Tác động của Xuất khẩu, Đầu tư trực tiếp nước ngoài đến Nhập khẩu.

Toàn cầu hoá và hội nhập Kinh tế Quốc Tế là xu thế tất yếu của tất cả các quốc gia trên thế giới hiện nay.Với việc gia nhập các tổ chức kinh tế thế giới và đặc biệt với việc trở thành thành viên chính thức

Trang 1

Họ tên: Nguyễn Hồng Phúc

Lớp : K43/05.01

BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG

Vấn đề nghiên cứu:

Tác động của Xuất khẩu, Đầu tư trực tiếp nước ngoài đến Nhập khẩu.

Toàn cầu hoá và hội nhập Kinh tế Quốc Tế là xu thế tất yếu của tất cả các quốc gia trên thế giới hiện nay.Với việc gia nhập các tổ chức kinh tế thế giới và đặc biệt với việc trở thành thành viên chính thức của tổ chức Thương mại thế giơi WTO Việt Nam đã và đang tích cực chủ động tham gia vào xu thế này WTO là tổ chức thương mại lớn nhất hành tinh chiếm tới gần 90% giao dịch thương mại thế giới, gia nhập WTO là tham gia vào sân chơi chung của thị trường thế giới, đẩy mạnh xúc tiến thương mại

và xúc tiến đầu tư

Hội nhập vững chắc vào quan hệ kinh tế quốc tế, Việt Nam có cơ hội

mở rộng xuất khẩu các mặt hàng mà đất nước có thế mạnh Nhờ có xuất khẩu tăng cao tạo điều kiện gia tăng lượng ngoại tệ cho nhập khẩu, thúc đẩy sự gia tăng của nhập khẩu

Cùng với sự gia tăng của thương mại quốc tế, đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI cũng tăng mạnh, tạo ra nhiều ngành nghề và sản phẩm mới làm

sản phẩm hàng hoá trong nước, giảm thiểu nhập khẩu hàng hoá từ nước ngoài Góp phần cải thiện cán cân thanh toán quốc tế

Như vậy việc hiểu rõ và đánh giá thực tế nhập khẩu, xuất khẩu và đầu

tư trực tiếp nước ngoài FDI ở Việt Nam trong bối cảnh hiện nay của nền kinh tế là hết sức cần thiết

Trang 2

Ta có số liệu về nhập khẩu, xuất khẩu và đầu tư trực tiếp nước ngoài cua Việt Nam thời kỳ 1992 – 2006 như sau:

(Đơn vị: tỷ USD)

1992 2580.7 2056.2 2165

1993 3756.6 2895.2 2900

1994 4649.1 4054.3 3765.6

1995 7202.6 6923.6 6530.8

1996 7411.3 7255.9 8497.3

1997 11360.3 9185 4649.1

1998 11499.6 9360.3 3897

1999 11742 11541.4 1568

2000 16748.2 14482.7 2012.4

2001 18624.3 15027 2535.5

2002 19733 16705 1557.7

2003 25255.8 18423.5 1914

2004 34675.3 26485 2222

2005 36978 32419.9 3896.2

2006 44410 42034.6 7565.6

Nguồn số liệu: thời báo kinh tế Việt Nam 2005-2006

Trang web Tổng cục Thống kê.

Trong đó: IM là nhập khẩu, EX la xuất khẩu, FDI là đầu tư trực tiếp nước ngoài

1.Lập mô hình biểu diễn mối quan hệ giữa nhập khẩu, xuất khẩu và đầu Tư trực tiếp nước ngoài:

Nghiên cứu sự phụ thuộc của nhập khẩu ( IM ) với xuất khẩu ( EX ) và đầ

tư trực tiếp nước ngoài ta xây dựng được hàm hồi quy tổng thể sau:

PRF: E( IMI/ EXI, FDII ) = β1 + β2EXI + β3FDII

Trong đó IM là biến phụ thuộc, EX và FDI là biến độc lập

Ta có mô hình hồi quy tổng thể như sau:

PRM: IMI = β1 + β2EXI + β3FDII + UI

2.Với số liệu từ mẫu nêu trên bằng phần mềm Eviews ta ước lượng

mô hình và thu được kết quả như sau:

Trang 3

Báo cáo 1:

Dependent Variable: IM

Method: Least Squares

Date: 11/25/07 Time: 20:18

Sample: 1992 2006

Included observations: 15

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

EX 1.139836 0.042066 27.09623 0.0000

FDI -0.498972 0.216297 -2.306883 0.0397

C 2330.337 1042.398 2.235554 0.0452

R-squared 0.983979 Mean dependent var 17108.45

Adjusted R-squared 0.981309 S.D dependent var 12968.33

S.E of regression 1772.976 Akaike info criterion 17.97556

Sum squared resid 37721310 Schwarz criterion 18.11717

Log likelihood -131.8167 F-statistic 368.5075

Durbin-Watson stat 1.350020 Prob(F-statistic) 0.000000

Từ bảng trên ta có mô hình hồi quy nhập khẩu ( IM ) theo xuất khẩu ( EX ) và đầu tư trực tiếp nước ngoài ( FDI ) như sau:

IMI =2330.337 + 1.139836EXI - 0.498972FDII + eI (1)

Trang 4

3 Kiểm định các khuyết tật của mô hình:

3.1 Kiểm định sự bằng 0 của các hệ số hồi quy:

-Đối với õ2:

Kiểm định cặp giả thuyết:

H0 : õ2 = 0

H1 : õ2 ≠ 0

Tiêu chuẩn kiểm định: T= β∧2 /SE(β∧2 ) ~ T( N-3).

2,1790

Ta thấy |tqs|> t0,025(12) nên TQSº Wỏ tức bác bỏ giả thyết H0, chấp

-Đối với õ3:

Kiểm định cặp giả thuyết

H0 : õ3= 0

H1: õ3 ≠ 0

Tiêu chuẩn kiểm định: T= β∧3/SE(β∧3) ~ T( N-3)

2.1790

Trang 5

3.2 Kiểm định sự phù hợp của dạng hàm bằng kiểm định Ramsey:

Xét mô hình: IMI = β1 + β2EXI + β3FDII + UI

Ước lượng mô hình

IMI = α 1 + α 2EXT + α3FDIT + α 4IMT^2 + VT

Bằng phần mềm Eviews ta thu được bảng báo cáo sau:

Báo cáo 2:

Ramsey RESET Test:

F-statistic 2.767326 Probability 0.124404 Log likelihood ratio 3.366042 Probability 0.066553

Test Equation:

Dependent Variable: IM

Date: 11/25/07 Time: 20:22

Sample: 1992 2006

EX 1.438730 0.183917 7.822719 0.0000 FDI -0.361609 0.218167 -1.657483 0.1256

C 31.01328 1690.436 0.018346 0.9857 FITTED^2 -5.75E-06 3.46E-06 -1.663528 0.1244 R-squared 0.987199 Mean dependent var 17108.45 Adjusted R-squared 0.983708 S.D dependent var 12968.33 S.E of regression 1655.269 Akaike info criterion 17.88449 Sum squared resid 30139070 Schwarz criterion 18.07331 Log likelihood -130.1337 F-statistic 282.7759 Durbin-Watson stat 1.368586 Prob(F-statistic) 0.000000

Ho: Mô hình chỉ định đúng

H1: Mô hình chỉ định đúng

- Tiêu chuẩn kiểm định F - kiểm định sự thu hẹp của hàm hội qui: F=[( R22 – R12 )/1]/ [( 1- R22)/n-4] ~ F(1; n-4)

- Miền bác bỏ: Wα= {F: F > F0.05(1;n-4)}

Từ bảng báo cáo trên ta có Fqs = 2.767326

Trang 6

Với mức ý nghĩa α = 0.05, n=15 ta có giá trị tới hạn F0 05(1,11) = 4.64

⇒ Fqs < F0 05(1,11)

Chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho Vậy mô hình có dạng hàm đúng

3.3 Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi băng kiểm định White:

Hồi quy mô hình: IMI = β1 + β2EXI + β3FDII + UI

Tìm được các phần dư ei => e2

i Hồi quy mô hình :

e2

i =ỏ1 + ỏ2EXI +ỏ3FDII + ỏ4EX I2 + ỏ5 FDII2 + ỏ 6 EXI *FDII + VI

TA có bảng sau:

Báo cáo 3:

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 1.343616 Probability 0.329312

Obs*R-squared 6.411165 Probability 0.268240

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Date: 11/25/07 Time: 20:55

Sample: 1992 2006

C 7903873 5860304 1.348714 0.2104

EX 116.1680 378.3929 0.307003 0.7658

EX^2 0.004649 0.015414 0.301637 0.7698

EX*FDI -0.034006 0.069297 -0.490724 0.6354

FDI -3516.383 2309.619 -1.522495 0.1622

FDI^2 0.347286 0.231425 1.500643 0.1677

R-squared 0.427411 Mean dependent var 2514754.

Adjusted R-squared 0.109306 S.D dependent var 3659278.

S.E of regression 3453502 Akaike info criterion 33.23685

Sum squared resid 1.07E+14 Schwarz criterion 33.52007

- Để kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình hồi quy ban đầu ta đi kiểm định cặp giả thuyết sau:

H0 : Mô hình có phương sai sai số đồng đều

Trang 7

H1 : Mô hình có phương sai sai số thay đổi.

2~χ 2(5)

- Miền bác bỏ :Wα ={χ 2:χ 2> 2

α

χ (5)}

qs

=> 2

qs

χ <χ 2 0.05(5)

đồng đều

3.4.Kiểm định phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên U bằng kiểm định Jarque – Bera.

Bằng phần mềm Eviews ta thu được kết quả sau:

Báo cáo 4

0

1

2

3

4

5

Series: Residuals Sample 1992 2006 Observations 15 Mean -1.55e-12 Median -361.6051 Maximum 3265.128 Minimum -2961.250 Std Dev 1641.456 Skewness 0.382773 Kurtosis 2.976226 Jarque-Bera 0.366642 Probability 0.832501

H0: Sai số ngẫu nhiên U có phân phối chuẩn

- Tiêu chuẩn kiểm định:

JB= n(

24

) ( 6

2

S + − ) ~ χ 2 ( 2 )

α

χ (2)}

Trang 8

Từ kết quả báo cáo trên ta có JBqs = 0.366642

05 0

phối chuẩn

Trang 9

3.5 Kiểm định hiện tượng tự tương quan bằng kiểm định Breusch – Godfrey.

Hồi quy mô hình: IMt = β1 + β2EXt + β3FDIt + Ut

Thu được et và et+1

Hồi quy mô hình: et = α 1 + α 2EXt + α 3FDIt + α 4et-1 +α 5et-2 + Vt

Bằng phần mềm Eviews ta thu được kêt quả sau:

Báo cáo 5:

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 2.070266 Probability 0.176877

Obs*R-squared 4.392196 Probability 0.111236

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Date: 11/25/07 Time: 21:27

Presample missing value lagged residuals set to zero.

EX 0.025581 0.047796 0.535202 0.6042

FDI 0.089523 0.206220 0.434117 0.6734

C -658.2300 1093.577 -0.601905 0.5606

RESID(-1) 0.373313 0.303742 1.229047 0.2472

RESID(-2) -0.610628 0.355727 -1.716563 0.1168

R-squared 0.292813 Mean dependent var -1.55E-12

Adjusted R-squared 0.009938 S.D dependent var 1641.456

Sum squared resid 26676018 Schwarz criterion 18.13179

Ta thu được mô hình:

et = -658.2300+ 0.025581EXt + 0.089523FDIt + 0.373313et-1 - 0.610628et-2 + Vt

và R22 =0.292813

- Để kiểm định hiện tượng tự tương quan trong mô hình hồi quy ban đầu

ta tiến hành kiểm định căp giả thuyết sau:

e

R ~χ 2(2)

- Miền bác bỏ: Wα={χ 2:χ 2> 2

α

χ (2)} Giá trị thống kê quan sát : 2

qs

χ =

4.392196

Giá trị tới hạn: 2( )2

05 0

Trang 10

=> 2

qs

quan

3.6 Kiểm định Đa cộng tuyến bằng phương phap hồi quy phụ:

Hồi quy mô hình EXi =ỏ1 + ỏ2FDIi + Vi

Bằng phần mềm Eviews ta thu được kết quả sau:

Báo cáo 6:

Dependent Variable: EX

Date: 11/25/07 Time: 21:59

Sample: 1992 2006

FDI 0.752394 1.410735 0.533335 0.6028

C 11797.28 6043.875 1.951939 0.0728

R-squared 0.021412 Mean dependent var 14589.97

Adjusted R-squared -0.053864 S.D dependent var 11386.90

Sum squared resid 1.78E+09 Schwarz criterion 21.78875

H0: EXi không có đa cộng tuyến với FDIi

H1: EXi không có đa cộng tuyến với FDIi

- Tiêu chuẩn kiểm định: Ta sử dụng tiêu chuẩn kiểm định F - kiểm định

sự phù hợp của hàm hồi qui

F=

) 1 /(

)

1

(

) 2 /(

2

+

−

k n

R

k

R

~ F(k-2; n-k+1)

- Miền bác bỏ giả thuyết: Wα = {F: F > F0.05(k-2;n-k+1)}

Ta thấy Fqs < F0.05(1,13) => F qs ∉ Wα => chưa có cơ sở để bác bỏ giả

thuyết Ho

Trang 11

Vậy, với mức ý nghĩa α =0.05 mô hình đã cho không có hiện tượng Đa

cộng tuyến

Trang 12

4 Phân tích dựa vào kết quả ước lượng:

4.1 Khi một biến độc lập thay đổi một đơn vị thì biến phụ thuộc thay đổi như thế nào?

+ ei

nhập khẩu IM sẽ tăng trung bình 1.139836 tỷ USD khi đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI không đổi

tăng 1 tỷ thì nhập khẩu IM sẽ giảm trung bình 0.498972 tỷ USD khi xuất khẩu EX không đổi

Ta có thể thấy kết quả thu được ở trên là hoàn toàn phù hợp với lý thuyết kinh tế

4.2 Nếu giá trị của 1 biến độc lập thay đổi 1 đơn vị thì biến phụ thuộc thay đổi tối đa bao nhiêu?

β2 là: β2 ≤ β∧2 +Se(β∧2 )t0.05(12)

Vậy khi EX tăng 1tỷ USD thì IM tăng tối đa 1.214798 tỷ USD

của β3 là: β∧3-Se(β∧3)t0.05(12) ≤ β 3

Thay số vào ta có:

∧

3

β -Se(β∧3)t0.05(12) = - 0.498972 - 0.216297*1.7820 = - 0.884413

=> - 0.884413 ≤ β3

Vậy khi FDI giảm 1tỷ USD thì IM tăng tối đa là: 0.884413 tỷ USD

4.3 Nếu 1 biến độc lập thay đổi 1 đơn vị thì biến phụ thuộc thay đổi tối thiểu là bao nhiêu?

của β2 là: β∧2 -Se(β∧2 )t0.05(12) ≤ β2

Thay số vào ta có:

∧

2

β -Se(β∧2 )t0.05(12) = 1.139836 - 0.042066*1.7820 = 1.064874

=> 1.064874 ≤ β 2

Vậy khi EX giảm 1tỷ USD thì IM giảm tối thiểu là: 1.064874tỷ USD

của β3 là: β3 ≤ β∧3+Se(β∧3)t0.05(12)

Trang 13

Thay số vào ta có: β3 ≤ - 0.498972 + 0.216297*1.7820 = - 0.11353

Vậy khi FDI tăng lên 1tỷ USD thì IM giảm tối thiểu là: 0.11353 tỷ USD

4.4 Sự biến động giá trị của biến phụ thuộc đo bằng phương sai do các yếu tố ngẫu nhiên gây ra là bao nhiêu?

Để trả lời cho câu hỏi này ta đi tìm khoảng tin cậy hai phía với độ tin cậy 0.05 của σ2

Chọn đại lượng thống kê:

χ2= (n-3)*σ∧2 /σ2 ~ ữ 2(n-3)

Với độ tin cậy ỏ :

P{(n-3)*σ∧2/ χ2

ỏ /2 (n-3) ≤σ2≤ (n-3)*σ∧2 / χ2

1-ỏ /2(n-3)} = 1-ỏ

χ2

0.975(n-3) = χ2

χ2

0.025(n-3) = χ2

⇒ Khoảng tin cậy của σ2 là:

(12* 3143443.897/ 23.3367) ≤ σ2 ≤ (12 *3143443.897 / 4.40379)

hay 1616395.067≤σ2 ≤ 8565650.67

Vậy giá trị của IM đo bằng phương sai do các yếu tố ngẫu nhiên gây

5 Kết luận:

Qua các ước lượng và kiểm định ta có kết luận: Mụ hỡnh hồi quy

là phù hợp với lý thuyết kinh tế, không mắc phải các khuyết tật (tự tương quan, phương sai sai số thay đổi, đa cộng tuyến, bỏ sót biến thích hợp…),

vì vậy có thể kẳng định mô hình hồi quy nhập khẩu IM theo xuất khẩu

EX và đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI là một mô hình tốt

Định dạng
Số trang	13
Dung lượng	292,5 KB