Đang tải... (xem toàn văn)
Tổng sản phẩm quốc nội GDP là một chỉ tiêu có tính cơ sở phán ảnh sự tang trưởng kinh tế, quy mô kinh tế, trình độ phát triển kinh tế bình quân đầu người, cơ cấu kinh tế và sự thay đổi mức giá cả của một quốc gia. Bởi vậy, GDP là một công cụ quan trọng, thích hợp được dung phổ biến trên thế giới để khảo sát sự phát triển và sự thay đổi trong nền kinh tế quốc dân. Nhận thức chính xác và sử dụng hợp lý chỉ tiêu này có ý nghĩa quan trọng trong việc khảo sát và đánh giá trình trạng phát triển bền vững, nhịp nhàng, toàn diện nền kinh tế. Tổng thu nhập quốc gia là thu nhập tạo bởi tất cả hoạt đọng sản xuất trong nước và quốc tế của các công ty một quốc gia, là giá trị của mọi hoạt động sản xuất của nền kinh tế nội địa cộng với thu nhập ròng ( như tiền thuê, lợi nhuận, thu nhập nhân công) từ nước ngoài trong vòng 1 năm. Đứng trên góc độ nền kinh tế vĩ mô, GDP phụ thuộc vào khá nhiều nhân tố, trong đó có kim ngạch xuất khẩu, nhập khẩu và tỷ lệ lạm phát của nước đó có ảnh hưởng đến tổng GDP. Để phân tích rõ hơn tác động của từng nhân tố ảnh hưởng đến GDP , nhóm em quyết định chọn đề tài : “ Phân tích ảnh hưởng của tỷ lệ lạm phát, kim ngạch xuất nhập khẩu đến tổng sản phẩm quốc nội GDP của Việt Nam trong giai đoạn từ 1995 – 2019 “
BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG Họ tên: Mã số: Lớp: PHÂN TÍCH BỘ SỐ LIỆU: Tổng sản phẩm quốc nội (GDP), Lạm phát (INF) nhập ( IM), Xuất ( X) từ năm 1995 đến 2019 Số quan sát: 25 Số biến số: I Cơ sở chọn đề tài: Tổng sản phẩm quốc nội GDP tiêu có tính sở phán ảnh tang trưởng kinh tế, quy mơ kinh tế, trình độ phát triển kinh tế bình quân đầu người, cấu kinh tế thay đổi mức giá quốc gia Bởi vậy, GDP công cụ quan trọng, thích hợp dung phổ biến giới để khảo sát phát triển thay đổi kinh tế quốc dân Nhận thức xác sử dụng hợp lý tiêu có ý nghĩa quan trọng việc khảo sát đánh giá trình trạng phát triển bền vững, nhịp nhàng, toàn diện kinh tế Tổng thu nhập quốc gia thu nhập tạo tất hoạt đọng sản xuất nước quốc tế công ty quốc gia, giá trị hoạt động sản xuất kinh tế nội địa cộng với thu nhập ròng ( tiền thuê, lợi nhuận, thu nhập nhân cơng) từ nước ngồi vòng năm Đứng góc độ kinh tế vĩ mơ, GDP phụ thuộc vào nhiều nhân tố, có kim ngạch xuất khẩu, nhập tỷ lệ lạm phát nước có ảnh hưởng đến tổng GDP Để phân tích rõ tác động nhân tố ảnh hưởng đến GDP , nhóm em định chọn đề tài : “ Phân tích ảnh hưởng tỷ lệ lạm phát, kim ngạch xuất nhập đến tổng sản phẩm quốc nội GDP Việt Nam giai đoạn từ 1995 – 2019 “ Nội dung nghiên cứu: Với đề tài “ Mối quan hệ tỷ lệ lạm phát , kim ngạch xuất khẩu, nhập đến tổng sản phẩm quốc nội GDP Việt Nam giai đoạn từ 1995 – 2019”, nội dung báo cáo nhóm em gồm có phần: Xây dựng mơ hình hồi quy Kiểm định khuyết tật mơ hình Kết luận mơ hình ban đầu đề xuất mơ hình tốt Kiến nghị vấn đề nghiên cứu II, Xây dựng mơ hình hồi quy 1, Mơ tả số liệu Xây dựng mơ hình kinh tế lượng để phân tích tác động ảnh hưởng lãi suất, đầu tư trực tiếp nước đến tổng sản phẩm quốc nội quốc gia Việt Nam thời kì từ 19952019 Mơ hình gồm biến: - Biến phụ thuộc: + GDP: Tổng sản phẩm quốc nội, đơn vị: triệu USD - Biến độc lập: INF: Tỷ lệ lạm phát , đơn vị: % IM: Nhập , đơn vị triệu USD X: Xuất khẩu, đơn vị triệu USD Nguồn số liệu lấy từ trang web: https://databank.worldbank.org/reports.aspx? source=2&country=VNM&series=&period# Mơ hình hồi quy tổng thể (PRF): log(GDPi ) = α + α INF + α log(IM i )+ log(Xi)+ Ui Bảng số liệu GDP, INF, I, X, IM Việt Nam thời kì 1995- 2019 YEAR GDP 1995 20,736 1996 INF 4.581 I 1,780 X 6,804.128 IM 8,690 24,657 5.675 2,395 10,077.135 12,782 1997 26,844 3.210 2,220 11,570.361 13,755 1998 27,210 7.266 1,671 12,203.045 14,191 1999 28,684 4.117 1,412 14,332.148 15,151 2000 31,173 (1.710) 1,298 16,808.689 17,923 2001 32,685 (0.432) 1,300 17,997.102 18,596 2002 35,064 3.831 1,400 19,193.788 21,725 2003 39,553 3.220 1,450 22,415.698 26,759 2004 45,428 7.759 1,610 27,134.531 33,292 2005 57,633 8.281 1,954 36,712.091 38,623 2006 66,372 7.386 2,400 44,944.777 46,856 2007 77,414 8.304 6,700 54,591.008 65,096 2008 99,130 23.116 9,579 69,724.977 83,250 2009 106,015 7.055 7,600 66,374.595 76,434 2010 115,932 8.862 8,000 83,473.591 92,995 2011 135,539 18.676 7,430 107,605.944 113,208 2012 155,820 9.094 8,368 124,700.595 119,242 2013 171,222 6.592 8,900 143,186.372 139,491 2014 186,205 4.710 9,200 160,889.682 154,791 2015 193,241 0.879 11,800 173,490.415 171,962 2016 205,276 3.244 12,600 192,187.638 186,929 2017 223,780 3.520 14,100 227,345.654 221,075 2018 245,214 3.539 15,500 259,514.071 251,282 2019 271,447 2.796 15,630 276,064.071 287,941 Xây dựng số mơ hình hồi quy ( Với mức ý nghĩa α =5%) Mơ hình hồi quy tổng thể (PRF) log(GDPi ) = α + α INF + α log(IM i )+ log(Xi)+ ui • Mơ hình hồi quy mẫu (SRF) log(GDP )i = β + β log(IM i ) + β log(X i ) + β INF+ ei ( ei ước lượng Ui) Dependent Variable: LOG(GDP) Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 11:03 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(IM) LOG(X) INF 3.007640 -0.338612 0.418943 0.000877 0.207090 0.231435 0.217271 0.002810 14.52335 1.463099 1.928209 0.312181 0.0000 0.1582 0.0675 0.7580 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.995171 0.994482 0.063655 0.085092 35.56278 1442.705 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 11.23609 0.856898 -2.525023 -2.330003 -2.470932 0.684847 (SPR) log( GDP i ) = 3.007640 - 0.338612 log(IMi) + 0.418943 log(X i) + 0.000877 INFi + ei Với β2 = 0.338612; kim ngạch xuất khẩu, tỷ lệ lạm phát khong đổi tổng kim ngạch nhập tăng (giảm) % GDP trung bình giảm(tang ) 0.338612 % Với β3 = 0.418943; kim ngạch nhập khẩu, tỷ lệ lạm phát khong đổi tổng kim ngạch xuất tăng (giảm) % GDP trung bình tang ( giảm ) 0.418943 % Với β4 = 0.000877; kim ngạch nhập khẩu, xuất khong đổi tỷ lệ lạm phát tang ( giảm) 1% GDP trung bình tang 0.0877% Hệ số hồi quy hồn toàn phù hợp với lý thuyết kinh tế đưa Kiểm định sử phù hợp hàm hồi quy Cách 1: H : R = - Kiểm định giả thiết : H1 : R ≠ ( H : Mơ hình khơng phù hợp ; H : Mơ hình phù hợp) - Ta có P_value = 0.000000 < α = 0,05 => chấp nhận H1 Tức ba biến nhập ( IM), xuất ( X) tỷ lệ lạm phát ( INF) giải thích cho biến động GDP Hàm hồi quy phù hợp, có ý nghĩa thống kê Cách 2: H : R = Kiểm định giả thiết : H1 : R ≠ ( H : Mơ hình khơng phù hợp ; H : Mơ hình phù hợp) Dựa vào kết Eview trên, ta có Fqs = 1442.705 Tra bảng giá trị F, có: F0.05(k-1,n-4) = F0.05(3,21) = 3.07 Fqs > F0.05(3,21) Fqs thuộc miền bác bỏ W Bác bỏ H0, chấp nhận H1 Với mức ý nghĩa 0.05, Mơ hình hồi quy phù hợp IIII, Kiểm định khuyết tật 1, Kiểm định tượng tự tương quan mơ hình kiểm định Breush- Godfrey Kết Eviews phương pháp BG thu : Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 7.137265 6.575151 Prob F(1,20) Prob Chi-Square(1) 0.0147 0.0103 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 13:55 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(IM) LOG(X) INF RESID(-1) -0.000931 0.010346 -0.010757 0.000724 0.517700 0.182174 0.203626 0.191172 0.002486 0.193781 -0.005111 0.050810 -0.056267 0.291119 2.671566 0.9960 0.9600 0.9557 0.7740 0.0147 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.263006 0.115607 0.055997 0.062712 39.37748 1.784316 0.171614 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Sử dụng kiểm định : BG Lập cặp gt : H0: mơ hình ko có tư tương quan bậc H1: mơ hình có tư tương quan bậc Tiêu chuẩn kiểm định + n.R2 = Obs*R-squared = 6.575151 Miền bác bỏ : W={ X2: X2 > X2(2)} Tra bảng giá trị bình phương , ta có X2(2) = 5.9915 => Khi binh phương quan sát thuộc miền bác bỏ bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1 Vậy mô hình có tự tương quan bậc 1.20E-15 0.059544 -2.750198 -2.506423 -2.682585 1.746042 2, Kiểm định phương sai sai số thay đổi kiểm định White Kiểm định White (no cross terms) với mơ hình gốc Giả thuyết kiểm định: H0: Mơ hình gốc có phương sai sai số khơng đổi (đồng đều) H1: Mơ hình gốc có phương sai sai số thay đổi Kết kiểm định: Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 1.766435 12.86326 10.54026 Prob F(9,15) Prob Chi-Square(9) Prob Chi-Square(9) 0.1585 0.1689 0.3085 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 14:14 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(IM)^2 LOG(IM)*LOG(X) LOG(IM)*INF LOG(IM) LOG(X)^2 LOG(X)*INF LOG(X) INF^2 INF 0.150439 0.482502 -0.944171 -0.001137 -0.267986 0.462680 0.001562 0.243132 -2.50E-05 -0.004268 0.277480 0.438432 0.833143 0.007346 0.559563 0.395986 0.006749 0.524689 6.13E-05 0.007617 0.542161 1.100518 -1.133265 -0.154729 -0.478920 1.168425 0.231497 0.463384 -0.407674 -0.560341 0.5957 0.2885 0.2749 0.8791 0.6389 0.2609 0.8201 0.6497 0.6893 0.5835 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.514530 0.223249 0.004666 0.000327 105.0985 1.766435 0.158535 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.003404 0.005294 -7.607880 -7.120330 -7.472655 2.037421 • Sử dụng kiểm định White: • Lập cặp giả thuyết H0 : Mơ hình có PSSS khơng thay đổi H1: Mơ hình có PSSS thay đổi • Tiêu chuẩn kiểm định: n.R2 = Obs*R-squared = 12.86326 * Miền bác bỏ : W={ X2: X2 > X2(9)} Tra bảng giá trị Chi bình phương ta có , X2(9) = 16.92 => X2qs không thuộc miền bác bỏ Chưa có sở bác bỏ giả thuyết Ho Vậy mơ hình có phương sai sai số không đổi Kiểm định White (cross terms) với mô hình gốc Kết kiểm định: Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 2.434731 6.451512 5.286421 Prob F(3,21) Prob Chi-Square(3) Prob Chi-Square(3) 0.0932 0.0916 0.1520 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 14:21 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(IM)^2 LOG(X)^2 INF^2 0.001561 0.001430 -0.001428 -1.10E-05 0.007888 0.000801 0.000759 9.29E-06 0.197870 1.784639 -1.883034 -1.188228 0.8450 0.0888 0.0736 0.2480 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.258060 0.152069 0.004875 0.000499 99.79662 2.434731 0.093244 Giả thuyết kiểm định: Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.003404 0.005294 -7.663729 -7.468709 -7.609639 1.540716 H0: Mơ hình gốc có phương sai sai số không đổi (đồng đều) H1: Mô hình gốc có phương sai sai số thay đổi • Tiêu chuẩn kiểm định: n.R2 = Obs*R-squared = 6.451512 • Miền bác bỏ : W={ X2: X2 > X2(3)} • Tra bảng giá trị Chi bình phương ta có , X2(3) = 7.81 => X2qs không thuộc miền bác bỏ Chưa có sở bác bỏ giả thuyết Ho Vậy mơ hình có phương sai sai số khơng đổi 3, Kiểm định định dạng phương trình hồi quy kiểm định Ramsey RESET Kết kiểm định: Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: LOG(GDP) C LOG(IM) LOG(X) INF Omitted Variables: Squares of fitted values t-statistic F-statistic Likelihood ratio Value 2.499626 6.248128 6.796560 df 20 (1, 20) Probability 0.0213 0.0213 0.0091 Sum of Sq 0.020255 0.085092 0.064837 0.064837 df 21 20 20 Mean Squares 0.020255 0.004052 0.003242 0.003242 Value 35.56278 38.96106 df 21 20 F-test summary: Test SSR Restricted SSR Unrestricted SSR Unrestricted SSR LR test summary: Restricted LogL Unrestricted LogL Unrestricted Test Equation: Dependent Variable: LOG(GDP) Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 14:25 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(IM) LOG(X) INF FITTED^2 6.371010 -0.171149 -0.054930 0.002882 0.057559 1.358240 0.290589 0.271491 0.002638 0.023027 4.690637 -0.588971 -0.202327 1.092467 2.499626 0.0001 0.5625 0.8417 0.2876 0.0213 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.996321 0.995585 0.056937 0.064837 38.96106 1354.001 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat • Giả thuyết kiểm định: 11.23609 0.856898 -2.716885 -2.473110 -2.649272 1.105486 H0: Mơ hình gốc có dạng hàm đúng/khơng thiếu biến H1: Mơ hình gốc có dạng hàm khơng đúng/thiếu biến • Miền bác bỏ: W={ F: F > Fα(k-1; n-k) } • Dựa vào kết eviews , ta có : Fqs= 6.248128 Fα(2,n-5) =F0.05(2,20)= 3.49 => Fqs € W => bác bỏ H0, chấp nhận H1 => Mơ hình có dạng hàm khong đúng/ bỏ sót biến 4, Kiểm định tượng đa cộng tuyến mơ hình hồi quy phụ Hồi quy phụ INF theo IM, X: INFi = = β + β log(IM i ) + β log(Xi)+ Vi Giả thuyết kiểm định: Ho: Mơ hình khơng có đa cộng tuyến H1: Mơ hình có đa cộng tuyến Kết kiểm định: Dependent Variable: INF Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 14:32 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(IM) LOG(X) -28.86405 38.83576 -35.89356 14.45941 15.48746 14.60341 -1.996212 2.507561 -2.457889 0.0084 0.0200 0.0223 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.238587 0.169367 4.830306 513.3008 -73.24829 3.246817 0.049868 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 6.142810 5.299929 6.099863 6.246128 6.140431 1.546401 Ta có: F0,05(k-1,n-3) = F0,05(2,22) = 3.44 Fqs = 3.246817 Miền bác bỏ: W = { F: Fqs > F0.05(k-1;n-k) } (k-1,n-k) Fqs < F0,05 Fqs không thuộc miền bác bỏ Vậy với α = 0,05, mơ hình gốc khơng có khuyết tật đa cộng tuyến Kiểm định tính phân phối chuẩn mơ hình Kiểm định tính chuẩn sai số ngẫu nhiên mơ hình gốc JB (Jarque-Bera), từ Eviews ta thu báo cáo: • Lập cặp giả thuyết: H0 : Mơ hình có SSNN theo quy luật phân phối chuẩn H1: Mơ hình khơng có SSNN theo quy luật phân phối chuẩn • Miền bác bỏ: W = { χ2qs : χ2qs > χ20.05(2)} • Dựa vào kết Eview : Ta có: JBqs = 0.528653 χ20.05(2) = 5,9915 JBqs < χ20.05(2) JBqs ∉ Wα Vậy với mức ý nghĩa α = 0.05, mơ hình gốc có sai số ngẫu nhiên tn theo quy luật phân phối chuẩn IV, Kết luận Từ kiểm định ta rút kết luận sau: • Tổng kim ngạch xuất khẩu, nhập tỷ lệ lạm phát có ảnh hưởng đến tổng sản phẩm quốc nội GDP Việt Nam giai đoạn từ 1995 - 2019 • Mơ hình lựa chọn phù hợp với lý thuyết kinh tế • IM, X, INF giải thích 99.5171 % biến động GDP • Mơ hình gốc khơng có phương sai sai số thay đổi • Mơ hình gốc khơng có tương đa cộng tuyến • Mơ hình gốc có tượng tự tương quan có dạng hàm khơng đúng/ bị bỏ sót biến Biện pháp khắc phục:Thêm biến độc lập: I – tổng đầu tư trực tiếp nước vào Việt Nam FDI Mơ hình : log(GDP )i = β + β log(IM i ) + β log(X i ) + β INF +β log(Ii)+ ei Thu thập số liệu sau tiến hạnh nhập bảng số liệu sau thêm biến độc lập I vào mơ hình YEAR GDP INF X IM 1995 20,736 4.581 6,804.128 8,690 1996 24,657 5.675 10,077.135 12,782 1997 26,844 3.210 11,570.361 13,755 1998 27,210 7.266 12,203.045 14,191 1999 28,684 4.117 14,332.148 15,151 2000 31,173 (1.710) 16,808.689 17,923 2001 32,685 (0.432) 17,997.102 18,596 2002 35,064 3.831 19,193.788 21,725 2003 39,553 3.220 22,415.698 26,759 2004 45,428 7.759 27,134.531 33,292 2005 57,633 8.281 36,712.091 38,623 2006 66,372 7.386 44,944.777 46,856 2007 77,414 8.304 54,591.008 65,096 2008 99,130 23.116 69,724.977 83,250 2009 106,015 7.055 66,374.595 76,434 2010 115,932 8.862 83,473.591 92,995 2011 135,539 18.676 107,605.944 113,208 2012 155,820 9.094 124,700.595 119,242 2013 171,222 6.592 143,186.372 139,491 2014 186,205 4.710 160,889.682 154,791 2015 193,241 0.879 173,490.415 171,962 2016 205,276 3.244 192,187.638 186,929 2017 223,780 3.520 227,345.654 221,075 2018 245,214 3.539 259,514.071 251,282 2019 271,447 2.796 276,064.071 287,941 Kết hồi quy mơ hình thu sau: Dependent Variable: LOG(GDP) Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 15:29 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(IM) LOG(X) LOG(I) INF 3.252132 -0.053468 0.687224 0.135178 0.000358 0.160482 0.190234 0.169302 0.030493 0.002048 20.26482 -0.281065 4.059166 4.433103 0.174643 0.0000 0.0815 0.0006 0.0003 0.0029 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.997565 0.997077 0.046324 0.042919 44.11802 2048.009 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 11.23609 0.856898 -3.129442 -2.885667 -3.061829 1.957540 Khi đó, mơ hình thu là: SRM: log(GDP )i = 3.252132 -0.053468* log(IM i ) + 0.687224 *log(X i ) + 0.000358 *INF +0.135178 *log(Ii)+ ei Kiểm đinh tự tương quan bậc pp Durbin – Waston: Dựa vào kết ta có, dqs = 1.957540 Với k= 5, n=25 , Tra bảng giá trị Durbin – Waston, ta có: dL = 0.95, dU = 1.89 4- dL = 4- 0.95 = 3.05 4- dU = - 1.89 = 2.11 Dqs thuộc khoảng ( dU ; 4- dU ) Mơ hình khơng có khuyết tật tự tương quan bậc -Các biến độc lập xuất , nhập tỷ lệ lạm phát giải thích 99.7565% thay đổi biến phụ thuộc GDP - Tìm khoảng tin cậy phía β Với mẫu n=25, α = 0,05 ta có: = 0.687224 ; =0.169302; t(n-4)0.025 = 2,552 Do đó: 0.687224 -0.169302* 2.552 ≤ β3 ≤ 0.687224 + 0.169302* 2.552 ⇔ 0.255165296 ≤ β3≤ 1.119283 Vậy với mức ý nghĩa α = 0,05, kim ngach xuất tăng 1% GDP tang tối thiểu 0.255165296 %, tối đa 1.119283% -Phương sai sai số ngẫu nhiên mơ hình tốt : 0.046324 V KIẾN NGHỊ VỀ VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU Hầu hết quốc gia giới, khơng phân biệt khuynh hướng trị, mổi quốc gia tự xác định riêng cho chiến lược riêng để phát triển kinh tế – xã hội Tăng trưởng phát triển kinh tế mục tiêu tất nước giới, thước đo chủ yếu tiến giai đoạn quốc gia Không riêng đất nước cả, Việt Nam xem việc phát triển kinh tế nhiệm vụ thiết Việt Nam sau 20 năm đổi mới, có bước phát triển đáng kể, đất nước ta từ kinh tế thời bao cấp trì trệ chuyển sang kinh tế thị trường theo định hướng XHCN Tổng thu nhập quốc dân năm tăng lên Hơn đất nước gia nhập vào kinh tế toàn cầu WTO, hội nhập kinh tế quốc tế Dưới số kiến nghị để tiếp tục thành tựu đạt tiến trình phát triển bền vững thể việc GDP Việt Nam liên tục tang năm qua: • Để tăng GDP nước phải tăng cường thực sách thu hút vốn đầu tư, tăng cường xuất hạn chế nhập • Chú trọng thu hút tập đoàn đa quốc gia đầu tư dự án lớn, công nghệ cao, kết cấu hạ tầng, tạo bước chuyển biến tái cấu, thúc đẩy công nghiệp hỗ trợ tạo điều kiện cho DN nước phát triển • Để tăng cường xuất hạn chế nhập khẩu: • Ở cấp độ nhà nước ổn định trị- xã hội, quan hệ quốc tế tốt đẹp, hành lang pháp lý hoàn chỉnh rõ ràng, minh bạch theo phương hướng ổn định; máy điều hành nhanh nhậy, chế sách, cơng cụ điều hành vĩ mơ hợp lý, có lãi suất ngân hàng, tỷ giá hối đối có tác dụng thúc đẩy xuất khẩu, hạn chế nhập Nâng cao khả cạnh tranh cấp độ doanh nghiệp khả không ngừng nâng cao hiệu sản xuất kinh doanh, nhanh nhậy nắm bắt tình hình cung – cầu (cả lượng lẫn chất) thị trường giới sản xuất kinh doanh Các mặt hàng loại hình dịch vụ khả cạnh tranh thể trước hết giá thành hạ, chất lượng cao, mẫu mã, bao bì phù hợp với thị hiếu người tiêu dùng tiếp thị rộng rãi • ... từ kinh tế thời bao cấp trì trệ chuyển sang kinh tế thị trường theo định hướng XHCN Tổng thu nhập quốc dân năm tăng lên Hơn đất nước gia nhập vào kinh tế toàn cầu WTO, hội nhập kinh tế quốc tế. .. phát triển kinh tế – xã hội Tăng trưởng phát triển kinh tế mục tiêu tất nước giới, thước đo chủ yếu tiến giai đoạn quốc gia Không riêng đất nước cả, Việt Nam xem việc phát triển kinh tế nhiệm vụ... nước quốc tế công ty quốc gia, giá trị hoạt động sản xuất kinh tế nội địa cộng với thu nhập ròng ( tiền thuê, lợi nhuận, thu nhập nhân cơng) từ nước ngồi vòng năm Đứng góc độ kinh tế vĩ mơ, GDP