BÁO cáo THỰC HÀNH KINH tế LƯỢNG

Qua thực nghiệm, nhóm nhận thấy chỉ số vàng và giá xăng dầu có tác động rõ rệt lên tỷ giá USD.. Để xem xét mức độ ảnh hưởng này, ta hãy nghiên cứu thông qua phương pháp hồi quy để có thể

Trang 1

L p 08TT1D_KHOÁ 12 Page 1

BÁO CÁO THỰC HÀNH

KINH TẾ LƯỢNG

THÀNH VIÊN :

Trang 2

Hiện nay, Việt Nam đã gia nhập vào WTO làm cho việc giao thương giữa nước ta với quốc tế diễn ra ngày càng nhiều và đa dạng Kéo theo đó, nhu cầu sử dụng đồng USD cũng tăng mạnh và ảnh hưởng rất lớn đến sự phát triển các ngành nghề xuất nhập khẩu nói riêng, nền kinh tế Việt Nam nói chung Chính vì thế, nhận biết xu hướng và các yếu

tố ảnh hưởng đến USD cũng trở nên bức thiết hơn bao giờ hết Qua thực nghiệm, nhóm nhận thấy chỉ số vàng và giá xăng dầu có tác động rõ rệt lên tỷ giá USD Để xem xét mức

độ ảnh hưởng này, ta hãy nghiên cứu thông qua phương pháp hồi quy để có thể kết luận

Xây dựng mô hình kinh tế lượng về mối quan hệ giữa tỷ giá USD, chỉ số vàng và giá

xăng dầu Số liệu trong giai đoạn suy thoái và hậu suy thoái:

Nguồn số liệu:

1.www.gso.gov.vn (Tổng cục thống kê)

2. www.vietcombank.com.vn (Vietcombank)

3 www.petrolimex.com.vn (Tổng công ty xăng dầu Việt Nam)

Đặt:

Y: tỷ giá USD (nghìn đồng/usd)

X2: giá xăng dầu (nghìn đồng/lít)

X3: chỉ số vàng (%)

Thời gian Chỉ số USD Giá xăng dầu Chỉ số vàng

Trang 3

Xét hàm hồi quy tổng thể:

PRF: E(Y/X2, X3) = β 1 + β 2 X 2 + β 3 X 3

Trong đó:

Y: biến phụ thuộc

X2, X3: là các biến giải thích

Mô hình hồi quy tổng thể:

PRM: Yi = β 1 + β 2 X 2 + β 3 X 3 + Ui

Hàm hồi quy mẫu:

SRF: Yˆi ˆ1ˆ2X2 ˆ3X3

Với số liệu trên nhập vào phần mềm Eviews ta thu được bảng sau:

Trang 4

III ƯỚC LƯỢNG MÔ HÌNH HỒI QUI:

Với số liệu đã có mẫu quan sát n=12 bằng phần mềm Eviews ta ước lượng mô

hình và thu được kết quả báo cáo sau:

Dependent Variable: Y

Method: Least Squares

Date: 11/13/10 Time: 15:05

Sample: 2009:05 2010:04

Included observations: 12

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

X3 -0.085486 0.021367 -4.000841 0.0031

X2 0.212978 0.065328 3.260146 0.0098

C 23.64541 2.472544 9.563193 0.0000

R-squared 0.760330 Mean dependent var 18.14617

Adjusted R-squared 0.707070 S.D dependent var 0.574278

S.E of regression 0.310817 Akaike info criterion 0.713092

Sum squared resid 0.869464 Schwarz criterion 0.834319

Log likelihood -1.278554 F-statistic 14.27580

Durbin-Watson stat 1.747767 Prob(F-statistic) 0.001615

Từ báo cáo trên ta thu được mô hình hồi quy mẫu sau:

i

Yˆ  23 645  0 213 2  0 085 3

* Kiểm định sự phù hợp của hệ số hồi quy:

1 Xét một cặp giả thuyết:

H0: β2 = 0

H1: β2 ≠ 0

Trang 5

Tiêu chuẩn kiểm định:

) ˆ (

ˆ

2

* 2 2 2



SE

t  

Ta thấy: P-value = 0.0098 < α=5%

Vậy bác bỏ Ho, chấp nhận H1 tức là β 2 phù hợp

2 Xét một cặp giả thuyết:

H 0 : β3 = 0

H 1 : β 3 ≠ 0

) ˆ (

ˆ

3

* 3 3 3



SE

t  

Ta thấy: P-value = 0.0031 < α=5%

Vậy bác bỏ Ho, chấp nhận H1 tức là β3 phù hợp

*Kiểm định sự phù hợp của mô hình

Xét cặp giả thiết:

Ho: 2 0



R

0 : 2

1 R 

H

) 1 ( ) 1 (

) (

2 2











k R

k n R

Ta thấy: p-value=0.001615< α=5%

Vậy bác bỏ H0 , chấp nhận H1

Kết luận: mô hình hồi quy phù hợp

Trang 6

IV KIỂM ĐỊNH CÁC KHUYẾT TẬT CỦA MÔ HÌNH:

1 Đa cộng tuyến:

Để phát hiện đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy ta sử dụng mô hình hồi quy phụ

i

Ta thu được báo cáo 2:

Xét cặp giả thuyết:

H0: Mô hình không có đa cộng tuyến

H1 : Mô hình có đa cộng tuyến

Tiêu chuẩn kiểm định:

) 1 )(

1

(

) (

2 2





k R

k n R

Ta thấy: Prob(F-statistic)= p = 0.832845 > α=5%

Vậy chưa có cơ sở bác bỏ H0 nên chấp nhận H0

Kết luận : mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến

Dependent Variable: X2

Date: 11/13/10 Time: 15:51

Sample: 2009:05 2010:04

X3 -0.022355 0.103188 -0.216640 0.8328

C 17.63240 10.59053 1.664922 0.1269 R-squared 0.004671 Mean dependent var 15.34000

Adjusted R-squared -0.094862 S.D dependent var 1.437896

Trang 7

2 Phương sai sai số thay đổi :

Dựa vào kiểm định White để kiểm định xem mô hình có phương sai sai số thay đổi hay không,ta có mô hình phụ: e i2 1 2X2i 3X3i 4X22i 5X32i v2i

White Heteroskedasticity Test:

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Date: 11/14/10 Time: 09:34

Sample: 2009:05 2010:04

X2 -0.014141 0.256027 -0.055233 0.9575

X3^2 -0.013186 0.010842 -1.216120 0.2634 R-squared 0.288010 Mean dependent var 0.072455 Adjusted R-squared -0.118842 S.D dependent var 0.058612 S.E of regression 0.061997 Akaike info criterion -2.429117

Sum squared resid 0.026906 Schwarz criterion -2.227073

Log likelihood 19.57470 F-statistic 0.707898 Durbin-Watson stat 3.112708 Prob(F-statistic) 0.611548

Trang 8

2 3

2 2

5 3

2 2

013 0 10

* 56 3 396

0 014

0 801 1

Đặt giả thiết: Ho:2 3 4 5 0

Ta thấy : n 2

R =3.456 < 2(df)=7.815 Vậy chưa có cơ sở bác bỏ H0 nên chấp nhận H0

Kết luận : mô hình không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi

3 Tự tương quan :

Dựa vào kiểm định Breusch – Godfrey để kiểm định xem mô hình có hiện tượng

tự tương quan hay không,xét mô hình:

t t p t

t

t t

t

v u u

u

u X

Y











1

2

1





Ta thu được báo cáo 4 :

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 0.048564 Probability 0.831101

Obs*R-squared 0.072406 Probability 0.787865

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Date: 11/14/10 Time: 10:08

Presample missing value lagged residuals set to zero

X2 0.000818 0.022898 0.035720 0.9724

X3 -0.003739 0.071134 -0.052561 0.9594

C -0.028694 2.617845 -0.010961 0.9915

RESID(-1) 0.086293 0.391579 0.220372 0.8311

R-squared 0.006034 Mean dependent var -5.97E-16

Trang 9

Xét mô hình:

Yt = β1+ β2Xt + ut với ut= ρ1ut

Giả thiết:

Ho: ρ1=0

Theo báo cáo, ta thấy:Probability = 0.787865 > α=5%

Chấp nhận Ho, nghĩa là không có hiện tượng tự tương quan

4 Phát hiện chỉ định hàm:

Dùng kiểm định Reset của Ramsey để kiểm định xem mô hình có bỏ sót biến thích hợp không.Ta thu được báo cáo 5:

Ramsey RESET Test:

F-statistic 3.979711 Probability 0.070088

Log likelihood ratio 9.113174 Probability 0.010498

Test Equation:

Date: 11/27/10 Time: 07:13

Sample: 2009:05 2010:04

X2 -65.56888 329.9455 -0.198726 0.8481

X3 26.29987 132.4314 0.198592 0.8482

C -5268.648 27260.74 -0.193269 0.8522

Adjusted R-squared -0.366703 S.D dependent var 0.281144

Trang 10

FITTED^2 15.74357 85.34916 0.184461 0.8589

FITTED^3 -0.265885 1.566885 -0.169690 0.8701

Log likelihood 3.278033 F-statistic 13.85418

Xét mô hình: Y i 12X2i 3Yˆ2 4Yˆ3v i

Giả thiết: Ho: β3= β4=0

Tiêu chuẩn kiểm định:

m R

k n R

R F

new

old new











) 1

(

) ( ) (

2

2 2

~ F(m, n-k)

Theo báo cáo, ta thấy Probability = 0.07 > α=5%

Chấp nhận Ho, tức là mô hình không bỏ sót biến

5 Kiểm định tính chuẩn của sai số ngẫu nhiên:

Dùng kiểm định Jarque-Bera để xem xét tính chuẩn của sai số ngẫu nhiên Ta thu được báo cáo 6

Trang 11

Kiểm định cặp giả thuyết:

H0: U có phân phối chuẩn

H1: U không có phân phối chuẩn













24

) 3 ( 6

2 2

K S n JB

3

.

) (

u

i

SE n

u u

4

.

) (

u

i

SE n

u u

Theo báo cáo trên, ta thấy:

Probability = 0.6 > α=5%

Chấp nhận Ho, tức là U có phân phối chuẩn

Kết luận: Mô hình hoàn chỉnh, không có khuyết tật

IV.Kết luận:

Trang 12

Date: 11/13/10 Time: 15:05

Sample: 2009:05 2010:04

1 Ý nghĩa các hệ số hồi quy:

 ˆ2  0 213 khi giá xăng dầu tăng 1 nghìn đồng/lít và chỉ số giá vàng không thay đổi thì tỷ giá USD trung bình tăng 0.213 nghìn đồng/USD

 ˆ3   0 085 khi chỉ số vàng tăng 1% và giá xăng dầu không thay đổi thì tỷ giá USD trung bình giảm 0.085 nghìn đồng /USD

 R2 = 0.76033: Cho biết 76.033% tỷ giá USD là do chỉ số vàng và giá xăng dầu gây nên

2 Khoảng tin cậy:

Tiêu chuẩn thống kê:

) ˆ (

ˆ

2

* 2 2



SE

t   ~ T(n-3)

Khoảng tin cậy với:

 Độ tin cậy 0.95

 t0.05/2(10-3) = t0.025(7)= 2.365

Trang 13

 Khoảng tin cậy của β2

) ˆ ( ) 7 ( ˆ

) ˆ ( ) 7 (

ˆ

2 025

0 2 2

2 025

0

0.213-2.365*0.065< β2 <0.213+2.365*0.065

0.059< β2<0.367

Tức là khi giá xăng dầu tăng 1% thì tỷ giá USD tăng giảm từ 0.059 đến 0.367 nghìn đồng/USD

 Khoảng tin cậy của β3:

) ˆ ( ) 7 ( ˆ

) ˆ ( ) 7 (

ˆ

3 025

0 3 3

3 025

0

-0.085-2.365*0.021< β3 <-0.085+2.365*0.021

-0.135< β3<-0.035

Tức là khi chỉ số vàng tăng 1% thì tỷ giá USD giảm từ 0.035 đến 0.135 nghìn

đồng/USD

THE END

Định dạng
Số trang	13
Dung lượng	540,63 KB