Tiểu luận kinh tế lượng

TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG KHOA KINH TẾ QUỐC TẾ ---***---BÁO CÁO KINH TẾ LƯỢNG KHẢO SÁT CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TIẾT KIỆM QUỐC DÂN CỦA HOA KỲ Nhóm sinh viên thực hiện:... Do vậy, việ

TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG

KHOA KINH TẾ QUỐC TẾ

-*** -BÁO CÁO KINH TẾ LƯỢNG KHẢO SÁT CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TIẾT

KIỆM QUỐC DÂN CỦA HOA KỲ

Nhóm sinh viên thực hiện:

Hà Nội, tháng 06 năm 2017

Mục lục

LỜI MỞ ĐẦU

Tiết kiệm quốc dân là phần thu nhập quốc dân không sử dụng cho mục đích tiêudung của hộ gia đình hay mua sắm hàng hóa, dịch vụ của chính phủ, bao gồm hai phần là:tiết kiệm tư nhân và tiết kiệm chính phủ Tiết kiệm là một trong những nhân tố vĩ môquan trọng đối với một nền kinh tế, do tiết kiệm chính là đòn bẩy cho mọi hoạt động đầu

tư dù lớn hay nhỏ Nếu ví nền kinh tế như 1 con tàu thì một trong những động cơ thúc đẩycon tàu lên phía trước chính là nguồn lực tài chính Đã có rất nhiều công trình khoa họcchỉ ra rằng, đối với nền kinh tế trong ngắn hạn, khi nền kinh tế tiết kiệm được càng nhiềutính theo tỷ lệ trong GDP thì sẽ có nhiều nguồn lực hơn cho đầu tư vào tư bản, tư bản tăng

sẽ làm tăng năng suất và mức sống của người dân trong quốc gia đó vì thế cũng sẽ tănglên Do vậy, việc nghiên cứu những nhân tố ảnh hưởng đến tiết kiệm có ý nghĩa quantrọng trong việc đem lại những thông tin cần thiết cho những nhà hoạch định chính sách,cung cấp phương tiện để kiểm soát và điều chỉnh mức tiết kiệm sao cho phù hợp với mụctiêu tăng trưởng của quốc gia Chính vì lí do này, nhóm chúng em quyết định triển khaithực hiện đề tài “Khảo sát các nhân tố ảnh hưởng đến tiết kiệm quốc dân của Hoa Kỳ”

Thực hiện đề tài này, nhóm hướng tới mục tiêu xác định ảnh hưởng của các yếu tốtác động tới mức tiết kiệm quốc dân của Hoa Kỳ Từ đó, nhóm sẽ đưa ra những khuyếnnghị để nghiên cứu và vận dụng có hiệu quả việc nghiên cứu vào đời sống kinh tế cũngnhư đề xuất những giải pháp để kiểm soát mức tiết kiệm của một quốc gia

Như đã đề cập, nhóm chúng em lựa chọn đối tượng nghiên cứu là chỉ số tiết kiệm quốcdân hàng năm của Hoa Kỳ, cụ thể trong giai đoạn 1967 – 2015.Các yếu tố được lựa chọn

để khảo sát tác động tới tiết kiệm trong phạm vi bài tiểu luận là:

- Lãi suất thực tế

Trong quá trình thực hiện đề tài, nhóm đã gặp không ít khó khăn và hạn chế như sau:

Thứ nhất, do các thành viên trong nhóm đều là sinh viên, kinh nghiệm và kiến thức

chuyên môn đều không nhiều, nên việc phân tích không tránh khỏi sai sót Tuy nhiên,nhóm đã hết sức cố gắng nghiên cứu, tiếp thu các tài liệu có được để cải thiện chất lượngcủa bài tiểu luận

Thứ hai, việc lựa chọn các biến độc lập để đưa vào mô hình còn chưa đầy đủ do

nhóm không tiếp cận được với nguồn dữ liệu đối với các biến độc lập khác theo lý thuyết

và các nghiên cứu đi trước, cũng như do hạn chế về việc xử lý dữ liệu để đảm bảo khôngmắc các khuyết tật của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển

Thứ ba, quy mô dữ liệu được sử dụng trong bài nghiên cứu còn khả nhỏ (42 quan

sát) nên sai số của các ước lượng thu được có thể là khá lớn

Cuối cùng, do phạm vi khảo sát chỉ nằm trong một quốc gia, hơn nữa lại là một

quốc gia có trình độ phát triển cao nên có thể không mang lại nhiều ý nghĩa cho việc ápdụng nghiên cứu vào tình hình thực tế ở Việt Nam

Nội dung bài tiểu luận được triển khai theo cấu trúc như sau:

tiểu luận

• Chương III Phân tích và kiểm định kết quả hồi quy Đề xuất một số khuyến nghị

và giải pháp

CHƯƠNG 1: CƠ SỞ LÍ THUYẾT

Các lý thuyết cổ điển

Vì bản chất của tiết kiệm chính là phần còn lại của thu nhập sau khi đã tiêu dùng nên tiếtkiệm và tiêu dùng luôn đi đôi với nhau Do vậy, những lý thuyết phân tích hành vi tiêudùng trong kinh tế học vĩ mô cũng đồng thời cung cấp thông tin về hành vi tiết kiệm

1.1 Lí thuyết tiêu dùng của Keynes

Hàm tiêu dùng của Keynes có dạng:

- 0 < MPC = < 1: Xu hướng tiêu dùng cận biên

- MPS = 1-MPC: Xu hướng tiết kiệm cận biên

Hàm tiêu dùng của Keynes đã chỉ ra những ngụ ý quan trong về tiết kiệm như sau:

- Người ta có xu hướng chi tiêu một phần và tiết kiệm một phần một phần thu nhập củamình

- Khi thu nhập tăng, tiết kiệm sẽ tăng (MPS>0)

Như vậy, theo Keynes, yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến tiết kiệm chính là thu nhập,

và không có biến số nào khác ngoài thu nhập có vai trò quan trọng trong việc giải thíchtiết kiệm

1.2 Lí thuyết về sự lựa chọn giữa các thời kỳ (Intertemporal Choice) của Iriving Fisher

Lí thuyết tiêu dùng của Iriving Fisher coi:

- Tiêu dùng hiện tại và tiết kiệm (tiêu dùng tương lai) là 2 loại hàng hóa

- Thu nhập là ngân sách cả đời thì con người sẽ phải lựa chọn “giỏ hàng hóa tối ưu” vớingân sách có hạn của mình

- Yếu tố làm cơ sở cho sự lựa chọn là lãi suất thực tế

Các phương trình:

- Thời kỳ 1 (thời kỳ hiện tại): Y1 = C1 + S1

- Thời kỳ 2: Y2 = C2 + S1(1+r)

Với S1(1+r) là phần lãi nhận được từ khoản tiết kiệm ở thời kỳ 1

- Ràng buộc ngân sách: C1 + C2/ (1+r) = Y1 + Y2/(1+r)

Lí thuyết về sự lựa chọn giữa các thời kỳ cho thấy ngoài thu nhập, lãi suất cũng là mộtnhân tố ảnh hưởng hành vi tiết kiệm:

- Ảnh hưởng của thu nhập đến tiết kiệm: Cũng giống như Keynes, Fisher cho rằng một sựgia tăng của thu nhập (Y1 hoặc Y2) đều làm tăng giá trị hiện tại của thu nhập cả đời, từ

đó làm tăng tiết kiệm

- Ảnh hưởng của lãi suất đến tiết kiệm: Ảnh hưởng của lãi suất lên tiết kiệm là tổng ảnhhưởng thay thế và ảnh hưởng thu nhập:

hơn ở thời kỳ tương lai Do đó, NTD sẽ giảm C1, tăng C2; tức là tăng tiết kiệm ởhiện tại

đời tăng lên, cho phép anh ta tăng tiêu dùng ở cả 2 thời kỳ, tức giảm tiết kiệm ởhiện tại

hay IE có giá trị tuyệt đối lớn hơn

1.3 Giả thuyết vòng đời (The Life Cycle Hypothesis) của Franco Modigliani

Fraronnco Modigliani cho rằng mục tiêu dàn đều tiêu dùng là mục tiêu tối ưu của NTD

Do vậy NTD sẽ tiết kiệm trong những thời kỳ có thu nhập để đảm bảo lượng tiêu dùngnhư cũ ngay cả trong những thời kỳ không có thu nhập (nghỉ hưu)

Hàm tiêu dùng của Franco Modigliani:

C = W + Y

Giả thuyết vòng đời đã ngụ ý một biến quan trọng nữa trong việc giải thích tiết kiệm: sựtăng trưởng thu nhập Nếu tổng thu nhập tăng đều theo thời gian sẽ làm tăng mức độ tiếtkiệm và từ đó làm tăng của cải (W) Lí do là, khi thu nhập tăng, thế hệ những người hiệntại đang làm việc sẽ đặt mục tiêu về mức tiêu dùng của mình khi nghỉ hưu cao hơn mứctiêu dùng mà những người đang nghỉ hưu hiện tại đang được hưởng Để làm được việcnày, những cá nhân đang đi làm sẽ phải tiết kiệm nhiều hơn so với lượng tiết kiệm của

những người đã nghỉ hưu khi họ còn làm việc Do vậy, hệ số hồi quy dự đoán của tăngtrưởng thu nhập lên tiết kiệm sẽ mang dấu dương (Edward 1996)

Các nghiên cứu có liên quan

1.4 Solow in Transition: Macro and Micro Determinants of Savings in Armenia (2013)

rút ra những hàm ý chính sách

Ministry of Finance Các dữ liệu vi mô được thu thập từ việc điều tra các hộ gia đình ởArmenia

- Kết quả nghiên cứu:

Các nhân tố được đưa vào mô hình để giải thích cho biến tiết kiệm là :

Kết quả nghiên cứu cho thấy chỉ có 4 biến giải thích có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích tiết kiệm là GDP, Time deposit rate (TDR), Real exchange rate (REER) và biến giả INDCRIS

Phương trình hồi quy mẫu:

sr= -2.88 (0.27) + 0.37 (0.02) gdpc + 0.02 (0.006) TDR – 0.36 (0.066) reer - 0.2 (0.025) INDCRIS

Như vậy, GDP bình quân đầu người có tác động dương đến tỷ lệ tiết kiệm Ngược lại, tỷgiá hối đoái thực tế lại có tác động âm đến tiết kiệm Lãi suất cũng có tác động dương đếntiết kiệm, cho thấy trong mô hình này, ảnh hưởng thay thế đã lấn át ảnh hưởng thu nhập(Souleymane Coulibaly và Mohamed Diaby2013)

- Lỗ hổng nghiên cứu: Dữ liệu chuỗi thời gian được thu thập trong một khoảng thời

gian khá ngắn (2002 -2011)

Phạm vi nghiên cứu chỉ ở nước Armenia, do vậy các kết luận thu được có thể khôngchính xác với các quốc gia khác

1.5 Sources and impacts of inflation in Pakistan (1996)

từ đó đề xuất những hàm ý chính sách để kiểm soát lạm phát

- Kết quả nghiên cứu: Để đo lường ảnh hưởng của lạm phát tới tiết kiệm và tăng trưởng

kinh tế, các tác giả đã xây dựng 3 mô hình log - log:

• ln(S) = a0 + b0 ln(Y) + c0 ln(PI) + d0 lnR

• ln(Y) = a1 + b1 ln(I) + c1 ln(X)

• ln(I) = a2 + b2 ln(Y) + c2 ln(PI) + d2 lnR

Trong đó:

S - domestic savings; Y – GDP; I - đầu tư; PI - chỉ số giá; X - xuất khẩu, R - lãi suất

Phương trình hồi quy mẫu:

1 Estimates of Savings Equation

ln(S) = -21.80 + 3.039 ln(Y)*** - 2.093 ln(PI)***** + 1.26 ln(R 4 )**

(-1.24) (1.699) (-1.369) (2.29)

R2 = 0.82 D.W = 1.82

F Stat = 110.63

3 Estimates of Investment Equation

ln(I) = -18.75 + 2.71 ln(Y) - 1.74 ln(PI) + 1.11 ln(R 4 )**

(-1.21) (1.717) (-1.28) (2.29)

R2 = 0.88 D.W = 1.93

F Stat = 45.86

Kết quả ở phương trình 1 cho thấy thu nhập có ảnh hưởng dương tới tiết kiệm và có ýnghĩa thống kê, điều này phù hợp với các suy đoán của mô hình lý thuyết kinh tế cổ điển.Tương tự, lãi suất cũng có ảnh hưởng dương tới tiết kiệm và cũng có ý nghĩa thống kê.Ngoài ra, lạm phát cũng là một nhân tố khác ảnh hưởng đến tiết kiệm Tuy nhiên ảnhhưởng của lạm phát là không rõ ràng do lạm phát không chỉ ảnh hưởng trực tiếp đến thunhập (phường trình 1) mà còn tác động đến đầu tư I (phương trình 3), trong khi đầu tư lại

là một biến giải thích khác cho tiết kiệm trong mô hình 1

- Lỗ hổng nghiên cứu: Phạm vi nghiên cứu chỉ trong một quốc gia Pakistan, do vậy các

kết luận thu được có thể không chính xác với các quốc gia khác

Bảng tổng hợp các nhân tố ảnh hưởng đến tiết kiệm xuất hiện trong mô hình

-: Ảnh hưởng ngược chiều

0: Không có ảnh hưởng (kết quả hồi quy không có ý nghĩa thống kê)

: Ảnh hưởng chưa xác định (có thể cùng chiều hoặc ngược chiều)

(a): Lý thuyết tiêu dùng của Keynes

(b): Lý thuyết về sự lựa chọn giữa các thời kỳ

(c) :Giả thuyết vòng đời của Franco Modigliani

(1) Souleymane Coulibaly and Mohamed Diaby (2013, table 4)

(2)M Aslam Chaudhary and Naved Ahmad (1996, table 5)

(3)Corbo and Schmidt-Hebbd (1991: table 4)

(4)Masson, Bayoumi, and Samiei (1995: table 2)

(5)Edwards (1996: table 2)

(6)Dayal-Gulao and Thimann (1997: table 4)

(7)Bailliu and Reisen (1998; table 1)

(8)Pesaran, Haque^nd Sharma (2000: table 6)

(9)Loayza, Schmidt-Hebbel, and Serven (2000; table 4, table 7)

CHƯƠNG 2: XÂY DỰNG MÔ HÌNH

2.1 Phương pháp luận của nghiên cứu

Bài tiểu luận được tiến hành theo hai phương pháp luận chủ yếu là phương pháp địnhlượng và mô tả thống kê Sau khi thu thập được một cơ sở dữ liệu, nhóm tiến hành mô tảthống kê để nắm được những đặc điểm của các biến (ví dụ như giá trị trung bình, giá trịlớn nhất/nhỏ nhất, độ lệch chuẩn,…) Dựa trên kết quả mô tả, nhóm tiến hành phân tích

dữ liệu với sự hỗ trợ của phần mềm Gretl để khảo sát và đưa ra kết luận về những ảnhhưởng của các yếu tố tác động tới lượng tiết kiệm của Mỹ

Cụ thể, quá trình triển khai tiểu luận được diễn ra như sau:

- Bước 1: Xây dựng cơ sở lý thuyết

- Bước 2: Xây dựng mô hình toán kinh tế

- Bước 3: Xây dựng mô hình kinh tế lượng:

- Bước 4: Thu thập số liệu

- Bước 5: Ước lượng các thông số của mô hình

- Bước 6: Kiểm định

- Bước 7: Diễn giải kết quả

- Bước 8: Đề xuất giải pháp

2.2 Xây dựng mô hình lý thuyết

Xây dựng mô hình hồi quy tổng thể ngẫu nhiên như sau:

- Re(Real interest rate): Lãi suất thực tế, lấy giá trị trung bình theo năm (%)

- Gpc(GDP per capital): Thu nhập bình quân đầu người của Mỹ, lấy giá trị trung bìnhtheo năm (đô la Mỹ)

- Ui: Sai số ngẫu nhiên

2.3 Mô tả số liệu

2.3.1 Nguồn số liệu

giới

giới

2.3.2 Mô tả thống kê số liệu

Chạy phần mềm Gretl ta thu được bảng số liệu sau:

Summary Statistics, using the observations 1967 - 2015

(missing values were skipped)Variable Mean Median Minimum Maximum

Từ kết quả trên ta có bảng sau:

Tên biến Giá trị trung

2.3.2 Ma trận tương quan giữa các biến độc lập

Chạy phần mềm Gretl ta thu được số liệu sau:

Correlation coefficients, using the observations 1967 - 2015

(missing values were skipped)5% critical value (two-tailed) = 0.2816 for n = 49

Theo kết quả trên ta có:

khi biết giá trị của thu nhập bình quân đầu người, ta có thể xác định được tương đối chắcchắn lượng tiết kiệm

tiết kiệm và khi biết giá trị của tốc độ tăng trưởng GDP ,ta chưa thể xác định được tươngđối chắc chắn lượng tiết kiệm

suất thực tế, ta khó có thể xác định được tương đối chắc chắn lượng tiết kiệm

- Hệ số tương quan giữa ln(re) và ln(gg) là 0.0651 ; giữa ln(gpc) và ln(gg) là -0.458 ;giữa ln(gpc) và ln(re) là 0.1712 đều gần giá trị 0

Chương 3 : Kết quả ước lượng và suy diễn thống kê

3.1 Chạy mô hình hồi quy và phân tích kết quả

3.1.1 Chạy mô hình hồi quy

Chạy phần mềm gretl ta thu được bảng số liệu sau :

Model 1: OLS, using observations 1967-2015 (T = 42)Missing or incomplete observations dropped: 7

Dependent variable: l_gds

const 17.1470 0.122194 140.3 <0.0001 ***

l_gg 0.0469987 0.0212474 2.212 0.0331 **

l_re 0.0335552 0.0106679 3.145 0.0032 ***

l_gpc 1.05104 0.0111159 94.55 <0.0001 ***

Mean dependent var 27.70545 S.D dependent var 0.827988

Sum squared resid 0.088876 S.E of regression 0.048362

R-squared 0.996838 Adjusted R-squared 0.996588

F(3, 38) 3993.304 P-value(F) 1.58e-47

Log-likelihood 69.72633 Akaike criterion −131.4527

Schwarz criterion −124.5020 Hannan-Quinn −128.9050

3.1.2 Phương trình hàm hồi quy mẫu

Ln()= 17,147 + 0,0469987.ln(gg) + 0,0335552.ln(re) + 1,05104.ln(gpc)

3.1.3 Phân tích kết quả chạy mô hình

Bảng giải thích kết quả hồi quy

Tên biến Hệ số hồi

qui Sai số chuẩn Hệ số t P- value

Khoảng tin cậy với độ tin cậy 95%

thể Bên cạnh đó, phần trăm tốc độ tăng trưởng GDP, lãi suất thực tế và GDP bình quânđầu người giải thích được 99,6838% cho sự biến động của tổng mức tiết kiệm nội địa

3.1.5 Ý nghĩa của các hệ số xác định

1 = 17,1470: khi giá trị của các biến độc lập bằng 0 với điều kiện các yếu tố khác không đổithì giá trị trung bình tổng mức tiết kiệm nội địa bằng 17,1470

khác không đổi thì giá trị trung bình của của tổng mức tiết kiệm nội địa tăng 0,0469987%

đổi thì giá trị trung bình của của tổng mức tiết kiệm nội địa tăng 0,0335552%

không đổi thì giá trị trung bình của tổng mức tiết kiệm nội địa tăng 1,05104%

3.2 Kiểm định giả thuyết

Các kiểm định được thực hiện với mức ý nghĩa

3.2.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình với lý thuyết

Ta tiến hành kiểm định phía phải các hệ số hồi qui của mô hình

3.2.2 Kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy

H1 : 1 ≠0

Ta thấy P-value <( do 0 < 0.05) nên bác bỏ H0, chấp nhận H1 Vậy 1 có ý nghĩa thống kê

H1 : 2 ≠0

Ta thấy P-value < (do 0,0331 < 0,05) nên bác bỏ H0, chấp nhận H1 Vậy hệ số hồi quy củabiến có ý nghĩa thống kê

H1 : 3 ≠0

Ta thấy P-value < (do 0,0032 < 0,05) nên bác bỏ H0, chấp nhận H1 Vậy 3 có ý nghĩa thống

kê

H1 : 4 ≠0

Ta thấy P-value < (do 0 < 0,05) nên chấp nhận H0 Vậy 4 có ý nghĩa thống kê

3.2.3 Kiểm định sự phù hợp của mô hình

H1: R2 > 0

Ta có Fqs = = = 3993,23676

= = 2,84

Ta thấy Fqs > (do 3993,23676> 2,84)

Vậy ta bác bỏ H0 và chấp nhận H1 Vậy hàm hồi qui đã xây dựng là phù hợp.

3.3 Kiểm định và khắc phục các khuyết tật của mô hình

3.3.1 Bỏ sót biến

Chạy phần mềm gretl thu được kết quả sau:

Auxiliary regression for RESET specification test

OLS, using observations 1967-2015 (T = 42)

Missing or incomplete observations dropped: 7

Ta thấy P-value=0,387>0,05 nên ta chưa có cơ sở bác bỏ H0, tức ta chấp nhận H0 Do vậy

mô hình không bỏ sót biến

3.3.2 Phương sai sai số thay đổi

Chạy phần mềm gretl thu được kết quả sau :

White's test for heteroskedasticity - OLS, using observations 1967-2015 (T = 42)

Missing or incomplete observations dropped: 7 - Dependent variable: uhat^2

coefficient std error t-ratio p-value