động của lãi suất và lạm phát đến mức tăng trưởng kinh tế (GDP) tại Việt Nam trong giai đoạn 200 ”

Bảng số liệu

ăm ( Tỷ USD) ạm phát ( %) Lãi suất

Nguồn:

III Xây dựng mô hình

Để thấy được mối quan hệ giữa các biến trong mô hình, ta xây dựng mô hình hồi quy tổng thể như sau:

𝐺𝐷𝑃𝑖= 𝛽1+ 𝛽2𝐿𝑃𝑖+ 𝛽3𝐿𝑆𝑖+ 𝑈𝑖

Trong đó:

𝛽1(hệ số chặn): Cho ta biết khi lạm phát bằng 0%, lãi suất bằng 0% thì GDP trung

tỷ USD

𝛽2(hệ số góc): Cho ta biết khi lạm phát tăng 1% trong điều kiện lãi suất và các yếu

tố khác không đổi thì GDP trung bình tăng (hoặc giảm) tỷ USD

𝛽3(hệ số góc): Cho ta biết khi lãi suất tăng 1% trong điều kiện lạm phát và các yếu

tố khác không đổi thì GDP trung bình tăng (hoặc giảm) tỷ USD

IV Sử dụng eview hồi quy mô hình mẫu

ồ ẫ 𝐺𝐷𝑃𝑖= 𝛽1+ 𝛽2𝐿𝑃𝑖+ 𝛽3𝐿𝑆𝑖+ 𝑒𝑖

→ 𝐺𝐷𝑃𝑖= 391.6041 +10.96611𝐿𝑃𝑖− 25.20245𝐿𝑆𝑖+ 𝑒𝑖 0; 21

Ý nghĩa kinh tế

391.6374 ỷ

ố khác không đổi thì GDP trung bình tăng 10.96760 ỷ

𝛽3= −25 20245 ế ất tăng 1% trong điề ệ ạ

+) Cặp giả thuyết: {H0: 𝑅2= 0 (Mô hình hồi quy không phù hợp)

H1: 𝑅2> 0 (Mô hình hồi quy phù hợp)

ẩ ểm đị 𝐹 = 𝑅2/(𝑘−1)

(1−𝑅 )/(𝑛−𝑘) 2 𝐹(𝑘−1,𝑛−𝑘)

+) Miền bác bỏ giả thuyết H0: 𝑊𝛼= {𝐹: 𝐹 > 𝐹𝛼(𝑘−1,𝑛−𝑘)}

𝐹𝑞𝑠= 11,19082 (𝑙ấ𝑦 𝑡ừ 𝑏ả𝑛𝑔 𝑒𝑣𝑖𝑒𝑤)

𝐹0.05(3−1, −3)22 = 𝐹0.05(2,19)

=> 𝐹𝑞𝑠= 11,19082 > 𝐹0.05(2,19)

𝐹𝑞𝑠 thuộc 𝑊0,05

Bác bỏ H0, chấp nhận H1

ế ậ ậ ớ ức ý nghĩa 𝛼 = 0,05, mô hình hồi quy phù hợp

ểm đị 𝜷𝟐









=





Tiêu chuẩn kiểm định:

( )



= 𝑇(𝑛−3) Miền bác bỏ giả thuyết H

( )



→ Từ báo cáo 1 ở trên ta có: t

Với mức ý nghĩa  = 𝑡𝛼

2

⁄ (𝑛−3)= 𝑡0.02519 = 2,093 →|𝑡𝑞𝑠| 𝑡0.02519 → ∈

→ Bác bỏ giả thuyết H , chấp nhận đối thuyết H

Với mức ý nghĩa lạm phát có ảnh hưởng tới GDP trung bình

ểm đị 𝜷

ặ ả ế









=





Tiêu chuẩn kiểm định:

( ) ( − )

=





ền bác bỏ giả thuyết H  =   (− )

→ Từ báo cáo 1 ở trên ta có: t

Với mức ý nghĩa  = 𝑡𝛼

2

⁄ (𝑛−3)= 𝑡0.02519 = 2,093 →|𝑡𝑞𝑠| 𝑡0.02519 → ∈

→ Bác bỏ giả thuyết H , chấp nhận đối thuyết H

Với mức ý nghĩa lãi suất có ảnh hưởng tới GDP trung bình

ểm định đ ộ ế

ế ậ ậ ớ ức ý nghĩa 5%, mô hình có đa cộ ế

ểm đị phương sai sai số thay đổ ằ

ế ậ ậ ớ ức ý nghĩa 5%, mô hình mới không có phương sai sai số thay đổ

ểm đị ự tương quan bậ ằng phương pháp BG

ế ậ ậ ớ ức ý nghĩa 5%, mô hình có tự tương quan bậ

ể đị ế ế ằng phương pháp Ramsey

ế ậ ậ ớ ức ý nghĩa 5%, mô hình gố ế ế

𝐺𝐷𝑃𝑖= 391 6041 10 96611 + 𝐿𝑃𝑖− 25.20245𝐿𝑆𝑖+ 𝑈𝑖 0; 21 Ước lượng mô hình thu đượ ị ủ ần dư e

TCKĐ: JB=n [𝑆2

6+(𝐾−3)2

24 ] 𝑋2(2)

ề ỏ ả ế { |JB JB > 𝑋2 2( )0.05}

[(−0.295557)2

6 +(2.740186−3)2

24 ]

𝑋0.052 2( )

ế ạm phát tăng 1% thì GDP biến động như thế

𝛽 2− 𝑆𝑒(𝛽2) ∗ 𝑇0.05

2

(22−3)≤ 𝛽2≤ 𝛽 2+ 𝑆𝑒(𝛽2) ∗ 𝑇0.05

2 (22−3) Trong đó: 𝑇0.02519

ậ ớ ức ý nghĩa 5%, nế ạm phát tăng 1% thì hay đổ

ế ạm phát tăng ến độ ố ểu như thế

ử ụ ả ậ ả ủ 𝛽2

𝛽2≥ 𝛽2− 𝑆𝑒(𝛽2) ∗ 𝑇(22−3)0.05 Trong đó 𝑇0.0519

 𝛽2≥

ậ ớ ức ý nghĩa 5%, nế ạm phát tăng 1% thì tăng ố ể ỷ

ế ạm phát tăng 1% thì GDP biến độ ối đa như thế

𝛽2≤ 𝛽 2+ 𝑆𝑒(𝛽2) ∗ 𝑇(22−3)0.05 Trong đó: 𝑇0.0519

𝛽2≤

𝛽2≤

ậ ớ ức ý nghĩa 5%, nế ạm phát tăng 1% thì trung bình tăng tối đa

ỷ

ế ất tăng 1% ạm phát không thay đổ ến động như ế

𝛽3− 𝑆𝑒(𝛽3) 𝑇0.05

2

(22−3)≤ 𝛽3≤ 𝛽 3+ 𝑆𝑒(𝛽3) 𝑇0.05

2 (22−3) Trong đó: 𝑇0.02519 = 2.093

5.630658*2.093 ≤ β ≤

36.990517 ≤ β ≤

ậ ớ ứ nghĩa 5%, nế ất tăng 1% thì GDP trung bình giả ừ

ểu như thế

𝛽3≥ 𝛽3− 𝑆𝑒(𝛽3) ∗ 𝑇(22−3)0.05 Trong đó: 𝑇0.0519 = 1.729

β ≥

β ≥

ậ ớ ức ý nghĩa 5%, khi lãi suất tăng 1% thì GDP ả ố ể

ỷ

như thế

ử ụ ả ậ ủ β

𝛽3≤ 𝛽3+ 𝑆𝑒(𝛽3) ∗ 𝑇(22−3)0.05 Trong đó: 𝑇0.0519 = 1.729

β ≤

β ≤

ậ ớ ức ý nghĩa 5%, khi lãi suất tăng 1% thì GDP ả ối đa 15.470142 ỷ

VII Ước lượ ủa phương sai sai số ẫ

𝑥𝛼 2 2(𝑛−𝑘) ≤ 𝜎2≤ (𝑛−𝑘)𝜎 2

𝑥 1−2(𝑛−𝑘)𝛼2

 (22−3 ∗ )64 461252

𝑥0.05

2

2 19 ≤ 𝜎 2≤ (22−3 ∗ )64 461252

𝑥 1− 2 190.052

Trong đó 𝑥0.0252 19 𝑥2 190.975

ậ ớ ức ý nghĩa 5%, phương sai sai số ẫ ộ

ả ậ ả 𝜎2≥(𝑛−𝑘)𝜎2

𝑥𝛼2(𝑛−𝑘)

 𝜎2≥(22−3 ∗ )64 461252

𝑥0.05 trong đó 𝑥0.05

ậ ớ ức ý nghĩa 5%, phương sai sai số ẫ ố ể

ả ậ 𝜎2≤ (𝑛−𝑘)𝜎2

𝑥1−𝛼2(𝑛−𝑘)

 𝜎2≤(22−3 ∗ )64 461252

𝑥1−0.052 19 trong đó 𝑥0.95

ậ ớ ức ý nghĩa 5%, phương sai sai số ẫ ối đa là 7803.677

ự

ả ử ấ ạ ừ năm 2022 đến năm 2025 như sau:

ị ự ủ

ế ậ

ứ ồi quy trên, ta đã thấy đượ ầ ảnh hưở ủ ấ

ất qua các năm ở ệt Nam không đồng đề ậ ủ ầ ả

ử lý đượ ấ ải ra môi trường,… Trên đây là mộ ố ấn đề mà nhóm chúng em đã

ảm ơn!

Ụ Ụ

Kiểm định đa cộng tuyến

Ước lượng mô hình hồi quy phụ có dạng:

𝐿𝑃𝑖 𝛼1 𝛼 𝐿𝑆2 𝑖 𝑉𝑖

Cặp giả thuyết: {H0: 𝑅2 = 0

H1: 𝑅2 > 0

ẩ ểm đị 𝐹 =(1−𝑅 )/(𝑛−2)𝑅22/(2−1) 𝐹(2−1,𝑛−2)

Miền bác bỏ giả thuyết H0: 𝑊𝛼= {𝐹/𝐹 > 𝐹𝛼(2−1,𝑛−2)}

𝑅2 = 0.620824 (𝑙ấ𝑦 𝑡ừ 𝑏ả𝑛𝑔 𝑒𝑣𝑖𝑒𝑤 ℎồ𝑖 𝑞𝑢𝑦 𝑝ℎụ)

𝐹𝑞𝑠 0.620824/(2−1)

(1−0 620824)/(22 −2)

ớ 𝛼 = 5% 𝐹0.05(1,20)

𝐹𝑞𝑠 thuộc 𝑊𝛼 Bác bỏ H0, chấp nhận H1

ậ ớ 𝛼 = 5%,mô hình có đa cộng tuyến

ểm đị phương sai sai số thay đổ ằ

• ồ mô hình ban đầu thu đượ ần dư 𝑒𝑖→ 𝑒𝑖2

𝑒𝑖2= 1+  2LPi+  3LSi+  4LPi2+  5LSi 2+  6LPiLSi+ Vithu đượ Rw2

: Mô hình không có PSSS thay đổ

Mô hình có PSSS thay đổ

ẩ ểm đị 𝒳2= n R2w ~ 𝒳2(5)

ề ỏ ả ế W0.05= {𝒳2/𝒳2> 𝒳0.052(5)}

𝐶ó 𝜒𝑞𝑠 2 𝜒2(6−1)0.05

→ 𝜒2𝑞𝑠 < 𝜒0.05 2 5( ) → 𝜒𝑞𝑠 2 ∉ 𝑊0,05 → Chưa đủ cơ sở ỏ ả ế ạ ờ ấ

Với mức ý nghĩa ới không có phương sai sai số thay đổ

3.Kiểm định tự tương quan bậc 2 bằng phương pháp BG

* Ước lượng mô hình sau thu đượ 𝑒𝑖 𝑒𝑖−1 𝑒𝑖−2

𝐺𝐷𝑃 𝛽 𝛽 𝐿𝑃 𝛽 𝐿𝑆 𝑢

* Ước lượ G theo báo cáo thu đượ

𝑒𝑖= 𝛼1 𝛼2𝐿𝑃𝑖 𝛼3𝐿𝑆𝑖 𝛼4𝑒𝑖−1 𝛼5𝑒𝑖−2 𝑣𝑖

Thu đượ 𝑅2𝐵𝐺= 0.390267

Kiểm định cặp giả thuyết:

: Mô hình ban đầu không có tự tương quan bậc : Mô hình ban đầu có tự tương quan bậc 2

* Tiêu chuẩn kiểm định: :

𝜒2= (𝑛 − 2 𝑅) 𝐵𝐺2 ~𝜒2(2)

* Miền bác bỏ giả thuyết H

𝑊0,05= {𝜒2/𝜒2> 𝜒0,052(2)}

𝜒2 𝑞𝑠= (22-2)×0.390267 = 7.805340

𝜒0,052 = 5.9915 𝜒𝑞𝑠 2 > 𝜒0,052(2) 𝜒𝑞𝑠 2 ∈ 𝑊0,05

=> Bác bỏ giả thuyết , chấp nhận đối thuyết

Vậy với mức ý nghĩa 5%, mô hình có tự tương quan bậc 2

Kiểm định thiếu biến bằng phương pháp Ramsey

* B1: Ước lượ ốc thu đượ 𝐺𝐷𝑃𝑅2𝑖

𝐺𝐷𝑃𝑖 𝛼1+ 𝛼2𝐿𝑃𝑖+ 𝛼3𝐿𝑆𝑖+ 𝛼4(𝐺𝐷𝑃)𝑖+ 𝛼2 5(𝐺𝐷𝑃)𝑖 3𝑉𝑖thu đượ 𝑅1 2

ểm đị ặ ả ế { H0: α4= α5= 0

H1: α ≠ 0 ặc α4 ho 5≠ 0 Trong đó: {H0: Mô hình gốc không thiếu biến

H1: Mô hình gốc thiếu biến

ẩ ểm đị (R− R 1 2 )/ 2

(1− R1)/ 17 ~ F(2,17)

ề ỏ W0.05 {F / F > F(2,17)0.05}

→ Theo báo cáo Eviews, ta đượ Fqs

→ ảng ta đượ F(2,17)0.05

Fqs F(2,17)0.05 Fqs ∉ W0.05

ậ hưa có cơ sở ỏ H0 ạ ờ ấ ậ H0

ậ ớ ức ý nghĩa 5%, mô hình gố ế ế

Ước lượng mô hình thu đượ ị ủ ần dư e

TCKĐ: JB=n [𝑆62+(𝐾−3)242 ] 𝑋2(2)

ề ỏ ả ế { |JB JB > 𝑋2 2 ( )0.05} [(−0.295557)2

6 +(2.740186−3)2

24 ]

𝑋0.052 2( )