ghiên cứu mối quan hệ giữa tổng sản phẩm quốc nội GDP với đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI và tỉ lệ lạm phát của Việt Nam từ năm 1990 đến hết năm 2010

Vấn đề nghiên cứu Nghiên cứu mối quan hệ giữa tổng sản phẩm quốc nội GDP với đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI và tỉ lệ lạm phát của Việt Nam từ năm 1990 đến hết năm 2010.. Từ đó xây dựng

Trang 1

BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG

1 Vũ Xuân Thành

2 Đỗ Thị Thảo

3 Nguyễn Thị Thanh Nga

4 Nguyễn Thu Hiền

5 Đặng Thị Thu Hiền

I Vấn đề nghiên cứu

Nghiên cứu mối quan hệ giữa tổng sản phẩm quốc nội GDP với đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI và tỉ lệ lạm phát của Việt Nam từ năm 1990 đến hết năm 2010 Từ đó xây dựng

mô hình kinh tế lượng để phân tích những tác động, ảnh hưởng của các biến kinh tế với nhau, cụ thể là tác động của 2 bến giải thích là FDI và LP đến GDP của nước ta trong giai đoạn 1990-2010

Các biến kinh tế sử dụng: Mô hình gồm 3 biến sau:

 GDP: Tổng sản phẩm quốc nội (tỉ USD) (biến phụ thuộc)

 FDI: Đầu tư trực tiếp nước ngoài (tỉ USD) (biến giải thích)

 LP: Tỉ lệ lạm phát (%) (biến giải thích)

II Thu thập số liệu

Bảng số liệu:

Ghi chú:

III

2008 90.27 22.97 11.5

Trang 2

III Mô hình kinh tế lượng:

- Mô hình hồi quy tổng thể:

PRM: GDPi = 1+2LPi+ 3FDIi + Ui

- Mô hình hồi quy mẫu:

SRM: GDPi =

 1

 +2LPi + 3FDIi + ei

Cơ sở lý thuyết và thực tế lựa chọn mô hình:

a Cơ sở lý thuyết

- - Khái niệm:

 Tổng sản phẩm quốc nội GDP (Gross Domestic Product): là một chỉ tiêu đo lường tổng giá trị thị trường của tất cả các hàng hóa và dịch vụ cuối cùng được sản xuất ra trong phạm vi lãnh thổ quốc gia trong một thời kỳ nhất định

(thường là 1 năm) (Giáo trình Kinh tế học vĩ mô – Học viện Tài chính)

 Đầu tư quốc tế trực tiếp FDI (Foreign Direct Investment): là hoạt động đầu tư dài hạn, trong đó chủ sở hữu vốn trực tiếp quản lý và điều hành hoạt đống sử dụng vốn (Giáo trình Kinh tế quốc tế 2010 - Học viện Tài chính)

 Lạm phát (LP): là hiện tượng kinh tế, trong đó giấy bạc lưu thông vượt quá nhu cầu cần thiết, làm cho chúng bị mất giá dẫn đến giá cả của hầu hết các hàng hóa trong lưu thông không ngừng tăng lên (Giáo trình Lý thuyết tiền tệ - Học viện tài chính)

- Công thức tính:

 Một trong các chỉ số được dùng để nghiên cứu lạm phát đó là Chỉ sổ giảm phát GDP Cụ thể, chỉ số này được xác định bằng cách so sánh giữa GDP theo giá hiện hành và GDP theo giá năm gốc Chỉ số này cho thấy sự thay đổi giá của tất cả các mặt hàng tạo nên tổng sản phẩm quốc nội Nó được sử dụng

để phân tích sự ảnh hưởng của giá cả lên các cân đối vĩ mô của nền kinh tế quốc dân

 +Theo phương pháp chi tiêu tính GDP ta có:

GDP = C + I + G + NX Trong đó: C: Chi tiêu cho tiêu dùng cá nhân về hàng hóa và dịch vụ

I: Tổng đầu tư tư nhân trong nước G: Chi tiêu của chính phủ cho hàng hóa và dịch vụ NX: Xuất khẩu ròng

Trên thực tế, nguồn vốn FDI đầu tư vào Việt Nam chủ yếu vào lĩnh vực kinh tế Trong phần lớn trường hợp, cả nhà đầu tư lẫn tài sản mà người đó quản lý ở nước ngoài

là các cơ sở kinh doanh Trong những trường hợp đó, nhà đầu tư thường hay đựoc gọi

là "công ty mẹ" và các tài sản được gọi là "công ty con" hay "chi nhánh công ty" Vì vậy, một phần đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) sẽ nằm trong tổng đầu tư tư nhân trong nước (I) và xuất hiện trong mô hình tính GDP

b Cơ sở thực tế

Ngày nay, trong thực tế phát triển của nền kinh tế các nước, FDI và hoạt động

Trang 3

Về FDI: Không nằm ngoài quy luật trên, ở Việt Nam, tỷ trọng thương mại trên

GDP chỉ là 15% vào năm 1988 nhưng đã tăng lên 133% vào năm 2005 FDI về cơ bản là bằng 0 cho đến năm 1988, nhưng đã đạt con số trung bình 1,6 tỷ USD/năm trong thời kỳ 1996-2004 Tỷ trọng đóng góp vào GDP của các doanh nghiệp FDI đã tăng lên hơn gấp đôi trong giai đoạn 1995- 2004, từ 6,5% lên 15% Nước ta bắt đầu công cuộc đổi mới vào năm 1986, Luật đầu tư nước ngoài tại Việt Nam được ban hành vào 29/12/1987 nhằm tạo

ra một nền tảng pháp lí cho việc đầu tư vào Việt Nam của các nhà đầu tư nước ngoài Thực tế cho thấy, từ khi nước ta mở cửa hội nhập, vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài trở thành một nguồn vốn quan trọng đối với nền kinh tế Việt Nam trong công cuộc công nghiệp hoá, hiện đại hoá đất nước Là 1 thành viên của tổ chức thương mại thế giới WTO Việt Nam càng có thêm nhiều cơ hội nhận được những nguồn FDI, vấn đề đặt ra là phải sử dụng chúng sao cho thật hiệu quả, là một nhân tố để nền kinh tế tăng trưởng Cụ thể vai trò của FDI trong phát triển kinh tế:

+ Bổ sung cho nguồn vốn trong nước

+ Tiếp thu công nghệ và bí quyết quản lý

+ Tham gia mạng lưới sản xuất toàn cầu

+ Tăng số lượng việc làm và đào tạo nhân công

+ Mang lại nguồn thu ngân sách lớn

Về lạm phát: lạm phát là hiện tượng mà bất cứ nền kinh tế nào cũng gặp phải trong

đó có nền kinh tế Việt Nam Tùy theo mức độ của lạm phát mà sự ảnh hưởng của nó tới nền kinh tế là khác nhau:

+ Lạm phát vừa phải (lạm phát ở mức 1 con số): nhìn chung loại lạm phát này có ảnh hưởng tích cực đến sự phát triển kinh tế - xã hội Các nước tư bản phát triển như Nhật Bản, Thụy Điển, Thụy Sĩ, Anh, Pháp, Hoa Kì…thường duy trì lạm phát ở mức thấp nhằm đạt được những mục tiêu kinh tế - xã hội đã dự định

+ Lạm phát phi mã (lạm phát ở mức hai hoặc ba con số) và siêu lạm phát (gấp nhiều lần lạm phát phi mã): có ảnh hưởng xấu và rất xấu tới tất cả các lĩnh vực trong nền kinh tế quốc dân Việt Nam cũng đã từng trải qua thời kì siêu lạm phát lên tới 774,7% vào năm

1986 khiến cho nền kinh tế trở nên kiệt quệ (riêng các nông sản, so sánh vật giá năm 1986

so với năm 1976 thì tăng 2000%)

Lạm phát và tăng trưởng kinh tế là 2 trong số những mục tiêu hàng đầu về phát triển kinh tế của hầu hết các quốc gia trên thế giới trong đó có Việt Nam Một nền kinh tế muốn trở nên mạnh mẽ cần phải biết kiềm chế lạm phát ở mức vừa phải để biến hiện tượng này trở thành nhân tố quan trọng thực hiện những mục tiêu kinh tế - xã hội đã dự định

Như vậy có thể nói, FDI và tỉ lệ lạm phát có tác động ít nhiều đến GDP của Việt Nam trong những năm qua Dựa vào những kiến thức đã học của môn học Kinh tế Lượng

và những hiểu biết thực tế, chúng em lựa chọn vấn đề “Sự tác động của FDI và Tỉ lệ lạm

phát tới GDP của Việt Nam” với giai đoạn nghiên cứu 1990-2010 để làm sáng tỏ mức độ

tác động của FDI và Tỉ lệ lạm phát tới GDP của nước ta.

Trang 4

IV Ước lượng mô hình hồi quy

Ước lượng mô hình hồi quy với các số liệu thu thập được bằng phần mềm Eviews 5.1

ta được kết quả như sau:

Báo cáo 1:

Dependent Variable: GDP

Method: Least Squares

Date: 03/10/11 Time: 00:44

Sample: 1990 2010

Included observations: 21

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

LP -0.145882 0.104048 -1.402066 0.1779

R-squared 0.920772 Mean dependent var 39.80333

Adjusted R-squared 0.911969 S.D dependent var 28.62122

S.E of regression 8.491925 Akaike info criterion 7.247672

Sum squared resid 1298.030 Schwarz criterion 7.396889

Log likelihood -73.10056 F-statistic 104.5962

Durbin-Watson stat 0.673168 Prob(F-statistic) 0.000000

Đồ thị phần dư ei thu được từ kết quả hồi quy mô hình như sau:

-15 -10 -5 0 5 10 15 20

GDP Residuals

Trang 5

Như vậy, từ Báo cáo 1 ta có mô hình hồi quy mẫu như sau:

SRM: GDPi= 12.36242-0.145882*LPi + 7.911298*FDIi + ei

Mô hình trên cho ta thấy:

 ^1= 12.36242 cho ta biết, tổng sản phẩm quốc nội trung bình khi tỉ lệ lạm phát và đầu tư trực tiếp nước ngoài bằng 0 là 12.36242 tỉ USD

 ^2 = -0.145882 cho ta biết khi tỉ lệ lạm phát tăng 1% trong điều kiện đầu tư trực tiếp nước ngoài không đổi thì tổng sản phẩm quốc nội trung bình giảm 0.145882 tỉ USD

 ^3= 7.911298 cho ta biết khi Đầu tư trực tiếp nước ngoài tăng 1 tỉ USD trong điều kiện tỉ lệ lạm phát không đổi thì tổng sản phẩm quốc nội trung bình tăng 7.911298 tỉ USD

V Kiểm định hàm hồi quy

1 Kiểm định sự phù hợp của các hệ số hồi quy:

1.1 Hệ số chặn1:

- Kiểm định cặp giả thuyết:











0 :

1 1

1 0



H H

- Tiêu chuẩn kiểm định:

) (

^ 1

* 1

^ 1



Se

T 

 ~ T(n-3)

- Miền bác bỏ:  ( 3 ) 

2 /

|

t t t

- Từ bảng Báo cáo 1 ta có: tqs= 3.666096;

Với n=21, mức ý nghĩa =0,05 tra bảng thống kê ta có t0(18,025)  2 , 101

Có |tqs|=3.666096>t0(18,025)  2 , 101  tqs W  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1  Với mức ý nghĩa =0,05 thì hệ số chặn có ý nghĩa

1.2 Hệ số góc 2 và 3 :

 Kiểm định hệ số góc 2:











0 :

2 1

2 0



H H

) (

^ 2

* 2

^ 2



Se

T 

 ~ T(n-3)

- Miền bác bỏ:  ( 3 ) 

t t t

- Từ bảng Báo cáo 1 ta có tqs= -1.402066;

Với n=21, mức ý nghĩa =0,05 tra bảng thống kê ta có t0(18,05)  2 878

Có tqs=-1.402066<t0(18,05)  2 878  tqs W Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 Vậy chấp nhân giả thuyết H0 hay với mức ý nghĩa =0,05 thì hệ số góc2 có ý nghĩa, phù hợp với lý thuyết kinh tế (khi lạm phát tăng thì GDP có xu hướng giảm)

 Kiểm định hệ số góc 3:

Trang 6









 0 :

0 :

3 1

3 0



H H

) (

^ 3

* 3

^ 3



Se

T 

 ~ T(n-3)

- Miền bác bỏ:  ( 3 ) 

:   

t t t

W 

- Từ bảng Báo cáo 1 ta có tqs=13.81243;

Với n=18, mức ý nghĩa =0,05 tra bảng thống kê ta có t0(18,05)  2 878

Có tqs=13.81243>-t0(18,05)  2 878  tqs W Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 Vậy chấp nhân giả thuyết H0 hay với mức ý nghĩa =0,05 thì hệ số góc3 có ý nghĩa, phù hợp với lý thuyết kinh tế (khi FDI tăng thì thúc đẩy nền kinh tế phát triển làm tăng GDP)

2 Kiểm định sự phù hợp hàm hồi quy:

Để kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy trên, ta tiến hành kiểm định cặp giả thuyết sau:

o H 0 là mô hình không phù hợp

o H 1 là mô hình phù hợp

Hay:











 0 :

0 :

2 1

2 0

R H

) 1 (

* ) 1 (

) (

*

2





k R

k n R

- Miền bác bỏ:  ( 2 , 18 ) 

 F F F

- Từ bảng Báo cáo 1 ta có: Fqs=104.5962;

Với mức ý nghĩa =0.05 tra bảng thống kê ta có: F0(.052,18)  3 55

 Fqs=104.5962>F0(.205,18)  3 55  Fqs W  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1

Vậy với mức ý nghĩa  =0.05 có thể cho rằng mô hình trên là phù hợp

3 Kiểm định các khuyết tật của hàm hồi quy:

3.1 Đa cộng tuyến

a Phương pháp hồi quy phụ

Xét mô hình hồi quy: GDP i = 1+ 2LP i + 3FDI i + U i

- Hồi quy mô hình FDI phụ thuộc vào LP để xem mô hình gốc có hiện tượng đa cộng tuyến hay không theo phương pháp hồi quy phụ Bằng phần mềm Eviews ta

có bảng báo cáo sau:

Trang 7

Báo cáo 2:

Dependent Variable: FDI

Date: 03/10/11 Time: 00:45

Sample: 1990 2010

LP -0.036818 0.040810 -0.902185 0.3783

Adjusted R-squared -0.009391 S.D dependent var 3.385493

- Mô hình hồi quy phụ: FDI i = 1+ 2LP i + V i ; thu được 2

1

R

- Kiểm định cặp giả thuyết sau:

o H0: Mô hình gốc không có đa cộng tuyến

o H1: Mô hình gốc có đa cộng tuyến

) 2 (

* ) 1 (

) 1 (

*

2 1









k R

k n R

- Miền bác bỏ: W= {F:F F( 1 , 19 )}

- Từ bảng Báo cáo 2 ta có: Fqs=0.813937;

Với mức ý nghĩa =0.05 tra bảng thống kê ta có: F0.05( 1 , 19 )  4 38

 Fqs=0.813937<F0.05( 1 , 19 )  4 38  Fqs W

 Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, tức là chấp nhận giả thuyết H0, bác bỏ giả thuyết H1 Vậy với mức ý nghĩa  =0.05 thì có thể cho rằng mô hình gốc không có đa cộng tuyến

b Độ đo Theil

Xét mô hình hồi quy: GDP i = 1+ 2LP i + 3FDI i + U i

- Sử dụng phương pháp tính độ đo Theil, ta lần lượt hồi quy các mô hình sau:

 GDP i = 12LP i v1i thu được 2

2



R

 GDP i = 12FDI i v2i thu được 2

3



R

Sử dụng phần mềm Eviews ta thu được kết quả:

Trang 8

Báo cáo 3:

Date: 03/10/11 Time: 00:46

Sample: 1990 2010

LP -0.437163 0.337749 -1.294341 0.2111

Báo cáo 4:

Date: 03/10/11 Time: 00:46

Sample: 1990 2010

- Độ đo Theil được ký hiệu là m và được xác định như sau:





j

R R R

m

2

2 2 2

) (

Từ bảng Báo cáo 3 và Báo cáo 4 ta có: R22  0 081030 và R23  0 912119; R2  0 920772

 m= 0.920772-[(0.920772-0.081030)+(0.920772-0.912119)

= 0.072377

 m=0.072377< 0.1

 Với độ tin cậy 95% thì mô hình gốc không có đa cộng tuyến

Trang 9

3.2 Phương sai sai số thay đổi

Sử dụng kiểm định White để phát hiện khuyết tật này như sau:

- Xét mô hình: GDP i = 1 + 2 LP i + 3 FDI i + U i

- Ước lượng mô hình trên ta thu được phần dư e i  2

i

e

- Ước lượng mô hình của kiểm định White:

2

i

e = 1 +  2 LP i + 3 FDI i +  4 2

i

LP +  5 2

i

FDI + 6 LP i FDI i + V i

Sử dụng phần mềm Eviews thực hiện kiểm định White ta thu được kết quả báo cáo sau:

Báo cáo 5:

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 1.658641 Prob F(5,15) 0.205182

Obs*R-squared 7.476743 Prob Chi-Square(5) 0.187529

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Date: 03/10/11 Time: 00:47

Sample: 1990 2010

LP^2 -0.032849 0.042647 -0.770259 0.4531

LP*FDI 0.801673 0.704288 1.138274 0.2729

FDI^2 -7.613929 2.845923 -2.675381 0.0173

o Ho: Phương sai sai số không thay đổi (2 = 3 =  4 =  5 =  6 =0)

o H1: Phương sai sai số thay đổi (Tồn tại ít nhất 1 hệ số  j 0 (j= 2 , 6))

- Tiêu chuẩn kiểm định: 2

1 2

nR



 ~ 2(m)

- Miền bác bỏ giả thuyết H0: Wα = 2:2 2(m) 

Từ bảng Báo cáo 5 ta có: qs2  7 476743

Với m=5,   0 05 tra bảng thống kê ta có 02.05( 5 )  11 0750

 qs2  7 476743 02.05( 5 )  11 0750  qs2 W

 Không đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 vì thế với mức ý nghĩa α = 0.05 ta chấp nhận giả thuyết H0 cho rằng mô hình có phương sai sai số không thay đổi và bác bỏ giả

Trang 10

Kết luận mô hình không mắc phải khuyết tật phương sai sai số thay đổi với độ tin cậy 95%

3.3 Tự tương quan

- Xét mô hình gốc GDP i = 1 + 2 LP i + 3 FDI i + U i thu được phần dư e t

- Ước lượng mô hình của kiểm định Breusch- Godfrey có dạng:

t t t

t t

t LP FDI e e V

e 12 3 1 12 2 thu được 2

1

R , RSS1

Sử dụng phần mềm Eviews để tiến hành kiểm định BG thu được kết quả sau:

Báo cáo 6:

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 7.743146 Prob F(2,16) 0.004446

Obs*R-squared 10.32869 Prob Chi-Square(2) 0.005717

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Date: 03/10/11 Time: 00:46

Sample: 1990 2010

Presample missing value lagged residuals set to zero

RESID(-1) 0.880064 0.242648 3.626916 0.0023

RESID(-2) -0.333195 0.258598 -1.288469 0.2159

o H0 : mô hình không có tự tương quan

o H1 : mô hình có tự tương quan

Hay:

















2 , 1 , 0 :

0 :

1

2 1 0

j H

H

j



- Tiêu chuẩn kiểm định   2

1 2

R p

n



- Miền bác bỏ: Wα = 2:2 2( 2 ) 

- Từ bảng Báo cáo 6 ta có: qs2  10 32869

Với mức ý nghĩa   0 05, p=2 tra bảng thống kê ta có 02.05( 2 )  5 9915

Định dạng
Số trang	12
Dung lượng	871,43 KB