VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU Nghiên cứu sự phụ thuộc của GDP vào xuất khẩu và Tỷ giá hối đoái, tỷ lệ lạm phát ở Việt Nam giai đoạn 19952019 I. Lý do chọn đề tài “ Mối quan hệ giữa GDP phụ thuộc vào xuất khẩu và tỷ giá hối đoái , tỷ lệ lạm phát ở Việt Nam thực sự là gì, nó có tác động như thế nào đến kinh tế ?” Đây là câu hỏi mà nhiều chuyên gia đầu ngành đã đặt ra, đi tìm câu trả lời và cũng có rất nhiều đáp án. Đã có nhiều nghiên cứu được tiến hành, chủ yếu dựa tren những số lieuj thu thấp được trong quấ khứ nhằm tìm ra câu trả lời chính xác cho vấn đề này. Vì vậy đề tài” Mối quan hệ giữa xuất khẩu, tỷ giá hối đoái và tỷ lệ lạm phát ở Việt Nam” mà chúng em lựa chọn nghiên cứu dưới đây với mục đích phân tích thực trạng, tìm ra mối quan hệ, mức độ ảnh hưởng của xuất khẩu đối cũng như tỷ giá hối đoái, tỷ lệ lạm phát đến GDP.
BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG Họ tên thành viên nhóm: MỤC LỤC BÁO CÁO PHẦN XÂY DỤNG MƠ HÌNH HỒI QUY PHẦN KIỀM ĐỊNH CÁC KHUYẾT TẬT .1 I - Kiểm định khuyết tật mơ hình .1 1.1 Đa cộng tuyến 1.2 Phương sai sai số thay đổi 1.3 Tự tương quan 1.4 Kiểm định việc định mơ hình 1.5 Kiểm định tính phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên PHẦN ĐỀ XUẤT MƠ HÌNH MỚI VÀ KIỂM ĐỊNH KHUYẾT TẬT 1.Đề xuất mơ hình tốt Kiểm định khuyết tật đa cộng tuyến mơ hình tốt Phân tích nhận xét tính quy luật mối quan hệ biến phụ thuộc biến kinh tế mơ hình 3.1 Sự ảnh hưởng biến độc lập đến biến phụ thuộc 3.2 Sự thay đổi biến phụ thuộc giá trị biến độc lập tăng thêm đơn vị 3.3 Sự biến động giá trị biến phụ thuộc đo phương sai yếu tố ngẫu nhiên gây 1 VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU Nghiên cứu phụ thuộc GDP vào xuất Tỷ giá hối đoái, tỷ lệ lạm phát Việt Nam giai đoạn 19952019 I Lý chọn đề tài “ Mối quan hệ GDP phụ thuộc vào xuất tỷ giá hối đoái , tỷ lệ lạm phát Việt Nam thực gì, có tác động đến kinh tế ?” Đây câu hỏi mà nhiều chuyên gia đầu ngành đặt ra, tìm câu trả lời có nhiều đáp án Đã có nhiều nghiên cứu tiến hành, chủ yếu dựa tren số lieuj thu thấp quấ khứ nhằm tìm câu trả lời xác cho vấn đề Vì đề tài” Mối quan hệ xuất khẩu, tỷ giá hối đoái tỷ lệ lạm phát Việt Nam” mà chúng em lựa chọn nghiên cứu với mục đích phân tích thực trạng, tìm mối quan hệ, mức độ ảnh hưởng xuất đối tỷ giá hối đoái, tỷ lệ lạm phát đến GDP Cơ sở lý thuyết nhân tố nghiên cứu Trong kinh tế vĩ mô, lạm phát tăng mức giá chung cách liên tục hàng hóa dịch vụ theo thời gian[1] giá trị loại tiền tệ Khi mức giá chung tăng cao, đơn vị tiền tệ mua hàng hóa dịch vụ so với trước đây, lạm phát phản ánh suy giảm sức mua đơn vị tiền tệ Khi so sánh với nước khác lạm phát giảm giá trị tiền tệ quốc gia so với loại tiền tệ quốc gia khác Theo nghĩa người ta hiểu lạm phát loại tiền tệ tác động đến phạm vi kinh tế quốc gia, theo nghĩa thứ hai người ta hiểu lạm phát loại tiền tệ tác động đến phạm vi kinh tế sử dụng loại tiền tệ Phạm vi ảnh hưởng hai thành phần vấn đề gây tranh cãi nhà kinh tế học vĩ mô Ngược lại với lạm phát giảm phát Một số lạm phát hay số dương nhỏ người ta gọi "ổn định giá cả" Tỷ giá hối đối (còn gọi tỷ giá trao đổi ngoại tệ, tỷ giá Forex, tỷ giá FX Agio) hai tiền tệ tỷ đồng tiền trao đổi cho đồng tiền khác Nó coi giá đồng tiền quốc gia biểu tiền tệ khác Tăng nhu cầu loại tiền tệ hai giao dịch cầu tiền tăng nhu cầu đầu tăng tiền Nhu cầu giao dịch liên quan chặt chẽ đến mức độ hoạt động kinh doanh quốc gia, (GDP) tổng sản phẩm quốc nội, mức độ việc làm Càng nhiều người thất nghiệp, cơng chúng tồn thể chi tiêu vào hàng hóa dịch vụ Các ngân hàng trung ương thường có chút khó khăn điều chỉnh cung tiền có sẵn để cung cấp cho thay đổi nhu cầu sử dụng tiền nghiệp vụ kinh doanh Tổng sản phẩm quốc nội GDP tiêu quan trọng để đánh giá tình hình kinh tế quốc gia Dựa vào nghiên cứu kinh tế vĩ mô lý thuyết kinh tế, thấy xuất khẩu, tỷ lệ lạm phát tỷ giá hối đối có ảnh hưởng đáng kể đến GDP nước Theo lý thuyết nghiên cứu vĩ mô, xuất khẩu, tỷ lệ lạm phát tỷ giá hối đoái tăng mức độ phù hợp ngắn hạn, ta biểu diễn mối quan hệ biến qua mô hình tốn có dạng hàm số sau GDPi = + 2Xi + 3INFi + ERi + Ui Các biến kinh tế sử dụng mơ hình trên: GDP: Tổng sản phẩm quốc nội ( Tỷ VNĐ) ER: Tỷ giá hối đoái (VNĐ/USD) INF : Tỷ lệ lạm phát (%) IM: Nhập ( Triệu USD) Nội dung nghiên cứu: Với đề tài “ Nghiên cứu phụ thuộc GDP vào xuất Tỷ giá hối đoái, tỷ lệ lạm phát Việt Nam giai đoạn 1995-2019”, nội dung báo cáo nhóm em gồm có phần: Phần Xây dựng mơ hình hồi quy Phần Kiểm định khuyết tật mơ hình Phần Kết luận mơ hình ban đầu đề xuất mơ hình tốt Phần Kiến nghị vấn đề nghiên cứu PHẦN XÂY DỤNG MƠ HÌNH HỒI QUY I - Số liệu: Bảng Số liệu Nhập (IM – Triệu USD ), Tổng sản phẩm quốc nội (GDP - triệu USD ) Tỷ giá hối đoái Việt Nam (VNĐ/1 USD Mỹ) từ năm 1995 đến 2019 YEAR X GDP ER INF 1995 5,449.00 20,736.16 11,038.00 4.58 1996 7,255.90 24,657.47 11,033.00 5.67 1997 9,185.00 26,843.70 11,683.00 3.21 1998 9,360.30 27,209.60 13,268.00 7.27 1999 11,541.40 28,683.66 13,943.00 4.12 2000 14,482.70 31,172.52 14,168.00 (1.71) 2001 15,029.20 32,685.20 14,725.00 (0.43) 2002 16,706.10 35,064.11 15,280.00 3.83 2003 20,149.30 39,552.51 15,510.00 3.22 2004 26,485.00 45,427.85 15,746.00 7.76 2005 32,447.10 57,633.26 15,859.00 8.28 2006 39,826.20 66,371.66 15,994.00 7.39 2007 48,561.40 77,414.43 16,105.00 8.30 2008 62,685.10 99,130.30 16,302.00 23.12 2009 57,096.30 106,014.66 17,065.00 7.05 2010 72,191.87 115,931.75 18,613.00 8.86 2011 96,905.70 135,539.44 20,510.00 18.68 2012 114,529.20 155,820.00 20,828.00 9.09 2013 132,175.00 171,222.03 20,935.00 6.59 2014 150,042.00 186,204.65 21,151.00 4.71 2015 162,439.00 193,241.11 21,683.00 0.88 2016 175,942.00 205,276.17 21,932.00 3.24 2017 213,770.00 223,779.87 22,373.00 3.52 2018 244,723.00 245,213.69 22,606.00 3.54 2019 263,451.00 247,672.10 23,217.00 2.80 Nguồn số liệu: https://databank.worldbank.org/reports.aspx? source=2&country=VNM&series=&period# https://finance.vietstock.vn/du-lieu-vi-mo/48-49/xuat-nhapkhau.htm https://finance.vietstock.vn/du-lieu-vi-mo/53-64/ty-gia-lai-xuat.htm II – Lập mơ hình hồi qui mơ tả mối quan hệ biến kinh tế: Có nhiều dạng hàm mô tả quy luật kinh tế nêu (mối quan hệ biến), dạng hàm tuyến tính đưa tốt dựa giả định lý thuyết kinh tế Thực tiễn cho thấy tỷ lệ lạm phát, tỷ giá hối đóa kim ngạch xuất có ảnh hưởng lớn tới GDP nước sở , bên cạnh ảnh hưởng yếu tố khác (như nhập khẩu, tiêu dùng nước, chi tiêu phủ , đầu tư …) Dựa mơ hình tốn xét thêm ảnh hưởng yếu tố ngẫu nhiên, ta xây dựng mơ hình kinh tế lượng sau: GDPi = + 2Xi + 3INFi + ERi + Ui Đây mơ hình hồi qui tổng thể (PRM), đó: GDP: Tổng sản phẩm quốc nội ER: Tỷ giá hối đoái INF : tỷ lệ lạm phát X: Kim ngạch xuất 1: hệ số chặn 2, 3, : hệ số góc Ui: sai số ngẫu nhiên III - Ước lượng mơ hình hồi qui Với số liệu từ mẫu trên, hồi quy mơ hình phần mềm Eviews ta thu báo cáo sau: Báo cáo Kết ước lượng mơ hình hồi qui IM theo GDP ER Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 09:28 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C X INF -58304.73 0.703366 721.5458 18390.62 0.065635 388.8229 -3.170353 10.71635 1.855719 0.0046 0.0000 0.0776 ER R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 5.878274 0.986861 0.984984 9558.403 1.92E+09 -262.4234 525.7702 0.000000 1.369960 4.290837 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.0003 103939.9 78002.83 21.31388 21.50890 21.36797 0.777137 Tại cửa sổ Eview, chọn Quick => estimate equation, Nhập hàm hồi quy vào cửa sổ Equation specialization: GDP C X INF ER Chọn OK Thu = 0.986861, = -58304.73, =0.703366 , = 721.5458, = 5.878274 SRM: GDPi = -58304.73 + 0.703366 X i + 721.5458 INFi + 5.878274 ERi + Ui Ý nghĩa kinh tế hệ số hồi quy: + =0.703366 cho biết điều kiện tỷ lệ lạm phát tỷ giá hối đối khơng đổi, xuất tăng ( giảm ) triệu USD GDP trung bình tăng ( giảm) 0.703366 tỷ VNĐ + = 721.5458 cho biết điều kiện xuất tỷ giá hối đối khơng thay đổi , tỷ lệ lạm phát tăng ( giảm ) 1% GDP trung bình tăng ( giảm ) 721.5458 tỷ VNĐ + = 5.878274 cho biết điều kiện tỷ lệ lạm phát xuất không đổi , Tỷ giá hối đối tăng ( giảm ) 1VNĐ/ USD GDP trung bình tăng 5.878274 tỷ VNĐ Kiểm định phù hợp hàm hồi quy Cặp giả thuyết : H0: mơ hình hồi quy khơng phù hợp H1: mơ hình hồi quy phù hợp Dựa vào kết qura hồi quy tren ta có, Fqs= 525.7702 Tra bảng giá trị tới hạn Fisher, F0.05(k-1,n-4) = F0.05(3,21) = 3.07 Fqs > F0.05(3,21) Fqs thuộc miền bác bỏ Walpha Bác bỏ H0, chấp nhận H1 Với mức ý nghĩa 0.05, Mơ hình hồi quy phù hợp PHẦN KIỀM ĐỊNH CÁC KHUYẾT TẬT I - Kiểm định khuyết tật mơ hình 1.1 Đa cộng tuyến a) Phát đa cộng tuyến Độ đo Theil Hồi quy GDP theo GDP, IM theo ER Eviews ta thu báo cáo: Báo cáo Kết ước lượng mơ hình hồi qui GDP theo INF ER Tại cửa sổ Eview, chọn Quick => estimate equation, Nhập hàm hồi quy vào cửa sổ Equation specialization: GDP C INF ER Chọn OK Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 09:39 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C INF ER -229024.5 -606.5788 19.50395 22831.71 915.7779 1.267316 -10.03099 -0.662365 15.38996 0.0000 0.5146 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.915010 0.907284 23751.34 1.24E+10 -285.7604 118.4273 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 103939.9 78002.83 23.10083 23.24710 23.14140 0.317962 Báo cáo Kết ước lượng mơ hình hồi qui GDP theo INF X Tại cửa sổ Eview, chọn Quick => estimate equation, Nhập hàm hồi quy vào cửa sổ Equation specialization: GDP C X INF Chọn OK Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 09:42 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C INF X 19032.51 1242.702 0.964750 4891.614 494.3741 0.032705 3.890844 2.513688 29.49899 0.0008 0.0198 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.975342 0.973100 12793.35 3.60E+09 -270.2926 435.1011 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 103939.9 78002.83 21.86341 22.00967 21.90397 0.702934 Báo cáo Kết ước lượng mơ hình hồi qui GDP theo X ER Tại cửa sổ Eview, chọn Quick => estimate equation, Nhập hàm hồi quy vào cửa sổ Equation specialization: GDP C X ER Chọn OK Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 09:43 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C ER X -64471.72 6.672409 0.664543 19065.99 1.371781 0.065576 -3.381504 4.864048 10.13400 0.0027 0.0001 0.0000 R-squared Adjusted R-squared 0.984707 0.983316 Mean dependent var S.D dependent var 103939.9 78002.83 S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 10075.29 2.23E+09 -264.3216 708.2620 0.000000 Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 21.38573 21.53199 21.42629 0.431231 Thu R12 = 0.915010, R22 = 0.975342, R32 = 0.984707, R2 = 0.986861 Áp dụng cơng thức độ đo Theil, ta có : m = 0.986861 – ( 0.986861 -0.915010)+ ( 0.986861 – 0.975342) + ( 0.986861 – 0.984707 ) = 0.928683 > 0.8 Kết luận: Mơ hình ban đầu có khuyết tật đa cộng tuyến a) Phát đa cộng tuyến phương pháp hồi qui phụ Hồi quy X theo ER , INF Eviews ta thu báo cáo: Báo cáo Kết ước lượng mơ hình hồi qui phụ Tại cửa sổ Eview, chọn Quick => estimate equation, Nhập hàm hồi quy vào cửa sổ Equation specialization: X C INF ER Chọn OK Dependent Variable: X Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 09:45 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C INF ER -242718.5 -1888.242 19.37212 29846.27 1197.132 1.656673 -8.132287 -1.577306 11.69339 0.0000 0.1290 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.862325 0.849809 31048.44 2.12E+10 -292.4581 68.89836 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Ta có: F0,05(k-1,n-4) = F0,05(3,21) = 3.07 10 80097.15 80115.79 23.63665 23.78292 23.67722 0.366790 Fqs = 68.89836 Fqs > F0,05(1,n-2) Vậy với α = 0,05, mơ hình gốc có đa cộng tuyến 1.2 Phương sai sai số thay đổi Phát phương sai sai số thay đổi kiểm định White, từ Eviews ta có báo cáo sau: Báo cáo Kiểm định White Tại cửa sổ Eview, chọn View => Residual Diagnostics => Heteroskedasticity Tests => White Chọn OK Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 0.611360 6.709313 3.055676 Prob F(9,15) Prob Chi-Square(9) Prob Chi-Square(9) 0.7698 0.6674 0.9620 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 09:55 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C X^2 X*INF X*ER X INF^2 INF*ER INF ER^2 ER 2.98E+09 0.052853 -249.7186 -2.217765 30331.84 117377.3 562.8362 -1174533 19.54074 -485070.7 2.38E+09 0.037161 399.8572 1.663147 23520.53 573952.3 5961.468 81817809 15.60637 387468.9 1.250510 1.422260 -0.624519 -1.333475 1.289590 0.204507 0.094412 -0.014355 1.252100 -1.251896 0.2303 0.1754 0.5417 0.2023 0.2167 0.8407 0.9260 0.9887 0.2297 0.2298 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.268373 -0.170604 96287458 1.39E+17 -488.6594 0.611360 0.769750 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Ta có: 20,05(9) = 16.92 11 76744983 88994819 39.89275 40.38030 40.02797 2.292065 2qs = 6.709313 2qs < 20.05(9) 2qs W Vậy với α = 0.05, mơ hình gốc có phương sai sai số khơng thay đổi I.3 Tự tương quan Tại cửa sổ Eview, chọn View => Residual Diagnostics => Serial Correlation LM Test Chọn OK Phát Tự tương quan bậc kiểm định BG (Breusch Godfrey), từ Eviews ta thu báo cáo: Báo cáo Kiểm định BG Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 10.82017 8.776859 Prob F(1,20) Prob Chi-Square(1) 0.0037 0.0031 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 09:57 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C X INF ER RESID(-1) -3046.780 -0.034134 -136.0655 0.355192 0.680574 15208.81 0.055163 323.6094 1.135980 0.206899 -0.200330 -0.618784 -0.420462 0.312675 3.289403 0.8432 0.5430 0.6786 0.7578 0.0037 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.351074 0.221289 7890.009 1.25E+09 -257.0180 2.705043 0.059731 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 12 3.30E-11 8941.068 20.96144 21.20521 21.02905 1.617281 Thu = 0.351074 Ta có: 20,05(1) = 3,84 2qs = (n – 1)* = (25 – 1) x 0.351074 = 8.425776 2qs > 20,05(1) 2qs thuộc W Vậy với α = 0,05, mơ hình gốc có tự tương quan bậc 13 I.4 Kiểm định định mô hình Tại cửa sổ Eview, chọn View => Stalibility RESET Tests Diagnostics=>Ramsey Chọn OK Nghi ngờ mơ hình bỏ sót biến thích hợp, kiểm định Ramsey, từ Eviews ta thu báo cáo: Báo cáo Kiểm định Ramsey Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: GDP C X INF ER Omitted Variables: Squares of fitted values Value 7.922775 62.77036 35.50844 df 20 (1, 20) Probability 0.0000 0.0000 0.0000 Sum of Sq 1.46E+09 1.92E+09 4.64E+08 4.64E+08 df 21 20 20 Mean Squares 1.46E+09 91363075 23180092 23180092 Value -262.4234 -244.6692 df 21 20 t-statistic F-statistic Likelihood ratio F-test summary: Test SSR Restricted SSR Unrestricted SSR Unrestricted SSR LR test summary: Restricted LogL Unrestricted LogL Unrestricted Test Equation: Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 09:59 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C X INF ER FITTED^2 -9482.659 1.883982 468.5566 1.363187 -3.86E-06 11125.78 0.152639 198.4363 0.894952 4.87E-07 -0.852314 12.34275 2.361245 1.523195 -7.922775 0.4041 0.0000 0.0285 0.1434 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.996825 0.996190 4814.571 4.64E+08 -244.6692 1569.914 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 14 103939.9 78002.83 19.97354 20.21731 20.04115 0.941651 Ta có: F0,05(1,20) = 4.35 Fqs = 62.77036 Fqs > F0,05(1,20) Fqs thuộc W Vậy với mức ý nghĩa α = 0,05, mơ hình gốc bỏ sót biến I.5 Kiểm định tính phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên Tại cửa sổ Eview, chọn View => Residual Diagnostics => Histogram – Normality Tests Chọn OK Kiểm định tính chuẩn sai số ngẫu nhiên mơ hình gốc JB (Jarque-Bera), từ Eviews ta thu báo cáo: 15 Báo cáo Phân bố xác suất phần dư 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 = { 2qs : 2qs > 20.05(2)} Dựa vào kết Eview : Ta có: JBqs = 0.528653 20.05(2) = 5,9915 JBqs < 20.05(2) JBqs W Vậy với mức ý nghĩa α = 0.05, mơ hình gốc có sai số ngẫu nhiên tuân theo quy luật phân phối chuẩn Kết luận: Mơ hình gốc mắc khuyết tật đa cộng tuyến, tự tương quan, định dạng hàm sai (bỏ sót biến thích hợp) Khơng mắc khuyết tật sai số ngẫu nhiên khơng có phân phối chuẩn, PSSS thay đổi 16 PHẦN ĐỀ XUẤT MƠ HÌNH MỚI VÀ KIỂM ĐỊNH KHUYẾT TẬT 1.Đề xuất mơ hình tốt Để khắc phục khuyết tật, nhóm em lựa chọn thay đổi dạng hàm cách thay đổi dạng hàm bán log sau: GDPi = + 2Xi + 3INFi + log(ERi )+ Ui Chạy lại mơ hình thu kết Eviews: Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 10:15 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C INF X LOG(ER) -705180.9 745.3430 0.769786 76336.50 189648.2 409.9289 0.057155 19985.96 -3.718363 1.818225 13.46837 3.819506 0.0013 0.0833 0.0000 0.0010 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.985450 0.983371 10058.66 2.12E+09 -263.6988 474.0947 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 103939.9 78002.83 21.41590 21.61092 21.46999 1.801061 Bằng pp kiểm định Durbin – Waston, có dqs = 1.8016061 Vói k= 4, n=25 Tra bảng giá trị Durbin – Waston, có dL = 1.04, dU = 1.77 4-dU = 4-1.04 = 2.96 4-dL = - 1.77 = 2.23 Vậy dqs thuộc ( dU; 4- dU) => Thc khoảng khơng có TTQ Kết luận : Mơ hình ko mắc khuyết tật TTQ Kiểm định khuyết tật đa cộng tuyến mơ hình tốt Dependent Variable: X Method: Least Squares Date: 03/13/20 Time: 10:19 17 Sample: 1995 2019 Included observations: 25 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C INF LOG(ER) -2945014 -2284.054 3122.247 325917.9 1449.511 33540.32 -9.036063 -1.575741 9.310965 0.0000 0.1294 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.798941 0.780663 37520.94 3.10E+10 -297.1919 3.213043 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 80097.15 80115.79 24.01535 24.16162 24.05592 0.333176 Ta có Fqs= 3.213043 F0,05(2,n-3) = F0,05(2,22) = 3.44 Fqs < F0,05(1,13) = 3.44 Mơ hình ko mắc Khuyết tật đa cộng tuyến/ Phân tích nhận xét tính quy luật mối quan hệ biến phụ thuộc biến kinh tế mơ hình 3.1 Sự ảnh hưởng biến độc lập đến biến phụ thuộc SRM: GDPi = -58304.73 + 0.703366 X i + 721.5458 INFi + 5.878274 ERi + Ui Ý nghĩa kinh tế hệ số hồi quy: + =0.703366 cho biết điều kiện tỷ lệ lạm phát tỷ giá hối đối khơng đổi, xuất tăng ( giảm ) triệu USD GDP trung bình tăng ( giảm) 0.703366 tỷ VNĐ + = 721.5458 cho biết điều kiện xuất tỷ giá hối đối khơng thay đổi , tỷ lệ lạm phát tăng ( giảm ) 1% GDP trung bình tăng ( giảm ) 721.5458 tỷ VNĐ 18 + = 5.878274 cho biết điều kiện tỷ lệ lạm phát xuất không đổi , Tỷ giá hối đoái tăng ( giảm ) 1VNĐ/ USD GDP trung bình tăng 5.878274 tỷ VNĐ Dấu hệ số hồi qui: phù hợp với lý thuyết kinh tế Vậy hệ số mơ hình hồi qui phù hợp với lý thuyết kinh tế Sự biến động biến độc lập X, INF, ER giải thích 98.6861 % thay đổi biến phụ thuộc GDP(do = 0.986861) 3.2 Sự thay đổi biến phụ thuộc giá trị biến độc lập tăng thêm đơn vị 0.703366 721.5458 5.878274 0.065635 388.8229 1.369960 a) Khoảng tin cậy hai phía β2: Với mẫu n=25, α = 0,05 ta có: = 0.703366 ; = 0.065635; t(n-4)0.025 = t0.025(21)=2,552 Do đó: 0.703366 - 0.065635*2.552 β2 0.703366 +0.065635*2.552 0.5358654 β2 0.93586548 Vậy với mức ý nghĩa α = 0,05, xuất tăng (triệu usd) gdp tăng tối thiểu 0.5358654 tỷ VNĐ , tối đa 0.93586548 tỷ VNĐ b) Khoảng tin cậy phía β3: Với mẫu n=25, α = 0,05 ta có: = 721.5458; =388.8229; t(n-4)0.025 = t0.025(21)= 2,552 Do đó: 721.5458 - 388.8229* 2.552 β3 721.5458 + 388.8229* 2.552 -270.7302408 β3 1713.821841 Vậy với mức ý nghĩa α = 0,05, tỷ giá lạm phát tăng 1% GDP giảm tối thiểu 270.7302408 tỷ VNĐ , tối đa tỷ VNĐ, tăng tối thiểu 0,tối đa 1713.821841 tỷ VNĐ 3.3 Sự biến động giá trị biến phụ thuộc đo phương sai yếu tố ngẫu nhiên gây Phương sai biến phụ thuộc cho biết trung bình tổng bình phương biến động biến phụ thuộc Sự biến động phần ảnh hưởng 19 thay đổi giá trị biến độc lập, phần yếu tố ngẫu nhiên gây Do biến động giá trị biến phụ thuộc đo phương sai yếu tố ngẫu nhiên gây Ta có: = Vậy biến động giá trị biến phụ thuộc đo phương sai yếu tố ngẫu nhiên gây = 9558.403^2 20 ... 32,447.10 57 ,63 3. 26 15,859.00 8.28 20 06 39,8 26. 20 66 ,371 .66 15,994.00 7.39 2007 48, 561 .40 77,414.43 16, 105.00 8.30 2008 62 ,68 5.10 99,130.30 16, 302.00 23.12 2009 57,0 96. 30 1 06, 014 .66 17, 065 .00 7.05... -249.71 86 -2.217 765 30331.84 117377.3 562 .8 362 -1174533 19.54074 -485070.7 2.38E+09 0.037 161 399.8572 1 .66 3147 23520.53 573952.3 5 961 . 468 81817809 15 .60 637 387 468 .9 1.250510 1.422 260 -0 .62 4519... 0.703 366 721.5458 5.878274 0. 065 635 388.8229 1. 369 960 a) Khoảng tin cậy hai phía β2: Với mẫu n=25, α = 0,05 ta có: = 0.703 366 ; = 0. 065 635; t(n-4)0.025 = t0.025(21)=2,552 Do đó: 0.703 366 - 0. 065 635*2.552