Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
BỘ TÀI CHÍNH HỌC VIỆN TÀI CHÍNH
Trang 2Bộ mơn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
Sự phụ thuộc của nhập khâu vào tổng thu nhập quốc dân và tỷ giá hối
đoái của Hàn Quốc từ năm 1992 đến năm 2007
Cơ sở lý luận
Cán cân thương mại là một trong những chỉ tiêu quan trọng mà mỗi quốc gia đều quan tâm, đặc biệt trong nền kinh tế mở cửa hội nhập quốc tế Cán
cân thương mại được quyết định bởi 2 nhân tố quan trọng là xuất khẩu và
nhập khẩu Trong những năm vừa qua Hàn Quốc không ngừng chú trọng
tăng xuất nhập khẩu đề thúc đẩy kinh tế phát triển mặt khác Hàn Quốc là
một quốc gia có tỉ giá hối đoái thả nổi Vì vậy mà nhóm em quyết định lựa chọn nghiên cứu mức ảnh hưởng của tổng thu nhập quốc dân và tý giá hối đoái tới nhập khẩu Từ đó giúp các nhà hoạch định đưa ra những quyết định
kinh tế phù hợp
Dựa trên cơ sở thu thập số liệu về nhập khẩu, tổng thu nhập quốc dân
và tỉ giá hối đoái của Hàn Quốc từ năm 1992 đến năm 2007:
Trang 3Bộ môn kinh tế lượng 1993 83800 290676 802.7 1994 102348 340208 803.4 1995 135119 398838 771.3 1996 150339 448596 804.5 1997 144616 491135 951.3 1998 93282 484103 1401.4 1999 119752 529500 1188.8 2000 160481 603236 1131.0 2001 141098 651415 1291.0 2002 152126 720539 1251.1 2003 178827 767114 1191.6 2004 224463 826893 1145.3 2005 261238 865241 1024.1 2006 309383 908744 954.8 2007 356846 975013 929.3
1 Mô hình hồi quy
Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
s* Trong đó: Y là Nhập khẩu
(dvt: ti Won)
X2 Tổng thu nhập
quốc nội (đí: f Won)
X3 là Tỷ giá hối đoái Won Hàn Quốc/ 1 đô la Mỹ (Won/1
USD) (&: Won)
Nguồn: Ngân hàng phát triển châu Á ADB
Trang 4Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
và tỉ giá hối đoái là 2 nhân tố có quyết định quan trọng đến nhập khẩu
Từ lý thuyết kinh tế ta có:
* Y=fX;”?X;Z*e" = Lay log 2 về ta được :
Mô hình hồi quy tổng thể
PRM: log(Y¥i)= By + Bz2log (X2)) + B3log(X3i) + Uj Trong do: Y; la gia tri quan sat 6 ky thir i
U; 1a yéu tố ngẫu nhiên
II Uớốc lượng các tham số trong mô hình hồi qu)
Hàm hồi quy mắấu có dạng:
SRM:log(Ÿ,) = ổ + 82log(Xa) + B3log(X;)) + ei
Trong đó: Bu Bobs là các ước lượng điểm của các hệ số hồi quy tổng thể; e¡ là ước lượng điểm của Uj
Ta thấy mô hình trên là tuyến tính nên có thể sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất Với số liệu ở bảng số liệu, bằng Eviews thu được kết quả:
Bao cao 1
Trang 5
Bộ môn kinh tê lượng
Method: Least Squares Sample: 1992 2007 Date: 06/01/11 Time: 10:10 Included observations: 16 Bai báo cáo thực hành kinh tế lượng 'Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) 1.263886 0.036437 34.68725 0.0000 LOG(X3) -1.133685 0.074919 -15.13217 0.0000 Cc 3.063610 0.473144 6.475004 0.0000
R-squared 0.989521 | Mean dependent var 11.93930 Adjusted R-squared 0.987908 S.D dependent var 0.441182 S.E of regression 0.048513 Akaike info criterion -3.046596 Sum squared resid 0.030596 = Schwarz criterion -2.901736 Log likelihood 27.37277 _ F-statistic 613.7603 Durbin-Watson stat 1.435805 Prob(F-statistic) 0.000000
Phan dư e;thu dugc tir két qua hoi quy m6 hinh nhu sau:
obs | Actual | Fitted [Residual Residual Plot 1992 | 113117 11.2596 0.05208 ' | 1993 | 113362 11.3812 -0.04500 ! 1994 | 11.5361 11.5791 -0.04294 k ! 1995 | 11.8139 118263 -0.01234 | ! 1996 | 119206 11.9271 -0.00642 ' ! 1997 | 11.8818 11.8516 0.03028 ! ! 1998 | 114434 11.3941 0.04924 ! 1999 | 11.6932 11.6940 -0.00077 ' 4 ! 2000 | 11.9859 11.9152 0.07069 I 2001 | 118572 118623 -0.00514 ' ! 2002 | 11.9325 12.0254 -0.09294 ' ! 2003 | 120942 12.1598 -0.06564 ' 2004 | 12.3215 12.2996 0.02188 ' [=e 2005 | 124732 124837 -0.01050 ! «1 ! 2006 | 126423 12.6251 0.01722 I kn 2007 | 127851 127448 004029 ! 1 Từ kết quá bảng Eviews ta có: Ô, =3.063610, 2, =1.263886, Bs = -1.133685
Ta có hàm hồi quy mẫu:
Trang 6Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế hượng
1) Kiểm định giá thuyết về các hệ số hỗi quy a) kiểm định hệ số với Ê:
Ta dùng cặp kiểm định giải thuyết sau: Ho: 6;=0
Hi: 6; #0
Miền bác bỏ: W„= ft: |tgs|>t5>?}
Ta có: tạ; = 34.68725
Với độ tin cậy 1a 1-@ = 0.95 ta có: £335 = 2.16
Ta có: |ta:| > tậäas Vậy bác bỏ giả thuyết Hạ, chấp nhận giả thuyết Hị Như vậy tốc độ tăng xuất khâu có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng của tông mức lưu chuyên hàng hoá xuât nhập khâu
b) Kiểm định giả thuyết đối với B3:
Ta kiểm định cặp giả thuyết: Hạ: 8; =0 Hị: 6: £0
Miền bác bỏ: Wø = {t: |fas| > #275} Ta có: Tạ = -15.13217 => |T,,| = 15.13217
Với độ tin cậy là 1-ø = 0.95 ta c6: £335 = 2.16
Ta có: |ra-| > f42:s Vậy bác bỏ giả thuyết Họ, chấp nhận giả thuyết H Như vậy tốc độ tăng nhập khâu có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng của tong mức lưu chuyên hàng hoá xuât nhập khâu
2) Kiểm định sự phụ hợp của hàm hồi quy
Ta kiểm định cặp giả thuyết:
Họ: RỶ =0 ( hàm hồi quy không phù hợp)
Hị : R” # 0 ( hàm hồi quy phù hợp)
Trang 7Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
(1-R?)/(n-k)
Mién bac bé: Wa = {F: Fy, > Fa(k-1; n-k)
Ta c6: Fg; = 613.7603
Với độ tin cậy l-ø = 0.95 ta có: Fooz(2;13) = 3.81
> Fgs > Fo.0s(2;13) Vay bác bỏ giả thuyết Họ, chấp nhận giả thuyết Hy
Kết luận: hàm hồi quy phù hợp
III Các khuyết tật của mô hình
1Niểm định các biến bỏ sót — kiểm định Ramse)
Bằng phần mềm Eviews ta thu được kết quả sau: Báo cáo 2 Ramsey RESET Test: F-statistic 2.020656 Prob F(1,12) 0.180637 Log likelihood ratio 2.490001 Prob Chi-Square(1) 0.114572 Test Equation:
Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 10:14 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) -1.455346 1.913257 -0.760665 0.4615 LOG(X3) 1.332656 1.736529 0.767425 0.4577 Cc 9.186797 4.331586 2.120885 0.0554 FITTED^2 0.089572 0.063013 1.421498 0.1806 R-squared 0.991031 Mean dependent var 11.93930 Adjusted R-squared 0.988789 S.D dependent var 0.441182 S.E of regression 0.046714 Akaike info criterion -3.077221 Sum squared resid 0.026187 Schwarz criterion -2.884074 Log likelihood 28.61777 _ F-statistic 441.9721 Durbin-Watson stat 1.576337 Prob(F-statistic) 0.000000
Trang 8Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
Kiểm định cặp giả thuyết
Họ: mô hình không bỏ sót biến thích hợp H¡: mô hình bỏ sót biến thích hợp Tiêu chuẩn kiểm định: _ _ (RŠ~—R])/2 (1-R3)/(n-4) Miền bác bỏ: Wø = {F: F >Fa(1;n-4)}
Giá trị của thống kê quan sát: Fqs= 2.020656
Với độ tin cậy: l-ø = 0.95 ta có: Foos(1; 12) = 4.75
=> F„ không thuộc miền bác bỏ giả thuyết nên chưa có cơ sở đề bác bỏ giả
thuyết Hạ,
~F(1:n-4)
Vậy mô hình không bỏ sót biến hay nói cách khác mô hình chỉ định đúng 2) Hién twong tw twong quan
a)Phat hién tw twong quan bang kiém dinh Durbin-Watson
Theo két qua bao cao l ta có: dgs = 1.435805
Với độ tin cậy I-ø = 0.95 và k= k-I= 3-1 =2
Suy ra voi k'= 2; n=16; = 0.05 thì dị = 0.982; dụ = 1.539
Suy ra dị < dạ;< dụ
Vậy chưa có kêt luận vê tự tương quan trong mô hình
b) Phát hiện hiện tượng tự trơng quan bằng kiếm định Breusch-Godftey(BG)
s* phát hiện tự trơng quan bậc 1
Trang 9Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng Báo cáo 3 Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.663730 Prob F(I,12) 0.431118 Obs*R-squared 0.838590 Prob Chi-Square(1) 0.359800
Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 10:16 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) 0.008233 0.038276 0.215110 0.8333 LOG(X3) -0.018788 0.079333 -0.236823 0.8168 Cc 0.021653 0.480121 0.045099 0.9648 RESID(-1) 0.248110 0.304543 0.814696 0.4311 R-squared 0.052412 Mean dependent var -2.44E-15 Adjusted R-squared -0.184485 S.D dependent var 0.045163 S.E of regression 0.049153 Akaike info criterion -2.975432 Sum squared resid 0.028992 Schwarz criterion -2.782284 Log likelihood 27.80345 _ F-statistic 0.221243 Durbin-Watson stat 1.792997 Prob(F-statistic) 0.879787
Từ báo cáo ta thu được: Z4; = 0.838590
Kiểm định cặp giả thuyết:
Hạ: mô hình không có hiện tượng tự tương quan H¡: mô hình có hiện tượng tự tương quan Tiêu chuẩn kiểm định: ý” = (n-2)R” ~y?(p)
Miễn bác bỏ giả thuyết: Wø = {y?/ y? >y?(p)}
Với độ tin cậy 1-@ = 0.95 ta có: ¥5.95(1) = 3.84146
Trang 10Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
*
s* Phát hiện tự tương quan bậc 2
Bằng phần mềm Eviews ta thu được kết quả sau: Báo cáo 4: Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.713442 Prob F(2,11) 0.511290 Obs*R-squared 1.837159 Prob Chi-Square(2) 0.399086 Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 00:33 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) -0.000761 0.039965 -0.019034 0.9852 LOG(X3) -0.000485 0.082738 -0.005865 0.9954 Cc 0.013124 0.484772 0.027072 0.9789 RESID(-1) 0.277021 0.309179 0.895989 0.3894 RESID(-2) -0.275289 0.312593 -0.880664 0.3973 R-squared 0.114822 Mean dependent var -2.44E-15 Adjusted R-squared -0.207060 S.D dependent var 0.045163 S.E of regression 0.049619 Akaike info criterion -2.918563 Sum squared resid 0.027083 Schwarz criterion -2.677129 Log likelihood 28.34851 F-statistic 0.356721 Durbin-Watson stat 1.881212 Prob(F-statistic) 0.834181
Theo báo cáo ta có: xã: = 1.837159; p=2 Kiểm định cặp giả thuyết:
Hạ: mô hình không có hiện tượng tự tương quan
H;: mô hình có hiện tượng tự tương quan
Tiêu chuân kiểm định: : ý” = (n-2)R” ~y?(p) Miền bác bỏ giá thuyết: Wø = {x?/ x? >x?(p)} Với độ tin cậy I-œ = 0.95 ta có: ¥5,95(2) = 5.99147
Suy ra ¥25 < ¥2.95(2) nén chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết Hạ Vậy không có hiện tượng tự tương quan bậc 2
Trang 11Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng 3) Phương sai sai số thay đổi
Phát hiện phương sai sai số thay đổi dựa vào kiểm định White Mô hình hồi quy: €?i= 0 + dạÄX¿; + 0Ä; + dạ Xổ; + d; X?;+ 0 X;;¡ X;;+ Ú; bằng phần mềm Eview ta thu được kết quả sau: Báo cáo 5: White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0.704739 Prob F(5,10) 0.632952 Obs*R-squared 4.168912 — Prob Chi-Square(5) 0.525362 Test Equation:
Dependent Variable: RESID“2 Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 00:34 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob Cc 1.651520 2.035678 0.811287 0.4361 LOG(X2) -0.145750 0.135255 -1.077590 0.3065 (LOG(X2))^2 0.000461 0.005497 0.083852 0.9348 (LOG(X2))*(LOG(X3)) 0.019407 0.016877 1.149920 0.2769 LOG(X3) -0.206674 0.500153 -0.413222 0.6882 (LOG(X3))^2 -0.003119 0.031482 -0.099078 0.9230 R-squared 0.260557 Mean dependent var 0.001912 Adjusted R-squared -0.109164 S.D dependent var 0.002369 S.E of regression 0.002495 Akaike info criterion -8.868717 Sum squared resid 6.23E-05 Schwarz criterion -8.578996 Log likelihood 76.94973 F-statistic 0.704739 Durbin-Watson stat 2.842167 Prob(F-statistic) 0.632952
Ta thu được R?= 0.260557; y2„=4.168912
Kiểm định cặp giả thuyết:
Trang 12Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
20m) a
Dùng tiêu chuẩn kiểm định: y? =nR* ~ x
Trong đó m= § là số biến giải thích trong mô hình
Miền bác bỏ: W,= { y?/ +? > x4? }
Với mức ý nghĩa œ — 0.05, ta có Z2:=4.168912< xj 2= 11.0705
> xs không thuộc miền bác bỏ vì thế chưa có cơ sở bác bỏ Họ vậy mô hình
có phương sai sai số đồng đều 4) Hiện trợng äa cộng tuyến
Phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến bằng phương pháp Theil:
“_ Hồi quy mô hình :
Log (Yj) = a, + a,log(X2) + Vi Bằng phần mềm Eviews ta có:
Báo cáo 6:
Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 00:46 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) 0.958131 0.126058 7.600711 0.0000 Cc -0.732092 1.667895 -0.438932 0.6674 R-squared 0.804935 Mean dependent var 11.93930 Adjusted R-squared 0.791001 S.D dependent var 0.441182 S.E of regression 0.201692 Akaike info criterion -0.247680 Sum squared resid 0.569516 Schwarz criterion -0.151106 Log likelihood 3.981437 F-statistic 57.7708 1 Durbin-Watson stat 0.677603 Prob(F-statistic) 0.000002
Trang 13
Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
" Hồi quy mô hình:
log(Y;) =a, œ;log(X:) +V,
Bằng phần mềm Eviews ta có:
Báo cáo 7:
Trang 14
Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
3) _ Kiểm định tính phân phối của sai số ngẫu nhiên
Bằng kết quả Eviews ta thu được kết quả sau: 6 Series: Residuals Sample 1992 2007 5 Obserations 16 Mean -2.44e-15 Median -0.002957 Maximum 0.070693 Minimum -0.092942 Std Dev 0.045163 Skewness -0.401117 Kurtosis 2.439378 Jarque-Bera 0.638583 Probability 0.726664 -0.10 -0.05 -0.00 0.05
Từ kết quả báo cáo, ta thu dugc JB = 0.638583 Kiểm định cặp giả thuyết:
H,: sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn Hị: sai số ngẫu nhiên không có phân phối chuẩn
Tiêu chuẩn kiểm định: J8= 1s 2) ~x9 S là hệ số nhọn, K là hệ số bắt đối xứng Miền bác bỏ Wø = { JB: IB> x2} Voi a =0.05 ta có ¿z2 = 5.9915 Ta có JBgs = 0.638583 < x5) = 5.9915 => Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H, vì vậy sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn
Trang 15Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
1) Khi một biến độc lập thay đổi thì biến phụ thuộc thay đổi thế nào?
Theo báo cáo 1 và hàm hồi quy mẫu ta có nhận xét như sau:
Bo = 1.263886 cho biét khi tổng Thu nhập quốc dân tăng 1% thì nhập khẩu tăng 1.263886 khi tỉ giá hối đoái không đổi
Bz = -1.133685 cho biết khi tỉ giá hối đoái tăng 1% thì nhập khẩu giảm
1.133685% trong khi tổng thu nhập quốc dân không đổi
B>, Bs đều có ý nghĩa kinh tế
Từ báo cáo 1 ta thu được R” = 0.989521 như vậy sự biến động của tổng thu nhập quốc dân và tỷ giá hối đoái sẽ giải thích được 98,9521% sự biến động
của nhập khẩu
2) Nếu tống thu nhập quốc dân tăng 1% khi tỷ giá hỗi đối khơng đổi
thì nhập khẩu tăng trong khoảng, tăng tôi thiểu, tăng tối đa là bao nhiêu?
a) Tăng trong khoảng:
Ba - Se(B,)ts),” < B, < ô, + Se(8,)t#7.””
Trong dé Se(Bz) =0.036437 ; t23,=2.16
> 1.18518208 < ; < 1.34258992
Trang 16Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
b) Tăng tôi thiếu:
Ô; - Se(8;)rt~? <8;
Thay số ta được @; z 1.199356
Như vậy khi tổng thu nhập quốc dân tăng 1% và tỷ giá hối đoái không đối
và nhập khẩu trung bình tăng tối thiểu là I.199356%
c) Tăng tôi đa:
A A -3
B; < Ô, + Se(B.)th Thay số ta được: By = 1.328416%
Như vậy khi tổng thu nhập quốc dân tăng 1% và tỷ giá hối đối khơng đổi và nhập khẩu trung bình tăng tối đa là 1.328416%
3) Nếu tỷ giá hoi đoái tăng 1% khi tổng thu nhập quốc dân không đối
thì nhập khẩu giảm trong khoảng, giảm tôi thiểu, giám tối đa là bao nhiêu? a) Giảm trong khoảng ; - Se(B:)tz/_ `” < 8y < ñạ + Se(B;)tš/_ `) Trong đó Se(Ô;) =0.074919; t22;z=2.16 = -1.29551 < đ; <-0.97186
Như vậy tỷ giá hối đoái tăng 1% mà tổng thu nhập quốc dân không đổi
thì nhập khẩu trung bình giảm trong khoảng (0.97186 ; 1.29551)%
b) Giảm tối thiếu:
Ô; + Se(ô;)t#""Š) > p;
Thay số ta được B3 <-1.0095
Như vậy khi tý giá hối đoái tăng 1% và tổng thu nhập quốc dân không đối
Trang 17Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
Bs - Se(Ê;)tz/- ” < Bs
Thay số ta được: ; > - 1.26642
=> Khi tỷ giá hối đoái tăng 1% và tổng thu nhập quốc đân không đối thì nhập khâu trung bình giảm tối đa là 1.26642
4) Sự biến động của biến phụ thuộc đo bằng phương sai do các yếu to ngẫu nhiên a) Tim khoảng tin cây của ơˆ (n-3)2? (n-3)2? xi _a, (n~3) <0ø?< xã, (n~3) Trong đó 8?= 0.048513”: y4 o„:(16-3) = 24.7256 ; Xi.g7s (16-3)= 5.0088 Thay sé vao ta duge: 0.0012374< ø? < 0.00610845
Vậy khi các yếu tố ngẫu nhiên thay đồi thì nhập khâu trung bình thay đổi trong khoảng (0.0012374 ; 0.00610845 )
b) Ta tìm khoảng tin cậy bên trái
Ze (n-3)2? g — *í-a(m-3)
Thay số ta được kết quả ø? < 0.00519289
Trang 18Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
(n—2)22
xã@-3)
Thay số ta được kết quả: 0.0013682 < ø?
Vậy khi các yếu tố ngẫu nhiên thay đồi thì nhập khẩu trung bình tăng tối thiểu là 0.0013682% <d? V Dự báo và ý nghĩa 1) Dự báo a) Dự báo giá trị trung bình của nhập khẩu 400000 | | Forecast: YF 350000 -| Actual: Y Forecast sample: 1992 2007 300000 -| Included observations: 16
250000 | Root Mean Squared Error 7244.010
Mean Absolute Error 5603.044
200000 Mean Abs Percent Error 3.534735
Trang 19Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
a) So sánh số liệu thực tế Y và số liệu dự báo YF obs Y YF 1992 81775 77625.21 1993 83800 87657.23 1994 102348 106838.2 1995 135119 136797 1996 150339 151307.2 1997 144616 140302.4 1998 93282 88799.97 1999 119752 119844.8 2000 160481 149527.8 2001 141098 141825 2002 152126 166942.8 2003 178827 190958.5 2004 224463 219604.1 2005 261238 263994.2 2006 309383 304101.7 2007 356846 342754
Nhận xét: qua so sánh số liệu thực tế và số liệu dự báo, ta thấy số liệu dự
Trang 20Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
b) Dự báo mức nhập khẩu đến năm 2010
Số liệu dự báo tổng thu nhập quốc dân và tỷ giá hối đoái năm 2008, 2009, 2010 như sau: năm X2 X3 2008 986730 1242.3 2009 1007233 1021.5 2010 1207579 989.7 Dùng Eviews dự báo ta có kêt quả sau: 500000 Forecast: YF Actual: Y 400000 + Forecast sample: 1992 2010 Included observations: 16
300000 + Root Mean Squared Error 7244.010
Mean Absolute Error 5603.044
Mean Abs Percent Error 3.534735
200000 + Theil Inequality Coefficient 0.019582 Bias Proportion 0.003255 Variance Proportion 0.109621 100000 Covariance Proportion 0.887124
Kết luận: Dựa vào đồ thị ta thấy đến năm 2010 sản lượng nhập khẩu trung
bình của Hàn Quốc tăng
Trang 21
Bộ môn kinh tế lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế lượng 2) Ý nghĩa
Việc xây dựng mô hình này là để giúp các nhà hoạch định chính sách thương mại xuất nhập khẩu đưa ra những quyết định chính xác nhất mang lai hiệu quả nhất cho quốc gia Mặt khác, từ mô hình trên ta cũng có thé thấy mức độ ảnh hưởng của nhân tố tổng sản phẩm quốc nội, tỷ giá hối đoái và những nhân tố khác có ảnh hưởng đến nhập khẩucủa Hàn Quốc
Tổng sản phẩm quốc nội tác động rất mạnh đến nhập khẩu từ những chỉ tiêu chính phủ, chi tiêu hộ đình Như vậy, chính phủ cần khuyến khích
người dân tiêu dùng hàng nội để giảm mức độ ảnh hưởng của tông sản phâm
quốc nội đến nhập khẩu Nhưng, do không thể giảm nhập khẩu bằng cách