Báo cáo thực hành kinh tế lượng nhóm ACDNPP

Báo cáo thực hành Kinh tế lượng BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG  Lớp tín chỉ: C5032.1LT1 Họ tên thành viên nhóm: Vũ Thị Thúy Phương Phạm Thị Thanh Nga Đậu Thị Hà Phương Đỗ Thị Kim Anh Phạm Hải Chung Nguyễn Thái Dương Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page Báo cáo thực hành Kinh tế lượng MỤC LỤC Nêu giả thuyết đề kinh tế 1.1 Lí chọn vấn đề 1.2 Cơ sở lý thuyết Xây dựng mô hình toán kinh tế tương ứng để mô tả giả thuyết xác định Thu thập số liệu thống kê 3.1 Nguồn số liệu 3.2 Bảng số liệu Xây dựng mô hình kinh tế lượng tương ứng 4.1 Nhập số liệu vào Eviews 5.1 ta có bảng 4.2 Lựa chọn mô hình hồi quy Ước lượng mô hình hồi quy sử dụng phần mềm Eviews : 6.Kiểm định khuyết tật mô hình 6.1 Đa cộng tuyến 6.2 Phương sai sai số thay đổi 6.3 Tự tương quan 6.4 Kiểm định định mô hình 6.5 Kiểm định tính phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên Phân tích đánh giá mô hình 7.1 Kiểm định phù hợp mô hình hồi quy hệ số hồi quy 7.2 Khi biến độc lập thay đổi biến phụ thuộc thay đổi nào? 7.3 Khi giá trị biến độc lập tăng lên đơn vị biến phụ thuộc thay đổi tối đa bao nhiêu? 7.4 Nếu giá trị biến độc lập tăng lên đơn vị biến phụ thuộc thay đổi tối thiểu bao nhiêu? 7.5 Sự biến động biến phụ thuộc đo phương sai yếu tố ngẫu nhiên gây bao nhiêu? 8.Dự báo mô hình: 8.1 Dự báo giá trị trung bình tỷ lệ thất nghiệp 8.2 So sánh số liệu thực tế Y với số liệu dự báo YF 8.3 Dự báo tỷ lệ thất nghiệp đến năm 2015 9.Kiến nghị vấn đề nghiên cứu Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Nêu giả thuyết vấn đề kinh tế 1.1 Lí chọn vấn đề: Lạm phát, thất nghiệp tốc độ tăng trưởng kinh tế vấn đề lớn kinh tế vĩ mô.chúng xem tiêu để đánh giá mức độ thành công kinh tế.Vì nghiên cứu vấn đề vấn đề quan trọng cần thiết.Hiểu rõ vấn đề giúp việc đưa biện pháp giúp phát triển kinh tế cách tốt Trong tình hình kinh tế giới đầy biến động, khủng hoảng kinh tế toàn cầu làm giảm tỷ lệ tăng trưởng kinh tế khiến cho lạm phát, thất nghiệp nhiều quốc gia tăng cao, có Việt Nam.Một yêu cầu đặt phải nghiên cứu cách sâu sắc tác động qua lại vấn đề ♦ Mối quan hệ lạm phát thất nghiệp: -Mối quan hệ lạm phát thất nghiệp dài hạn sau: Không có đánh đổi lạm phát thất nghiệp Tỷ lệ thất nghiệp trở với thất nghiệp tự nhiên cho dù lạm phát có tăng nữa.Trong dài hạn lạm phát tăng hay giảm không ảnh hưởng đến kinh tế có điều chỉnh tiền lương.Tiền lương giảm thị trường lao động cân -Trong ngắn hạn cầu lao động tăng thất nghiệp tăng , dài hạn ban đầu thất nghiệp tăng tiền lương điều chỉnh làm cho thất nghiệp giảm thị trường lao động cân bằng.Trong dài hạn áp lực cung thừa, tiền lương người giảm xuống để trì mức thất nghiệp tự nhiên nghĩa thất nghiệp tự nguyện.Khi kinh tế suy giảm, cầu lao động giảm.Giai đoạn có thất nghiệp tiền lương chưa kịp điều chỉnh theo mức sản lượng cân mới.Nhưng dài hạn tiền lương giảm đến mức thất nghiệp tự nhiên lúc thất nghiệp thiếu cầu bị triệt tiêu ♦ Mối quan hệ tổng sản phẩm quốc nội(GDP) đến thất nghiệp: Theo thống kê năm 2010, hệ số co giãn việc làm Việt Nam đạt mức trung bình 0.28 tổng sản phẩm quốc nội liên tục tăng, tức GDP tăng 1% việc làm tăng 0.28%.Thấy hệ số co giãn việc làm thấp, tăng trưởng cao chưa tạo nhiều việc làm đem lại lợi ích cho người lao động 1.2 Cơ sở lý thuyết để lựa chọn mô hình ♦Về mối quan hệ tăng trưởng thất nghiệp: Theo Robert J.Gordon, mối quan hệ tăng trưởng thất nghiệp theo định luật Okun mô tả phương trình dạng tuyến tính sau: u = u* - h (100.(Y/Y*)-100) đó: u: tỷ lệ thất nghiệp thực tế (%) u*: tỷ lệ thất nghiệp tự nhiên (%) Y: GNP thực tế Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Y* : GNP tiềm h : tham số phản ánh độ nhạy cảm thay đổi thất nghiệp sản lượng Còn theo Paul A.Samuelson William D.Nordhaus, định luật Okun hiểu : "Khi sản lượng thực tế thấp sản lượng tiềm 2% thất nghiệp tăng thêm 1%’’ ♦Về mối quan hệ thất nghiệp lạm phát : Giáo sư A.W.Phillips nghiên cứu ˝Mối quan hệ thất nghiệp nhịp độ thay đổi tiền lương Liên hiệp Anh giai đoạn 1861-1957˝ đưa đường Phillips ngắn hạn, mà theo đó, mức % tiền lương danh nghĩa mức lạm phát (gp) ta có : gp= -β.(u-u*) Phương trình gợi ý rằng, đánh đổi lạm phát nhiều để có tỷ lệ thất nghiệp ngược lại Xây dựng mô hình toán kinh tế tương ứng để mô tả giả thuyết xác định Với giả thuyết mối quan hệ GDP, lạm phát thất nghiệp kinh tế phân tích trên, thể dạng hàm số đơn giản sau: Yi = β1 + β2*X2i + β3*X3i Trong đó:  Yi (tỷ lệ thất nghiệp) (%): biến phụ thuộc  X2i (GDP) (nghìn tỷ USD); X3i (tỷ lệ lạm phát) (%): biến độc lập  β1: hệ số chặn  β2, β3: hệ số góc mô hình hồi quy tổng thể  Ui : yếu tố ngẫu nhiên Quan sát thu thập số liệu thống kê 3.1 Nguồn số liệu Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page Báo cáo thực hành Kinh tế lượng http://vi.wikipedia.org/wiki/T%E1%BA%ADp_tin:Vietnam_inflation_over_the_y ears.jpg http://www.bbc.co.uk/vietnamese/business/2011/12/111223_viet_inflation.shtml http://luanvan.co/luan-van/de-tai-moi-quan-he-giua-lam-phat-va-that-nghiep-oviet-nam-giai-doan-1986-2009-18713/ http://www.gso.gov.vn/default.aspx?tabid=407&idmid=4&ItemID=1349 http://vn.answers.yahoo.com/question/index?qid=20120401195427AAeEEpI http://vn.answers.yahoo.com/question/index?qid=20080123003637AArBgdQ http://gso.gov.vn/default.aspx?tabid=714 http://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.CD 3.2 Bảng số liệu: NĂM 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 TỶ LỆ THẤT NGHIỆP (Y) (%) 10.5 7.03 6.08 5.7 6.01 6.85 6.74 6.42 6.8 6.01 6.1 5.6 5.3 4.82 4.2 2.38 2.90 GDP (NGHÌN TỶ USD) (X2) 13.180954 16.286434 20.736163 24.657470 26.843701 27.209601 28.683658 31.172517 32.685199 35.058216 39.552513 45.427854 52.917269 60.913515 71.015592 91.094051 97.180304 Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD TỶ LỆ LẠM PHÁT (X3) (%) 8.4 9.5 16.9 5.6 3.1 8.1 4.1 -1.8 -0.3 4.1 3.3 7.9 8.4 7.5 8.3 23.1 6.9 Page Báo cáo thực hành Kinh tế lượng 2010 2011 2012 2013 2.88 2.22 1.99 2.37 106.426845 123.600141 129.817228 136.853322 11.8 18.58 6.81 6.04 Xây dựng mô hình kinh tế lượng tương ứng 4.1 Nhập số liệu vào Eviews 5.1 ta có bảng sau: obs 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 X2 13.180954 16.286434 20.736163 24.65747 26.843701 27.209601 28.683658 31.172517 32.685199 35.058216 39.552513 45.427854 52.917269 60.913515 71.015592 91.094051 97.180304 106.426845 123.600141 129.817228 136.853322 X3 8.4 9.5 16.9 5.6 3.1 8.1 4.1 -1.8 -0.3 4.1 3.3 7.9 8.4 7.5 8.3 23.1 6.9 11.8 18.58 6.81 6.04 Y 10.5 7.03 6.08 5.7 6.01 6.85 6.74 6.42 6.8 6.01 6.1 5.6 5.3 4.82 4.2 2.38 2.9 2.88 2.22 1.99 2.37 Sử dụng ứng dụng đồ thị Eviews 5.1 để xem mối tương quan biến, từ có nhìn trực quan sinh động việc lựa chọn mô hình hồi quy Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page Báo cáo thực hành Kinh tế lượng 140 120 100 80 60 40 20 -20 94 96 98 00 02 X2 04 06 X3 08 10 12 10 12 Y 140 120 100 80 60 40 20 94 96 98 00 02 04 X2 Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD 06 08 Y Page Báo cáo thực hành Kinh tế lượng 25 20 15 10 -5 94 96 98 00 02 04 X3 06 08 10 12 Y Y vs X3 12 10 Y -5 10 15 20 25 X3 Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Y vs X2 12 10 Y 0 20 40 60 80 100 120 140 X2 4.2 Lựa chọn mô hình hồi quy Thông qua biểu đồ ta nhận thấy, với dạng hàm khác cho ta mối quan hệ biến khác Tuy nhiên ta dễ dàng nhận thấy so với đồ thị 3, đồ thị biểu diễn mối quan hệ biến chặt chẽ hơn, xác Do vậy, ta lựa chọn mô hình hồi quy tổng thể sau: PRM: LOG(Yi) = β1 + β2*X2i + β3*X3i + Ui Trong đó:  Yi (tỷ lệ thất nghiệp) (%): biến phụ thuộc  X2i (GDP) (nghìn tỷ USD), X3i (tỷ lệ lạm phát) (%): biến độc lập  β1: hệ số chặn  β2, β3: hệ số góc mô hình hồi quy tổng thể  Ui : yếu tố ngẫu nhiên Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Với mẫu điều tra có, ta sử dụng mô hình hồi quy mẫu sau : SRM: LOG(Yi) = + 2*X2i + 3*X3i + ei Trong đó:  hệ số hồi quy ước lượng (thực chất ước lượng điểm hệ số hồi quy β1, β2, β3  ei: phần dư ( sai lệch giá trị cá biệt biến phụ thuộc so với ước lượng giá trị trung bình chúng mẫu) 1, 2, 3: Ước lượng mô hình hồi quy sử dụng phần mềm Eviews Với mô trên, ta nhập lệnh LS LOG(Y) X2 X3 C, ta báo cáo kết ước lượng sử dụng phần mềm Eviews 5.1 sau: Báo cáo 1: Kết ước lượng mô hình tỉ lệ thất nghiệp theo GDP tỉ lệ lạm phát Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 03/12/14 Time: 12:38 Sample: 1993 2013 Included observations: 21 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob X2 -0.010626 0.000714 -14.88668 0.0000 X3 C -0.010858 2.250686 0.004881 0.052369 -2.224498 42.97746 0.0391 0.0000 R-squared Adjusted R-squared 0.940836 0.934262 Mean dependent var S.D dependent var 1.551776 0.467450 S.E of regression 0.119851 Akaike info criterion -1.273569 Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 10 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.125380 0.251522 16.66212 1.533089 Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) -1.110678 -0.861982 0.111879 0.976533 - Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mô hình ban đầu tự tương quan bậc H1: Mô hình ban đầu có tự tương quan bậc - Mức ý nghĩa 5% - Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định:   (n  2) R ~  (2) - Miền bác bỏ giả thuyết H0, với mức ý nghĩa   0,05 là: W      /    (2) - Theo báo cáo ta có:  qs2  (n  2) R  0,571383 - Mà  02,(052)  5,9915 =>  qs   0, 05 =>  qs W  => Chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0, nên tạm thời chấp nhận Ho 2( 2) Kết luận: Mô hình tự tương quan bậc 6.4 Kiểm định định mô hình Ta dùng kiểm định Ramsey bỏ sót biến để kiểm định Báo cáo 5: Kiểm định Ramsey bỏ sót biến Ramsey RESET Test: F-statistic Log likelihood ratio 0.369149 0.451128 Probability Probability 0.551499 0.501800 Test Equation: Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 03/15/14 Time: 08:08 Sample: 1993 2013 Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 15 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Included observations: 21 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob X2 X3 C FITTED^2 -0.006956 -0.006747 1.679392 0.125615 0.006083 0.008394 0.941794 0.206747 -1.143545 -0.803811 1.783184 0.607577 0.2687 0.4326 0.0924 0.5515 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.942094 0.931875 0.122008 0.253062 16.59803 1.445781 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 1.551776 0.467450 -1.199813 -1.000856 92.19226 0.000000 - Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mô hình không bỏ sót biến H1: Mô hình bỏ sót biến - Mức ý nghĩa 0,05 - Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: R   R12 /( p  1) F ~ F (( p  1), n  k  p  1)  R /(n  k  p  1)  2 2  (với n=21, k=3, p=2) - Miền bác bỏ: - Theo báo cáo ta có : - Mà = 0,369149 4,45 ta thấy => Chưa có sở để bác bỏ giả thuyết H0 ,chấp nhận giả thuyết H0 Kết luận: Vậy với mức ý nghĩa 0,05 mô hình định không bỏ sót biến 6.5 Kiểm định tính phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên Dùng kiểm định JB sau: Báo cáo 6: Phân bố xác suất phần dư Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 16 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Series: Residuals Sample 1993 2013 Observations 21 -0.2 -0.1 -0.0 0.1 0.2 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis -1.72e-16 0.010285 0.331952 -0.187412 0.113701 0.835081 4.738655 Jarque-Bera Probability 5.085816 0.078637 0.3 - Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Ui có phân phối chuẩn H1: Ui phân phối chuẩn - Mức ý nghĩa 5% - Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: JB = n*(S2/6 +(K-3)2/24 ) ~ χ2(2) ; Với K hệ số nhọn, S hệ số bất đối xứng - Theo báo cáo ta có JBqs= 5,085816 2( 2) ta có  0, 05  5,9915 => JBqs <  02,(052)  chưa có sở bác bỏ Ho, nên ta tạm thời chấp nhận H0 Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, mô hình cho có sai số ngẫu nhiên U có phân phối chuẩn Phân tích đánh giá mô hình Qua kiểm định ta thấy mô hình không mắc khuyết tật Do ta tạm thời coi mô hình hoàn hảo Mô hình hồi quy mẫu: Log (Y) = 2,250686 – 0,010626 * X2 – 0,010858 * X3 + eᵢ Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 17 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng 7.1 Kiểm định phù hợp mô hình hồi quy hệ số hồi quy ♦Kiểm định phù hợp hàm hồi quy Có ý kiến cho hàm hồi quy không phù hợp, để kiểm tra ý kiến không ta kiểm định: - Kiểm định giả thuyết Hₒ: Mô hình không phù hợp (R²=0) đối thuyết H1: Mô hình phù hợp (R2>0) Mức ý nghĩa   0,05 - Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: F  R2 / ~ F 2, n  3  R /( n  3)   - Miền bác bỏ giả thuyết Ho với mức ý nghĩa 5%: W  F : F  F 2, n  3 - Theo kết báo cáo Eview thì: =0,940836; n=21 Fqs=143,1195321 Ta thấy Mà  Fqs  Wα Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1 Kết luận: Sau kiểm định, với mức ý nghĩa 5% ta khẳng định mô hình hồi quy hoàn toàn phù hợp ♦Kiểm định β1: - Kiểm định giả thuyết Hₒ: β1=0 đối thuyết H1: β1 ≠ mức ý nghĩa   0,05    T   ~ T (n  3) Se1  -Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: -Miền bác bỏ giả thuyết H0 mức ý nghĩa   0,05 là: W  t : t  tn/23  -Theo báo cáo Eview ta có tqs = 42,97746  Mà  tqs > 2,101 Wα Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1 Nghĩa β1 có ý nghĩa kinh tế Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 18 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Kết luận:Với mức ý nghĩa 5% cho hệ số chặn có ý nghĩa thống kê thực tế ♦ Kiểm định β2: Có ý kiến cho GDP ảnh hưởng tới tỉ lệ thất nghiệp, để biết điều có xác không ta tiến hành kiểm định: - Kiểm định giả thuyết Hₒ: β2=0 đối thuyết H1: β2 ≠ mức ý nghĩa   0,05    2 T ~ T n  3 Se  -Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: -Miền bác bỏ  giả thuyết H0  n 3  W  t : t  t /  với mức ý nghĩa   0,05 là: -Theo báo cáo Eview ta có: tqs= Mà  > 2,101  tqs Wα  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1 Kết luận: Với mức ý nghĩa 5% cho ta thấy tỉ lệ thất nghiệp Việt Nam chịu ảnh hưởng GDP ♦ Kiểm định β3: Để kiểm tra xem tỉ lệ lạm phát có ảnh hưởng tới tỉ lệ thất nghiệp Việt Nam hay không ta kiểm định: - Kiểm định giả thuyết Hₒ: β3=0 đối thuyết H1: β3 ≠ mức ý nghĩa   0,05  3  3 ~ T n  3 -Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: T  Se  -Miền bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa   0,05 là: Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 19 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng  W  t : t  tn/23  -Theo báo cáo Eview ta có: tqs= -2,224498 > Mà > 2,101  tqs Wα  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1 Kết luận: Với mức ý nghĩa 5% cho ta thấy tỉ lệ thất nghiệp Việt Nam chịu ảnh hưởng tỉ lệ lạm phát 7.2 Khi biến độc lập thay đổi biến phụ thuộc thay đổi nào? Để trả lời câu hỏi ta xác định khoảng tin cậy phía 2, 3 Khoảng tin cậy phía 2: ˆ – Se( ˆ 2) ≤ 2 ≤ ˆ + Se( ˆ 2) Tra bảng giá trị tới hạn phân phối Student ta có: => -0,012126 ≤ 2 ≤ -0,009126 Vậy với mức ý nghĩa α= 0.05 GDP tăng 1% tỷ lệ thất nghiệp giảm khoảng từ 0,009126% đến 0,012126% ♦ Khoảng tin cậy phía 3: ˆ – Se( ˆ 3).tα/2(n-3) ≤ 3 ≤ ˆ + Se( ˆ 3).tα/2(n-3) Tra bảng giá trị tới hạn phân phối Student ta có: => - 0,021113 ≤ 3 ≤ - 0,00603 Vậy với mức ý nghĩa α= 0.05 tỷ lệ lạm phát tăng 1% tỷ lệ thất nghiệp giảm khoảng từ 0.00603% đến 0,021113% Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 20 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng 7.3 Khi giá trị biến độc lập tăng lên đơn vị biến phụ thuộc thay đổi tối đa bao nhiêu? Để trả lời câu hỏi ta xác định khoảng tin cậy bên phải j (do j< 0) ♦Khoảng tin cậy bên phải 2: ˆ - Se( ˆ 2) ≤ 2 Tra bảng giá trị tới hạn phân phối Student ta có: => β2 = = 1,734 - 0,011864 Kết luận: Vậy, với mức ý nghĩa α = 0.05, GDP tăng lên 1% tỷ lệ thất nghiệp giảm tối đa 0,011864% ♦Khoảng tin cậy bên trái 3: ˆ – Se( ˆ 3).tα(n-3) ≤ 3 Tra bảng giá trị tới hạn phân phối Student ta có: = = 1,734 => 3 -0,019322 Như với mức ý nghĩa α = 0.05 ta thấy tỷ lệ lạm phát tăng 1% tỷ lệ thất nghiệp giảm tối đa 0,019322% 7.4 Nếu giá trị biến độc lập tăng lên đơn vị biến phụ thuộc thay đổi tối thiểu Để trả lời câu hỏi ta xác đinh khoảng tin cậy bên trái hệ số j: ♦Khoảng tin cậy bên trái 2: ˆ ≤ 2 + Se( ˆ 2).tα(n-3) Tra bảng giá trị tới hạn phân phối Student ta có: : = = 1,734 =>2 ≤ - 0,009388 Kết luận: Vậy, với mức ý nghĩa α = 0.05, GDP tăng lên 1% tỷ lệ thất nghiệp giảm tối thiểu 0,009388 % ♦Khoảng tin cậy bên trái 3: Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 21 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng 3 ≤ ˆ + Se( ˆ 3).tα(n-3) Tra bảng giá trị tới hạn phân phối Student ta có: =>3 ≤ - 0,002394 = = 1,734 Như với mức ý nghĩa α = 0.05 ta thấy tỷ lệ lạm phát tăng lên 1% tỷ lệ thất nghiệp giảm tối thiểu 0,002394% 7.5 Sự biến động biến phụ thuộc đo phương sai yếu tố ngẫu nhiên gây bao nhiêu? Ta xác định khoảng tin cậy phía phương sai yếu tố ngẫu nhiên gây (σ2):  (n  3)    ( n 3) 2   (n  3)   12(n3) Tra bảng giá trị tới hạn phân phối bình phương ta có:  18)  02,(025 = 31,5264  18)  02,(975 = 8,2307 => 0,008201 ≤ σ² ≤ 0,031414 Vậy với mức ý nghĩa 0.05 biến động biến phụ thuộc đo phương sai yếu tố ngẫu nhiên gây nằm khoảng (0,008201; 0,031414) 8.Dự báo mô hình: 8.1 Dự báo giá trị trung bình tỷ lệ thất nghiệp Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 22 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng 10 Forecast: YF Actual: Y Forecast sample: 1993 2013 Included observations: 21 Root Mean Squared Error Mean Absolute Error Mean Abs Percent Error Theil Inequality Coefficient Bias Proportion Variance Proportion Covariance Proportion 0.762878 0.439306 8.180472 0.068963 0.003046 0.071872 0.925082 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 YF 8.2 So sánh số liệu thực tế Y với số liệu dự báo YF: Obs 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 YF 7.533979 7.202885 6.339834 6.874904 6.901864 6.511794 6.695147 6.951777 6.730418 6.25667 6.01694 5.37739 4.93915 4.581373 4.079482 2.806466 3.136633 2.6958 2.086733 2.219615 2.077011 Y 10.5 7.03 6.08 5.7 6.01 6.85 6.74 6.42 6.8 6.01 6.1 5.6 5.3 4.82 4.2 2.38 2.9 2.88 2.22 1.99 2.37 Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 23 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Nhận xét:Qua so sánh số liệu thực tế với số liệu dự báo, ta thấy số liệu dự báo gần với số liệu thực tế Dù giai đoạn 2008 đến 2011, khủng hoảng kinh tế tài toàn cầu ảnh hướng lớn đến nước ta, dẫn đến GDP tăng trưởng chậm so với năm trước, tỷ lệ lạm phát có nhiều đột biến chạm mức số dẫn đến tỷ lệ thất nghiệp có nhiều biến động Trong năm 2012, 2013 tỷ lệ lạm phát kiểm soát giảm đáng kể so với năm trước GDP tăng trưởng chậm dẫn đến tỉ lệ thất nghiệp tăng giảm khó lường Tuy nhiên, giá trị dự báo sát với giá trị thực tế thu thập Vì vậy, ta sử dụng mô hình để dự báo cho tỷ lệ thất nghiệp năm 2014,2015 8.3 Dự báo tỷ lệ thất nghiệp đến năm 2015 http://www.tinmoi.vn/nam-2014-tang-truong-gdp-khoang-6-lam-phat-011268588.html http://nfsc.gov.vn/bao-cao-giam-sat/nhan-dinh-tinh-hinh-kinh-te-2013-va-du-baonam-2014-2015 Số liệu dự báo GDP tỷ lệ lạm phát năm 2014 2015 (Dự báo Ủy Ban Giám Sát Tài Chính Quốc Gia Bộ Kế Hoạch Đầu Tư) Obs X2 X3 1993 13.180954 8.4 1994 16.286434 9.5 1995 20.736163 16.9 1996 24.65747 5.6 1997 26.843701 3.1 1998 27.209601 8.1 1999 28.683658 4.1 2000 31.172517 -1.8 2001 32.685199 -0.3 2002 35.058216 4.1 2003 39.552513 3.3 2004 45.427854 7.9 Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 24 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng 2005 52.917269 8.4 2006 60.913515 7.5 2007 71.015592 8.3 2008 91.094051 23.1 2009 97.180304 6.9 2010 106.426845 11.8 2011 123.600141 18.58 2012 129.817228 6.81 2013 136.853322 6.04 2014 144.653961 2015 153.477853 6.5 Dùng Eviews 5.1 dự báo kết ta có : Obs 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 Y 10.5 7.03 6.08 5.7 6.01 6.85 6.74 6.42 6.8 YF 7.533979 7.202885 6.339834 6.874904 6.901864 6.511794 6.695147 6.951777 6.730418 2002 2003 6.01 6.1 6.25667 6.01694 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 5.6 5.3 4.82 4.2 2.38 2.9 2.88 2.22 1.99 2.37 5.37739 4.93915 4.581373 4.079482 2.806466 3.136633 2.6958 2.086733 2.219615 2.077011 Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 25 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng 2014 2015 NA NA 1.89197 1.732017 10 Forecast: YF Actual: Y Forecast sample: 1993 2015 Included observations: 21 Root Mean Squared Error Mean Absolute Error Mean Abs Percent Error Theil Inequality Coefficient Bias Proportion Variance Proportion Covariance Proportion 0.762878 0.439306 8.180472 0.068963 0.003046 0.071872 0.925082 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 14 YF Kết luận: Dựa vào kết đồ thị ta thấy năm 2014 2015 tỷ lệ thất nghiệp có xu hướng giảm so với năm trước Điều cho thấy, kinh tế Việt Nam dần bước khỏi khủng hoảng, tỷ lệ lạm phát kiềm chế mức số, tốc độ tăng trưởng GDP dần hồi phục, tỷ lệ thất nghiệp xoay quanh số 2% trì tỷ lệ hợp lý, chứng tỏ Chính phủ có sách kịp thời, góp phần ổn định kinh tế trật tự an toàn xã hội 9.Kiến nghị vấn đề nghiên cứu: Từ phân tích dự báo trên, ta thấy, tỷ lệ thất nghiệp Việt Nam chịu ảnh hưởng lớn từ Tổng sản phẩm quốc nội GDP, đồng thời chịu ảnh hưởng tỷ lệ lạm phát Điều với nghiên cứu nhà kinh tế, cho giải pháp hữu hiệu để trì tỷ lệ thất nghiệp hợp lý ♦ Mục tiêu tổng quát : Kiên trì ưu tiên ổn định kinh tế vĩ mô, kiềm chế lạm phát, đạt mức tăng trưởng hợp lý; đẩy nhanh trình tái cấu kinh tế; đảm bảo an sinh xã hội; phấn đấu đến cuối năm 2015 đạt tảng vững để tạo đà tăng trưởng năm ♦Trong ngắn hạn, sách cần tiếp tục hỗ trợ tổng cầu (đầu tư tiêu dùng) để tạo điều kiện cho doanh nghiệp tiếp tục tăng sản lượng sản xuất kích Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 26 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng thích kinh tế Theo đó, tổng vốn đầu tư toàn xã hội cần quan tâm (không nên thấp 30%GDP) để tạo điều kiện cân đối cung cầu hàng hóa, tiếp tục ổn định kinh tế vĩ mô GDP tỷ lệ lạm phát có quan hệ nghịch với thất nghiệp, nên ta cần tiếp tục sách khuyến khích phát triển kinh tế, thời kỳ đất nước bắt đầu khôi phục sau khủng hoảng Tiếp tục tiến trình hạ lãi suất, đặc biệt lãi suất cho vay doanh nghiệp, giúp họ dễ dàng vay vốn để tiếp tục sản xuất kinh doanh, từ tạo thêm nhiều việc làm, giải vấn đề thất nghiệp ♦Trong trung hạn, sách cần hướng tới việc cải thiện cung cầu kinh tế, nâng cao suất hiệu kinh tế Do đó, việc đẩy nhanh tái cấu kinh tế đóng vai trò quan trọng cần phải tập trung thực vòng 2-3 năm tới để tạo bước chuyển biến Bên cạnh đó, vài năm tới, xuất giữ vai trò động lực quan trọng cho tăng trưởng việc thu hút vốn FDI đóng vai trò quan trọng sản xuất xuất ♦Trong dài hạn, ta cần có giải pháp bước cải cách khu vực nông nghiệp, nông thôn, đồng thời hỗ trợ công nghiệp khu vực doanh nghiệp nước Nền kinh tế tăng trưởng nhanh đôi với lạm phát cao làm giảm tỷ lệ thất nghiệp ngắn hạn, nhiên dài hạn, cần trì tỷ lệ lạm phát vừa phải (bằng sách kiềm chế lạm phát như: có mức cung tiền hợp lý, sách lãi suất, tỉ lệ dự trữ, dự trữ ngoại hối…) để vửa kích thích tăng trưởng, hạn chế thất nghiệp giúp kinh tế tăng trưởng ổn định bền vững Trên số vấn đề mà chúng em đưa cho đề tài nghiên cứu Bài làm khó tránh khỏi số khiếm khuyết định Nhóm chúng em mong nhận quan tâm ý kiến đóng góp cô giáo Chúng em xin chân thành cảm ơn! Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 27 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 28 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 29 [...]... nghiên cứu Bài làm khó tránh khỏi một số khiếm khuyết nhất định Nhóm chúng em rất mong nhận được sự quan tâm và những ý kiến đóng góp của cô giáo Chúng em xin chân thành cảm ơn! Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 27 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 28 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 29 ... 5.7 6.01 6.85 6.74 6.42 6.8 6.01 6.1 5.6 5.3 4.82 4.2 2.38 2.9 2.88 2.22 1.99 2.37 Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 23 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Nhận xét:Qua so sánh số liệu thực tế với số liệu dự báo, ta thấy số liệu dự báo khá gần với số liệu thực tế Dù trong giai đoạn 2008 đến 2011, khủng hoảng kinh tế tài chính toàn cầu ảnh hướng lớn đến nước ta, dẫn đến GDP tăng trưởng chậm hơn... sản lượng sản xuất kích Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 26 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng thích kinh tế Theo đó, tổng vốn đầu tư toàn xã hội cần được quan tâm (không nên thấp dưới 30%GDP) để tạo điều kiện cân đối cung cầu hàng hóa, tiếp tục ổn định kinh tế vĩ mô GDP và tỷ lệ lạm phát có quan hệ nghịch với thất nghiệp, nên ta cần tiếp tục các chính sách khuyến khích phát triển kinh tế, ...   0,05 là: W  t : t  tn/23  -Theo báo cáo Eview 1 ở trên ta có tqs = 42,97746  Mà  tqs > 2,101 Wα Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1 Nghĩa là β1 có ý nghĩa kinh tế Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 18 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Kết luận:Với mức ý nghĩa 5% có thể cho rằng hệ số chặn có ý nghĩa thống kê trong thực tế ♦ Kiểm định β2: Có ý kiến cho rằng GDP không... bỏ: - Theo báo cáo 5 ta có : - Mà = 0,369149 4,45 ta thấy => Chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 ,chấp nhận giả thuyết H0 Kết luận: Vậy với mức ý nghĩa 0,05 mô hình chỉ định không bỏ sót biến 6.5 Kiểm định tính phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên Dùng kiểm định JB như sau: Báo cáo 6: Phân bố xác suất của phần dư Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 16 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng 6 Series:... mức ý nghĩa   0,05  3  3 ~ T n  3 -Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: T  Se 3  -Miền bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa   0,05 là: Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 19 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng  W  t : t  tn/23  -Theo báo cáo Eview 1 ở trên ta có: tqs= -2,224498 > Mà > 2,101  tqs Wα  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1 Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%... thì sự biến động của biến phụ thuộc đo bằng phương sai do các yếu tố ngẫu nhiên gây ra nằm trong khoảng (0,008201; 0,031414) 8.Dự báo về mô hình: 8.1 Dự báo giá trị trung bình của tỷ lệ thất nghiệp Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 22 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng 10 Forecast: YF Actual: Y Forecast sample: 1993 2013 Included observations: 21 9 8 7 Root Mean Squared Error Mean Absolute Error... -4.025640 0.882190 0.516591 - Kiểm định cặp giả thuyết: Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 13 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng H0: Phương sai sai số không thay đổi H1: Phương sai sai số thay đổi - Mức ý nghĩa 5% - Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định:  2  nR 2 ~  2( m ) - Miền bác bỏ giả thuyết H0: W    2 /  2   2( m)  - Theo báo cáo 3, ta có:  qs2  nR 2  21* 0,227204  4,772044 - Tra... trên, ta sử dụng hồi quy phụ để xét mối quan hệ tuyến tính giữa biến X2 và X3 Tacó: Báo cáo 2: Kiểm định hồi quy phụ X2 theo X3 Dependent Variable: X2 Method: Least Squares Date: 03/15/14 Time: 16:38 Sample: 1993 2013 Included observations: 21 Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 11 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob X3 C 2.429913 38.43548 1.466408... bảng báo cáo ta có : Fqs=(0.126269*19) / (1-0.126269) = 2,745818 Với mức ý nghĩa  =0.05 tra bảng thống kê ta có: F0.05(1,19) =4,38 ; Nhận thấy : Fqs= 2,745818 < F0.05 ( 1,19) = 4,38  Fqs không thuộc Wα  Chưa đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 Kết luận: Vậy với mức ý nghĩa  =0.05 thì mô hình gốc không có đa cộng tuyến Nhóm ACDNPP- Lớp CQ5032.1LT1- Khoa QTKD Page 12 Báo cáo thực hành Kinh tế lượng