TRÌNH BÀY CÁC BIỆN PHÁP KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG TỔNG SẢN PHẨM QUỐC NỘI GDP VIỆT NAM

TRÌNH BÀY CÁC BIỆN PHÁP KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG TỔNG SẢN PHẨM QUỐC NỘI GDP VIỆT NAM TRÌNH BÀY CÁC BIỆN PHÁP KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG TỔNG SẢN PHẨM QUỐC NỘI GDP VIỆT NAM TRÌNH BÀY CÁC BIỆN PHÁP KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG TỔNG SẢN PHẨM QUỐC NỘI GDP VIỆT NAM TRÌNH BÀY CÁC BIỆN PHÁP KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG TỔNG SẢN PHẨM QUỐC NỘI GDP VIỆT NAM TRÌNH BÀY CÁC BIỆN PHÁP KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG TỔNG SẢN PHẨM QUỐC NỘI GDP VIỆT NAM TRÌNH BÀY CÁC BIỆN PHÁP KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG TỔNG SẢN PHẨM QUỐC NỘI GDP VIỆT NAM TRÌNH BÀY CÁC BIỆN PHÁP KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG TỔNG SẢN PHẨM QUỐC NỘI GDP VIỆT NAM TRÌNH BÀY CÁC BIỆN PHÁP KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG TỔNG SẢN PHẨM QUỐC NỘI GDP VIỆT NAM TRÌNH BÀY CÁC BIỆN PHÁP KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG TỔNG SẢN PHẨM QUỐC NỘI GDP VIỆT NAM TRÌNH BÀY CÁC BIỆN PHÁP KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG TỔNG SẢN PHẨM QUỐC NỘI GDP VIỆT NAM

TRƯỜNG ĐẠI HỌC THƯƠNG MẠI ———— BÀI THẢO LUẬN HỌC PHẦN: KINH TẾ LƯỢNG ĐỀ TÀI: TRÌNH BÀY CÁC BIỆN PHÁP KHẮC PHỤC HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN BIẾN ĐỘNG TỔNG SẢN PHẨM QUỐC NỘI GDP VIỆT NAM Giáo viên hướng dẫn : Nguyễn Thị Hiên Nhóm thực : 05 Lớp học phần : 2114AMAT0411 Hà Nội, tháng năm 2021 MỤC LỤC PHẦN MỞ ĐẦU PHẦN LÝ THUYẾT .3 I Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) Khái niệm Phương pháp tính Tổng sản phẩm quốc nội .3 II Tự tương quan III Phát hiện tượng Đồ thị phần dư: Kiểm định Durbin- Watson: 3 Kiểm định B-G (Breush- Godfrey): .4 IV Khắc phục tượng tự tương quan C VẬN DỤNG .9 I Ước lượng mơ hình hồi quy phần mềm eview Bảng số liệu GDP Việt Nam giai đoạn 2000 – 2019 .9 Ước lượng mơ hình hồi quy Kiểm định T 10 Kiểm định F 11 II Phát hiện tượng tự tượng quan 11 Kiểm định B-G 11 Kiểm định D – W 13 II Khắc phục tượng tự tương quan (mơ hình hồi quy chưa biết ) 13 Ước lượng dựa thống kê d DW 13 Phương pháp DW bước 17 PHẦN MỞ ĐẦU Có nhiều dự báo tăng trưởng kinh tế giới Việt Nam ngắn hạn trung hạn dựa phân tích kỹ thuật phân tích Tuy nhiên, tăng trưởng ẩn số phụ thuộc đa biến tích hợp ảnh hưởng nhiều nhân tố có tác động khác nhau, cộng hưởng, triệt tiêu khuyếch đại theo diễn biến phức tạp Nhận diện nhân tố ảnh hưởng giúp nhà nghiên cứu có nhìn khách quan khả tác động chúng tới xu hướng tăng trưởng kinh tế Việt Nam tương lai (viễn cảnh trung hạn) cần thiết bên cạnh dự báo định lượng công bố tổ chức nghiên cứu nước Vậy yếu tố có tồn mối quan hệ độc lập hay tự tương quan không? Nếu có khắc phục tượng nào? Nhóm định giải đáp câu hỏi việc nghiên cứu phân tích nhân tố ảnh hưởng đến GDP Bài thảo luận cung cấp cho cô giáo bạn thông tin liên quan đến tượng tự tương quan, cách phát khắc phục phần mềm Eviews PHẦN LÝ THUYẾT I Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) Khái niệm Hiện nay, có nhiều quan điểm khác tiêu GDP nghiên cứu này, tác giả thống sử dụng khái niệm: “Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) giá trị hàng hóa cuối tạo kinh tế khoảng thời gian định thường năm” Tổng cục Thống kê Việt Nam quan điểm chủ đạo để nghiên cứu quy mô GDP Việt Nam Phương pháp tính Tổng sản phẩm quốc nội - Phương pháp sản xuất: Phản ánh nguồn gốc GDP tạo từ hoạt động sản xuất kinh tế - Phương pháp phân phối: Phản ánh việc phân chia kết sản xuất kinh tế cho chủ sở hữu nhân tố tham gia vào trình sản xuất tạo GDP - Phương pháp sử dụng cuối cùng: Phản ánh trình GDP sử dụng kinh tế II Tự tương quan Hiện tượng tự tương quan mơ hình hồi quy gây nhiều hậu nghiêm trọng Vậy cần thiết phải có biện pháp để khắc phục tượng Vì có tương quan chuỗi, ước lượng OLS ( trung bình 0, phương sai không đổi, không tự tương quan ) không hiệu Sau đưa số biện pháp khắc phục tượng này, biện pháp lại dựa hiểu biết chất phụ thuộc qua lại nhiễu -Tự tương quan biết - Tự tương quan chưa biết III Phát hiện tượng Đồ thị phần dư: - Vẽ đồ thị phần dư theo quan sát ( theo thời gian) - Nếu đồ thị tuân theo quy luật kết luận có tự tương quan Kiểm định Durbin- Watson: Bài toán: Phát tự tương quan bậc MH Phương pháp: B1: Ước lượng mơ hình hồi quy gốc, thu B2: TCKĐ: (5.5) Phương pháp: - Dựa vào thông số: n, k’=k-1, α, tra bảng xác định dU dL biểu diễn trục số - Xác định khoảng chứa d, kết luận theo quy tắc kiểm định TTQ dương Khơng xđ d1 Khơng có TTQ du Khơng xđ 4-du TTQ âm 4-dl Kiểm định B-G (Breush- Godfrey): Giả sử: ִ…++ AR(p) B1: Ước lượng mơ hình hồi quy gốc (*), thu đươc et B2: Ước lượng mơ hình hồi quy thu Kiểm định giả thuyết H0: ρ1= ρ2=…= ρp=0 B3: BTKĐ: TCKĐ: = (n-1) * Miền bác bỏ H0: IV Khắc phục tượng tự tương quan a Trường hợp biết cấu trúc tự tương quan: Phương pháp GLS: • u tự hồi quy bậc p, AR(p) t 4 u = u + u +…+ u +v t t-1 t-2 p t-p t với : hệ số tự tương quan;  < • Giả sử u tự hồi qui bậc AR(1) t u = u + e t t-1 t (*) e : sai số ngẫu nhiên (nhiễu trắng), thỏa mãn giả định OLS: t E(e ) = 0; t Var(e ) =  ; t  Cov(e , e ) = t t+s Xét mơ hình hai biến: y =  +  x + u (8.2) t 1 t t Nếu (8.2) với t với t – y t-1 = + x +u 1 t-1 t-1 (8.3) Nhân hai vế (8.3) với  y t-1 =  +  x + u (8.4) 1 t-1 t-1 Trừ (8.2) cho (8.4) y - y =  (1 - ) +  (x - x ) + (u - u ) t t-1 1 t t–1 t t–1 =  (1 - ) +  (x - x )+e 1 t t–1 t (8.5) gọi phương trình sai phân tổng quát Đặt:  * =  (1 - ) 1  *= 1 y * = y - y t t t–1 x * = x - x t t t–1 Khi (8.5) thành (8.5) y * =  * +  *x * + e t 1 t t (8.5*) Vì e thoả mãn giả định phương pháp OLS nên ước lượng tìm t BLUE • Phương trình hồi qui 8.5* gọi phương trình sai phân tổng quát (Generalized Least Square – GLS) Để tránh mát quan sát, quan sát đầu y x biến đổi sau: b.Trường hợp  chưa biết  Phương pháp sai phân cấp • Nếu  = 1, thay vào phương trình sai phân tổng quát (8.5) y –y =  (x – x ) + (u – u ) t t–1 t t–1 t t–1 =  (x – x )+e t t–1 t y =   x + e t t t Hay: (8.6) phương trình sai phân cấp  toán tử sai phân cấp (8.6) Sử dụng mơ hình hồi qui qua gốc toạ độ để ước lượng hồi qui (8.6) Giả sử mơ hình ban đầu y = + x + t+u t 1 t t (8.7) Trong t biến xu u theo mơ hình tự hồi qui bậc t Thực phép biến đổi sai phân cấp (8.7) y =  x +  + e t t t đó: y = y – y t t t–1 x = x – x t t t–1 • Nếu  = -1, thay vào phương trình sai phân tổng quát (8.5) y +y = 2 +  (x + x )+e t t–1 1 t t–1 t Hay: (*) Mơ hình * gọi mơ hình hồi qui trung bình trượt  Ước lượng  dựa thống kê d-Durbin-Watson hay Đối với mẫu nhỏ sử dụng thống kê d cải biên Theil – Nagar Dùng giá trị  vừa ước lượng để chuyển đổi số liệu mơ hình 8.5  Thủ tục lặp Cochrance – Orcutt để ước lượng  Giả sử có mơ hình hai biến y = + x +u t 1 t t (8.8) Mơ hình u tự tương quan bậc AR(1) t u = u +e t t–1 t (8.9) Các bước ước lượng  Bước 1: Ước lượng mô hình (8.8) phương pháp OLS thu phần dư e t Bước 2: Sử dụng phần dư để ước lượng hồi qui: (8.10) Do e ước lượng vững u thực nên ước lượng  thay cho  thực t t Bước 3: Sử dụng thu từ (8.10) để ước lượng phương trình sai phân tổng quát (8.5) Hay y * =  * +  * x * + v (8.11) t 1 t t Bước 4: Vì chưa biết p thu từ (8.10) có phải ước lượng tốt  hay không nên giá trị ước lượng  *  * từ (8.11) vào hồi qui gốc (8.8) 1 phần dư e *: t e * = y – ( * +  * x ) t t 1 t (8.12) Ước lượng phương trình hồi qui tương tự với (8.10) (8.13) (8.13) ước lượng vòng  Thủ tục tiế tục ước lượng  khác lượng nhỏ, chẳng hạn nhỏ 0,05 0,005  Phương pháp Durbin – Watson bước để ước lượng  Viết lại phương trình sai phân tổng quát y =  (1 - ) +  x –  x + y + e (8.14) t 1 t t–1 t–1 t Thủ tục Durbin – Watson bước để ước lượng : Bước 1: Hồi qui (8.14) y theo x , x y t t t–1 t–1 Xem giá trị ước lượng hệ số hồi qui y Bước 2: Sau thu t–1 (= ) ước lượng  , thay ước lượng hồi qui (8.5*) với biến biến đổi C VẬN DỤNG I Ước lượng mơ hình hồi quy phần mềm eview Bảng số liệu GDP Việt Nam giai đoạn 2000 – 2019 ( nguồn: niên giám thống kê 2010 2019 ) Trong đó: - GDP: Biến phụ thuộc – Tổng sản phẩm quốc nội (nghìn tỷ đồng) - L : Biến giải thích - Lao động (nghìn người) - I : Biến giải thích – Đầu tư (nghìn tỷ) Ước lượng mơ hình hồi quy Ta lựa chọn mơ hình hồi quy sau: Chạy eview hồi quy GDP theo I L ta bảng sau: Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 04/27/21 Time: 00:23 Sample: 2000 2019 Included observations: 20 Variable Coefficient Std Error t-Statistic C I -115809.1 945923.9 3.146171 0.221211 -0.122430 0.9040 14.22251 0.0000 Prob L -1.859694 22.89560 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.988078 0.986676 215945.1 7.93E+11 -272.4092 704.4939 0.000000 -0.081225 0.9362 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 2493728 1870788 27.54092 27.69028 27.57007 0.398259 Hàm hồi quy mẫu: Ý nghĩa hệ số hồi quy: : Khi lao động không đổi , đầu tư tăng nghìn tỷ GDP trung bình Việt Nam tăng lên 3.146171 nghìn tỷ : Khi đầu tư không đổi, lao động tăng triệu người GDP trung bình Việt Nam giảm 1.859694 triệu Kiểm định T +) Với mức ý nghĩa 5% Kiểm định giả thuyết: lao động không ảnh hưởng đến tổng sản phẩm quốc nội GDP Với mức ý nghĩa Xây dựng tiêu chuẩn kiểm định: Nếu Miền bác bỏ Ta có p-value= 0,9362 Với mức ý nghĩa 5% ta nói lao động không ảnh hưởng đến tổng sản phẩm quốc nội +) Với mức ý nghĩa 5% Kiểm định giả thuyết: Đầu tư không ảnh hưởng đến tổng sản phẩm quốc nội GDP Với mức ý nghĩa Xây dựng tiêu chuẩn kiểm định: Nếu Miền bác bỏ Ta có p-value= 0,0000 10 Với mức ý nghĩa 5% ta nói đầu tư có ảnh hưởng đến tổng sản phẩm quốc nội Kiểm định F Bài toán: Với liệu cho trên, mức ý nghĩa α= 5%, kiểm định giả thuyết: yếu tố lao động đầu tư không ảnh hưởng đến GDP Giải Với mức ý nghĩa 5% ta KĐGT : : hệ số ( j=2;3 ) => : : XDTCKD: Nếu Có: Bác bỏ H0 chấp nhận H1 Vậy với mức ý nghĩa 5% tồn hai yếu tố lao động đầu tư có ảnh hưởng đến GDP II.Phát hiện tượng tự tượng quan Kiểm định B-G Kiểm định BG với α= 5%  Với � = 1: Ta kiểm định giả thuyết: TCKD: X2= �� Nếu �0 X2 ~ X2 (1) Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 27.19405 12.59157 Prob F(1,16) 0.0001 Prob Chi-Square(1) 0.0004 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 04/19/21 Time: 16:47 11 Sample: 2000 2019 Included observations: 20 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob I L C RESID(-1) -0.118449 10.23905 -405764.8 0.823057 -0.842308 0.706277 -0.677960 5.214792 0.4120 0.4902 0.5075 0.0001 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.629579 0.560125 135474.0 2.94E+11 -262.4780 9.064684 0.000969 0.140624 14.49722 598508.4 0.157831 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 12 2.74E-10 204263.6 26.64780 26.84695 26.68668 1.084992 Từ bảng ước lượng ta có p-value = 0.0004< 0.05=α → �ℎấ� �ℎậ� �1 bác bỏ �0 Vậy với mức ý nghĩa α= 5% có tượng TTQ bậc Kiểm định D – W Với mẫu n = 19, � = 0,05, k’=2; xét bảng tra giá trị ta được: dU = 1.536 dL= 1.074 - dU = 2,464 - dL= 2.926 Nhận thấy < dW = 0.39829 < dL Mơ hình hồi quy có tồn tự tương quan II Khắc phục tượng tự tương quan (mơ hình hồi quy chưa biết ) Ước lượng dựa thống kê d DW - Trong phần kiểm định d ta có cơng thức: hay - Với 0,398259 - Phương trình sai phân tổng quát: - Bằng Excel ta tính sau: 13 - Ước lượng mơ hình với biến GDP1T ;biến L1T I1T ta được: Dependent Variable: GDP1T Method: Least Squares Date: 04/19/21 Time: 16:55 Sample: 2001 2019 Included observations: 19 Coef Variable ficient Std Error 2.47 I1T 6366 792 5917 C 445 049 0.95 0.0 000 2.321 059 5138 1221793 52.9 b 8.178 54.54 - Pro Statistic 0.302 126 L1T t- 0.0 338 - 0.0 2.377709 302 Mean 753 R-squared 2782 dependent var Adjusted R0.94 S.D 946.6 492 squared S.E regression 6880 dependent var of 1134 Akaike 32.9 criterion info 164.5 26 25975 14 Sum squared resid 2.06 E+11 Log - likelihood F-statistic Prob(Fstatistic) Schwarz 26 criterion 40887 Hannan-Quinn 26 246.4676 criter 161 Durbin- 28499 1.1 4280 07360 Watson stat 0.00 0000 Nhìn vào bảng số liệu ta có: Và → Ta thấy → Khơng có kết luận Thủ tục lặp C – O Ta sử dụng phương pháp lặp Cochrance- Orcutt để ước lượng : Gõ hộp lệnh ( Command) Eviews: LS GDP C I L AR(1) Ta bảng sau : Dependent Variable: GDP Method: ARMA Maximum Likelihood (BFGS) Date: 04/19/21 Time: 16:58 Sample: 2000 2019 Included observations: 20 Convergence achieved after iterations Coefficient covariance computed using outer product of gradients Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C I L AR(1) SIGMASQ -997966.5 2.809031 22.82884 0.821052 1.35E+10 -0.482836 4.308661 0.432691 5.529151 3.146353 0.6362 0.0006 0.6714 0.0001 0.0067 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.995946 0.994864 134066.8 2.70E+11 -262.1844 921.1611 0.000000 Inverted AR Roots 82 2066884 0.651950 52.76014 0.148495 4.28E+09 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Nhìn vào kết ta có Ta tiếp tục thực thao tác gõ hộp lệnh Command : GENR YM = Y - *GDP(-1) 15 2493728 1870788 26.71844 26.96738 26.76704 1.031706 GENR IM = I - *X(-1) GENR LM = L - *Z(-1) LS GDPM C IM LM Ta : Dependent Variable: GDPM Method: Least Squares Date: 04/24/21 Time: 20:06 Sample (adjusted): 2001 2019 Included observations: 19 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic C IM LM -1219816 498432.5 2.463930 0.302778 138.9161 57.87228 -2.447304 0.0263 8.137746 0.0000 2.400390 0.0289 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.946618 0.939945 112431.7 2.02E+11 -246.2992 141.8622 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Prob 707383.4 458789.7 26.24202 26.39114 26.26726 1.136204 Ta kiểm tra tương quan chuỗi kiểm định BG Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 2.818654 3.005526 Prob F(1,15) 0.1139 Prob Chi-Square(1) 0.0830 Nếu Prob(Obs*R-Squared) > α ta dừng lại Và theo kết ta thấy Prob ( Obs*R – Squared) = 0.0830>0.05 Nếu Prob(Obs*R-Squared) < α ta tiếp tục thực Phương pháp DW bước Bước 1:Ước lượng ρ Hồi quy mơ hình phụ Y theo * Gõ hộp lệnh (Command) Eviews: Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 04/24/21 Time: 20:11 Sample (adjusted): 2001 2019 Included observations: 19 after adjustments Variable Coefficient Std Error 16 t-Statistic Prob C GDP(-1) I I(-1) L L(-1) -943840.9 0.676787 -0.853653 2.047087 71.50114 -49.73425 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.997984 0.997208 98112.07 1.25E+11 -241.7381 1286.919 0.000000 494069.4 0.153699 1.273378 1.659745 106.3996 107.9742 -1.910341 4.403323 -0.670384 1.233374 0.672006 -0.460613 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.0784 0.0007 0.5143 0.2393 0.5133 0.6527 2601733 1856885 26.07770 26.37594 26.12817 1.683453 Ta thấy hệ số ước lượng vững 0,676787 Ta đổi biến: GENR GDPN = GDP - 0,676787*GDP(-1) GENR IN = I - 0,676787*I(-1) GENR LN = L - 0,676787*L(-1) Hồi quy mơ hình LS GDPN IN LN Dependent Variable: GDPN Method: Least Squares Date: 04/24/21 Time: 20:15 Sample (adjusted): 2001 2019 Included observations: 19 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic C IN LN -1125728 592513.7 2.642688 0.285263 73.79118 41.08258 -1.899918 0.0756 9.264034 0.0000 1.796167 0.0914 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.972795 0.969395 122503.7 2.40E+11 -247.9293 286.0689 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Prob 1040235 700248.7 26.41361 26.56273 26.43885 0.937181 Ta kiểm tra tương quan chuỗi kiểm định BG Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 4.912892 4.687664 Prob F(1,15) 0.0425 Prob Chi-Square(1) 0.0304 Test Equation: 17 Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 04/24/21 Time: 20:16 Sample: 2001 2019 Included observations: 19 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C IN LN RESID(-1) -66051.93 -0.033858 4.676998 0.498278 -0.124169 -0.132173 0.126796 2.216505 0.9028 0.8966 0.9008 0.0425 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.246719 0.096063 109810.0 1.81E+11 -245.2378 1.637631 0.222848 531953.6 0.256161 36.88606 0.224804 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -4.18E-10 115497.6 26.23555 26.43438 26.26920 1.857422 Prob(Obs*R-Squared) =0.0304 < 0.05 có tượng tự tương quan =>> Không khắc phục tượng 18 ... năm” Tổng cục Thống kê Việt Nam quan điểm chủ đạo để nghiên cứu quy mơ GDP Việt Nam Phương pháp tính Tổng sản phẩm quốc nội - Phương pháp sản xuất: Phản ánh nguồn gốc GDP tạo từ hoạt động sản. .. khơng tự tương quan ) không hiệu Sau đưa số biện pháp khắc phục tượng này, biện pháp lại dựa hiểu biết chất phụ thuộc qua lại nhiễu -Tự tương quan biết - Tự tương quan chưa biết III Phát hiện tượng. .. việc nghiên cứu phân tích nhân tố ảnh hưởng đến GDP Bài thảo luận cung cấp cho cô giáo bạn thông tin liên quan đến tượng tự tương quan, cách phát khắc phục phần mềm Eviews PHẦN LÝ THUYẾT I Tổng sản