Sự phụ thuộc của nhập khẩu theo tổng sản phẩm quốc nội và tỷ giá hối đoái của Việt Nam trong giai đoạn 1995 – 2010

BÁO CÁO THỰC HÀNH Môn : KINH TẾ LƯỢNG   Họ tên : Nguyễn Thị Len (cq48/21.14) Bạch Thị Cảnh (cq48/21.18) Lớp tín : cq48/21.5 LT2 Báo cáo thực hành kinh tế lượng 2012[Year] 1.Vấn đề nghiên cứu : Sự phụ thuộc nhập theo tổng sản phẩm quốc nội tỷ giá hối đoái Việt Nam giai đoạn 1995 – 2010 Các biến kinh tế sử dụng: Y : nhập (tỷ đồng) X2 : tổng sản phẩm quốc nội (tỷ đồng) X3 : tỷ giá hối đoái( đồng) Bảng số liệu: Năm Y X2 X3 1995 81775 257525 780.7 1996 83800 290676 802.7 1997 102348 340208 803.4 1998 135119 398838 771.3 1999 150339 448596 804.5 2000 144616 491135 951.3 2001 93282 484103 1401.4 2002 119752 529500 1188.8 2003 160481 603236 1131.0 2004 141098 651415 1291.0 2005 152126 720539 1251.1 2006 178827 767114 1191.6 2007 224463 826893 1145.3 2008 261238 865241 1024.1 2009 309383 908744 954.8 2010 356846 975013 929.3 (http://www.adb.org/Documents/Books/Ke y_Indicators/2009/pdf/kor.pdf Page Báo cáo thực hành kinh tế lượng 2012[Year] Nguồn số liệu:) Lập mơ hình hồi quy: Tổng thu nhập quốc nội (GDP) tỷ giá hối đoái hai nhân tố có ảnh hưởng quan trọng đến nhập Vì ta có : Y = β1 * X2β2 * X3β3 * eu Ta nhận thấy mơ hình phi tuyến tính tham số β1, β2, nên ta lấy log hai vế mơ hình ta : PRM : LOG(Yi) = β1 + β2* LOG(X2i) + β3*LOG(X3i) + Ui Trong đó: Y : biến phụ thuộc; X2,X3 : biến độc lập β1, β2, β3 biến giải thích; Ui sai số ngẫu nhiên SRM : LOG(Yi) = β1 + β2*LOG(X2i) + β3*LOG(X3i) + ei Trong đó:    1 ,  ,  ước lượng điểm β1, β2, β3 ei ước lượng điểm Ui Ta thấy mơ hình tuyến tính nên sử dụng phương pháp bình phương nhỏ Ước lượng mơ hình phương pháp OLS thu kết Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 03/04/12 Time: 09:48 Sample: 1995 2010 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) LOG(X3) C 1.263886 -1.133685 3.063610 0.036437 0.074919 0.473144 34.68725 -15.13217 6.475004 0.0000 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.989521 0.987908 0.048513 0.030596 27.37277 1.435805 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 11.93930 0.441182 -3.046596 -2.901736 613.7603 0.000000 Page Báo cáo thực hành kinh tế lượng 2012[Year] Từ kết ước lượng ta thu hàm hồi quy mẫu sau: Log(Yi) = 3.063610+ 1.263886*Log(X2i) -1.133685*Log(X3i) + ei  Mơ hình cho ta thấy: nhập tỷ giá hối đoái tác động đến GDP, phù hợp với lý thuyết kinh tế:  ˆ   GDP tăng nhập tăng  ˆ3 <  Tỷ giá hối đối giảm nhập giảm  R2 =0.989521, cho biết GDP tỷ giá hối đối giải thích 98.9521% biến động nhập    = 1.263886, cho biết GDP tăng 1% tỷ giá hối đối khơng đổi nhập tăng trung bình 1.263886%  ˆ3 = -1.133685, cho biết tỷ giá hối đối tăng 1% GDP khơng đổi nhập giảm trung bình 1.133685% 3.Kiểm tra khuyết tật kiểm định: 3.1.Kiểm định phù hợp hàm hồi quy kiểm định F:  Kiểm định cặp giả thuyết sau:  H0 : β2 = β3 =  H1 : tồn βj ≠ ( j = 2,3 )  Tiêu chuẩn kiểm định: : F ~ F(k-1,n-3)  Miền bác bỏ: W = F : F > F(k-1,n-3)  Theo kết Eviews trên, ta có :  Fqs = 613.7603 (2,13)  F0.05 = 3.81 → Fqs > Fα (2,n-3)  Fqs ϵ Wα Page Báo cáo thực hành kinh tế lượng 2012[Year]  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 , với mức ý nghĩa 5% hàm hồi quy phù hợp 3.2.Kiểm tra mơ hình hồi quy có bỏ sót biến không kiểm định Ramsey: Kết kiểm định Ramsey Eviews: Ramsey RESET Test: F-statistic Log likelihood ratio 2.020656 2.490001 Probability Probability 0.180637 0.114572 Test Equation: Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 03/04/12 Time: 10:48 Sample: 1995 2010 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) LOG(X3) C FITTED^2 -1.455346 1.332656 9.186797 0.089572 1.913257 1.736529 4.331586 0.063013 -0.760665 0.767425 2.120885 1.421498 0.4615 0.4577 0.0554 0.1806 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.991031 0.988789 0.046714 0.026187 28.61777 1.576337 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 11.93930 0.441182 -3.077221 -2.884074 441.9721 0.000000  Ta kiểm định cặp giả thuyết:  H0 : Mơ hình định  H1 : Mơ hình định sai  Tiêu chuẩn kiểm định: F   Miền bác bỏ : W α R /(k  1) ~F (k  1;n  k) (1- R2 )/(n  k) α  {F / F  Fα  p  1, n  k}, với mức ý nghĩa  = 0.05  Từ kết ước lượng ta có:  Fqs = 2.020656  Với mức ý nghĩa  = 0.05 ta có F0.05(1;12) = 4.75  Nhận thấy: Fqs < F0.05(1;12)  Fqs không thuộc miền bác bỏ Page Báo cáo thực hành kinh tế lượng 2012[Year]  chưa có sở để bác bỏ giả thuyết H0 Vậy với α = 5% mơ hình định 3.3.Kiểm tra tượng tự tương quan kiểm định Breusch-Godfrey: Kết kiểm định Breusch-Godfrey Eviews: Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 0.663730 0.838590 Probability Probability 0.431118 0.359800 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 03/04/12 Time: 11:13 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) LOG(X3) C RESID(-1) 0.008233 -0.018788 0.021653 0.248110 0.038276 0.079333 0.480121 0.304543 0.215110 -0.236823 0.045099 0.814696 0.8333 0.8168 0.9648 0.4311 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.052412 -0.184485 0.049153 0.028992 27.80345 1.792997 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 1.19E-15 0.045163 -2.975432 -2.782284 0.221243 0.879787  Kiểm định cặp giả thiết: o H0: ρ1 = (khơng có tự tương quan) ρ1 = (có tự tương quan) o H1:  Tiêu chuẩn kiểm định: χ   n  1 * R 2   Miền bác bỏ: W  χ 2(1) χ χ 2  χ  2(1)  Theo kết Eviews: Page Báo cáo thực hành kinh tế lượng χ  χ χ  χ  qs  0.838590 2(1) α 2(1) 2012[Year]  3.8415 qs  χ qs  W α nên tạm thời chấp nhận giả thuyết H0  Vậy với mức ý nghĩa 5% hàm hồi quy khơng có tượng tự tương quan bậc 3.4.Kiểm tra phương sai sai số thay đổi kiểm định White Bằng phần mềm Eviews ta có bẳng kiểm định White : White Heteroskedasticity Test: F-statistic Obs*R-squared 0.534677 2.604468 Probability Probability 0.713337 0.626032 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 03/04/12 Time: 11:37 Sample: 1995 2010 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(X2) (LOG(X2))^2 LOG(X3) (LOG(X3))^2 0.358492 -0.093861 0.003498 0.071832 -0.004686 1.721620 0.129361 0.004891 0.443965 0.031910 0.208229 -0.725577 0.715106 0.161797 -0.146867 0.8389 0.4832 0.4894 0.8744 0.8859 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat  0.162779 -0.141665 0.002532 7.05E-05 75.95621 2.475615 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.001912 0.002369 -8.869526 -8.628092 0.534677 0.713337 Kiểm định cặp giả thiết:  H0 : α2  α3  α4  α5  α6  (Psss không đổi)    H1 : Tồn hệ số α j  j  2, (Psss thay đổi) Page Báo cáo thực hành kinh tế lượng 2012[Year]  Tiêu chuẩn kiểm định : χ  nR w   Miền bác bỏ: W α  χ χ 2( kw 1) χ χ  2( kw 1) α  Theo kết Eviews: χ χ   χ → χ  qs qs  qs  2.604468 2(4) 0.05 χ  9.4877 2( kW 1)  W α nên chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0, tạm thời chấp nhận giả thuyết H0  với mức ý nghĩa 5% hàm hồi quy có phương sai sai số khơng đổi 3.5.Kiểm tra đa cộng tuyến phương pháp độ đo Theil  Hồi quy mơ hình cho Eviews ta có: LOG(Yi) = β1 + β2*LOG(X2i) + β3*LOG(X3i) + ei Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 03/05/12 Time: 16:02 Sample: 1995 2010 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) LOG(X3) C 1.263886 -1.133685 3.063610 0.036437 0.074919 0.473144 34.68725 -15.13217 6.475004 0.0000 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression 0.989521 0.987908 0.048513 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion 11.93930 0.441182 -3.046596 Page Báo cáo thực hành kinh tế lượng Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.030596 27.37277 1.435805 Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 2012[Year] -2.901736 613.7603 0.000000  Hồi quy mơ hình: LOG(Yi) = α1 + α2 * LOG(X2i) + Vi (1) Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 03/05/12 Time: 16:11 Sample: 1995 2010 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) C 0.958131 -0.732092 0.126058 1.667895 7.600711 -0.438932 0.0000 0.6674 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.804935 0.791001 0.201692 0.569516 3.981437 0.677603 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 11.93930 0.441182 -0.247680 -0.151106 57.77081 0.000002  Hồi quy mơ hình: LOG(Yi) = α1 + α2 * LOG(X3i) + Vi (2) Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 03/05/12 Time: 16:16 Sample: 1995 2010 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X3) C 0.307421 9.813506 0.581079 4.019710 0.529052 2.441347 0.6051 0.0285 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.019601 -0.050428 0.452169 2.862391 -8.935564 0.298926 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)  Tính độ đo Theil: m R k  j 2 R 11.93930 0.441182 1.366945 1.463519 0.279896 0.605057  R j  Page Báo cáo thực hành kinh tế lượng     m  R – R – R 21 – R – R 2 2012[Year]   0.989521   0.989521– 0.804935   0.989521– 0.019601  0.164985   Vậy coi chấp nhận mơ hình khơng có đa cộng tuyến 3.6.Kiểm định Jarque – Bera tính sai số ngẫu nhiên Ta có kết ước lượng kiểm định phần mềm Eviews sau:  Kiểm định cặp giả thiết  H0: Sai số ngẫu nhiên (U) có phân phối chuẩn  H1: Sai số ngẫu nhiên (U) khơng có phân phối chuẩn  Tiêu chuẩn kiểm định:   ( K  3)  JB  n  S    24   Trong đó: K hệ số S hệ số bất đối xứng Page 10 Báo cáo thực hành kinh tế lượng  Miền bác bỏ: W  JB α 2012[Year] JB  χα2(2)   Theo kết Eviews:  JB  0.638583 < χ0.05  5.99147 → JB  χ 2( 2) α  JB  W α nên chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0, tạm thời chấp nhận giả thuyết H0  Vậy với mức ý nghĩa 5% hàm hồi quy có sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn 4.Kết luận dự báo: Từ kiểm định ta nhận thấy mơ hình xây dựng khơng có khuyết tật Vây mơ hình hồi quy mơ hình tốt 4.1.Kết luận Vậy mơ hình hồi quy dự báo phù hợp cuối là: Log(Yi) = 3.063610+ 1.263886*Log(X2i) -1.133685*Log(X3i) + ei Dựa vào mơ hình ta kết luận:  Mơ hình cho ta thấy: tỷ giá hối đoái GDP tác động đến nhập , phù hợp với lý thuyết kinh tế:  ˆ   GDP tăng (giảm) nhập tăng (giảm)  ˆ3 <  Tỷ giá hối đối giảm (tăng) nhập giảm (tăng)  R2 =0.989521, Ta kết luận GDP tỷ giá hối đối giải thích 98.9521% biến động nhập Page 11 Báo cáo thực hành kinh tế lượng 2012[Year]    = 1.263886, cho biết GDP tăng 1% tỷ giá hối đối khơng đổi nhập trung bình tăng 1.263886%  ˆ3 = -1.133685, cho biết tỷ giá hối đoái tăng 1% GDP khơng đổi nhập trung bình giảm 1.133685% 4.2.Dự báo  Ta thự c hiện dự báo sản lượ n g nhập khẩu năm 2011,2012,2013  Số liệu dự báo X2,X3 năm 2011,2012,2013: Năm X2 X3 2011 986730 1242.3 2012 1007233 1021.5 2013 1207579 989.7 Dùng Eviews dự báo ta có kết sau : 500000 Forecast: YF Actual: Y Forecast sample: 1995 2013 Included observations: 16 400000 300000 Root Mean Squared Error Mean Absolute Error Mean Abs Percent Error Theil Inequality Coefficient Bias Proportion Variance Proportion Covariance Proportion 200000 100000 7244.010 5603.044 3.534735 0.019582 0.003255 0.109621 0.887124 96 98 00 02 04 06 08 10 12 YF Page 12 Báo cáo thực hành kinh tế lượng 2012[Year] Như vây ta có kết quả dự báo về giá trị nhập : Năm YF Y 2011 250389.0 NA 2012 320814.1 NA 2013 418215.9 NA 4.3.Khoảng tin cậy hệ số  Khoảng tin cậy hệ số hồi quy o Tiêu chuẩn xác định sử dụng thống kê T: ^ T  j  j ^ Se(  j ) ~T ( nk ) o Với độ tin cậy (1-  ) cho trước ta có:  Giá trị tối thiểu    Giá trị tối đa ^ j    j  Se( j)t : j ^ j ^ ^    j  Se( j)t : j ( nk )  ( nk )  Khi ta có:  Khi khơng có ảnh hưởng GDP hay tỉ giá hối đối nhập khẩu:  Do 1 > nên ta có   Giá trị tối thiểu là: β1 ≥ 1 - se( 1 )*𝑡𝛼𝑛 −3 → β1 ≥ 3.063610 – 0.473144*1.746 → β1 ≥ 2.2375%    Giá trị tối đa : β1 ≤ 1 + se( 1 )*𝑡𝛼𝑛−3 → β1 ≤ 3.063610 + 0.473144*1.746 → β1 ≤ 3.8897% Vì ˆ > nên GDP tăng (giảm) 1% nhập sẽ: Tăng (giảm) tối thiểu : β2 ≥ ˆ - se( ˆ )*𝑡𝛼𝑛−3 → β2 ≥ 1.263886 – 0.036437*1.746 Page 13 Báo cáo thực hành kinh tế lượng 2012[Year] → β2 ≥ 1.20027% Tăng (giảm) tối đa : β2 ≤ ˆ + se( ˆ )*𝑡𝛼𝑛−3 → β2 ≤ 1.263886 + 0.036437*1.746 → β2 ≤ 1.3275%   Vì  < nên tỉ giá hối đối tăng (giảm) 1% nhập sẽ:   Giảm (tăng) tối đa : β3 ≥  - se(  )*𝑡𝛼𝑛−3 → β3 ≥ -1.133685-0.074919*1.746 → β3 ≥ -1.26449%   Giảm (tăng) tối thiểu: β3 ≤  + se(  )*𝑡𝛼𝑛−3 → β3 ≤ -1.133685 + 0.074919*1.746 → β3 ≤ -1.00288%  Để biết biến động giá trị biến phụ thuộc đo phương sai biến ngẫu nhiên gây ta tìm ước lượng khoảng  o Tiêu chuẩn xác định sử dụng thống kê T: ^  x  (n  k ) ~ x (n  2)  2 o Với độ tin cậy (1-  ) cho trước ta có: ^  Giá trị tối thiểu  :   2 (n  k ) x  (n  k ) ^  Giá trị tối đa  :  (n  k ) x 1 (n  k ) Khi ta có: ^   RSS  0.030596  0.002353  n  k 16   x (n  k )  x 0.05(13)  22.3620  x 2 1 (n  k )  x 0.95(13)  5.8919 Page 14 Báo cáo thực hành kinh tế lượng 2012[Year] ^    (n  k ) x  (n  k ) ≥ 0.001368 ^   (n  k ) x1 (n  k ) ≤ 0.005192  Vậy với mức ý nghĩa 5% phương sai sai số thay đổi tối thiểu là: 0.001368 , tối đa : 0.005192 5.Kiến nghị vấn đề nghiên cứu Ý nghĩa quan trọng việc xây dựng mơ hình để giúp nhà hoạch định sách thương mại xuất nhập định cách xác mang lai hiệu cho quốc gia Mặt khác, mơ hình thấy mức độ ảnh hưởng nhân tố tổng sản phẩm quốc nội, tỷ giá hối đối nhân tố khác có ảnh hưởng đến nhập Ta nhận thấy, tổng sản phẩm quốc nội tác động mạnh đến nhập từ chi tiêu phủ, chi tiêu hộ đình Như vậy, phủ cần khuyến khích người dân tiêu dùng hàng nội để giảm mức độ ảnh hưởng tổng sản phẩm quốc nội đến nhập Nhưng, giảm nhập cách giảm tổng sản phẩm quốc nội nên cần ý đến việc điều chỉnh hợp lý tỷ giá hối đối, cần thiết sử dụng sách bảo hộ mậu dịch Page 15 ... : Sự phụ thuộc nhập theo tổng sản phẩm quốc nội tỷ giá hối đoái Việt Nam giai đoạn 1995 – 2010 Các biến kinh tế sử dụng: Y : nhập (tỷ đồng) X2 : tổng sản phẩm quốc nội (tỷ đồng) X3 : tỷ giá hối. .. ta thấy: nhập tỷ giá hối đoái tác động đến GDP, phù hợp với lý thuyết kinh tế:  ˆ   GDP tăng nhập tăng  ˆ3 <  Tỷ giá hối đoái giảm nhập giảm  R2 =0.989521, cho biết GDP tỷ giá hối đối... xuất nhập định cách xác mang lai hiệu cho quốc gia Mặt khác, mơ hình thấy mức độ ảnh hưởng nhân tố tổng sản phẩm quốc nội, tỷ giá hối đối nhân tố khác có ảnh hưởng đến nhập Ta nhận thấy, tổng sản