Trình bày kết quả nghiên cứu tác động của các yếu tố Chi tiêu chính phủ (G) và Xuất khẩu ròng (NX) tới tổng sản phẩm quốc dân (GDP).

Trình bày kết quả nghiên cứu tác động của các yếu tố Chi tiêu chính phủ (G) và Xuất khẩu ròng (NX) tới tổng sản phẩm quốc dân (GDP). Trình bày kết quả nghiên cứu tác động của các yếu tố Chi tiêu chính phủ (G) và Xuất khẩu ròng (NX) tới tổng sản phẩm quốc dân (GDP). Trình bày kết quả nghiên cứu tác động của các yếu tố Chi tiêu chính phủ (G) và Xuất khẩu ròng (NX) tới tổng sản phẩm quốc dân (GDP). Trình bày kết quả nghiên cứu tác động của các yếu tố Chi tiêu chính phủ (G) và Xuất khẩu ròng (NX) tới tổng sản phẩm quốc dân (GDP). Trình bày kết quả nghiên cứu tác động của các yếu tố Chi tiêu chính phủ (G) và Xuất khẩu ròng (NX) tới tổng sản phẩm quốc dân (GDP).

MỤC LỤC LỜI MỞ ĐẦU Tổng sản phẩm quốc dân hay GDP giá trị thị trường tất hàng hóa dịch vụ cuối nhân tố sản xuất nước sản xuất thời kỳ định Bên cạnh GDP số quan trọng đo sức khỏe kinh tế quốc gia bên cạnh số chung so sánh phát triển kinh tế quốc gia khác Trong kinh tế thị trường tổng sản phẩm quốc dân ngày bị tác động mạnh mẽ nhiều yếu tố khác yếu tố người, công nghệ, tỷ lệ thất nghiệp… bên cạnh cịn yếu tố đóng vai trị tác động trực tiếp đến tổng sản phẩm quốc dân mà nhóm nghiên cứu đưa với mục đích đánh giá kiểm định ảnh hưởng yếu tố  Tổng sản phẩm quốc dân  Chi tiêu phủ  Xuất rịng Chi tiêu phủ bao gồm nhiều hạng mục với chức khác chi tiêu cho tiêu dùng phủ cung cấp hàng hóa dịch vụ phi thị trường; chi tiêu cho sản xuất phủ cung cấp hàng hóa dịch vụ thị trường (khi doanh nghiệp nhà nước trực tiếp tham gia sản xuất kinh doanh hàng hóa thị trường); chi tiêu cho đầu tư phản ánh đầu tư cơng vào hình thành vốn đem lại lợi ích dài hạn sở hạ tầng, đường xá, trường học, bệnh viện Về chất, chi tiêu cho tiêu dùng phủ cung cấp hàng hóa dịch vụ phi thị trường hàng hóa dịch vụ cung cấp miễn phí hay mức giá thấp nhiều so với chi phí sản xuất Những dịch vụ miễn phí phủ cung cấp cho xã hội kể đến an ninh quốc phòng, thực thi pháp luật, y tế cộng đồng, phổ cập giáo dục tiểu học, nghiên cứu khoa học Có nhiều quan điểm nói tác động chi tiêu phủ đến kinh tế sau ba quan điểm: − Chi tiêu phủ có tác động tích cực thúc đẩy tăng trưởng kinh tế thông qua việc thực chức thực thi pháp luật, cung cấp hàng hóa dịch vụ cơng, hàng hóa dịch vụ có ngoại ứng tích cực, dịch vụ hỗ trợ thị trường Theo Knack Keefer (1995), chi tiêu phủ cho hoạt động thực thi pháp luật trật tự tạo dựng môi trường kinh tế - xã hội ổn định tạo điều kiện thuận lợi cho tăng trưởng kinh tế Bên cạnh đó, chương trình chi tiêu phủ cung cấp hàng hóa cơng có giá trị quốc phịng, công nghệ, truyền thông, sở hạ tầng hàng hóa có ngoại ứng tích cực y tế giáo dục yếu tố định tăng trưởng kinh tế − Một số học giả khác lại cho chi tiêu phủ có tác động tiêu cực, làm giảm tốc độ tăng trưởng kinh tế nguyên nhân như: chi tiêu phủ chèn lấn đầu tư tư nhân, chiếm chỗ hoạt động khu vực tư nhân, làm biến dạng phân bổ nguồn lực hay ức chế đổi nhiều lĩnh vực kinh tế [3] Khi phủ chi tiêu cần phải có nguồn tiền lấy từ nguồn khác cách sử dụng khác thuế vay nợ Thuế làm giảm hành vi sản xuất thuế đánh vào thu nhập từ lao động, tiết kiệm, đầu tư hay hình thức khác Thuế thu nhập cá nhân làm giảm thu nhập khả dụng người lao động, khơng khuyến khích họ làm việc nhiều chí cịn làm nản chí việc tìm kiếm việc làm Lao động giảm dẫn đến giảm tổng cung thu nhập giảm dẫn đến giảm tổng cầu Thuế thu nhập doanh nghiệp làm tăng chi phí sản xuất, giảm lợi nhuận sau thuế doanh nghiệp dẫn đến tổng cung giảm − Trường phái thứ ba cho tác động chi tiêu phủ đến tăng trưởng kinh tế phụ thuộc vào kích cỡ chi tiêu phủ (tính theo tỷ trọng chi tiêu phủ tổng sản lượng kinh tế) Khi kích cỡ chi tiêu phủ cịn nhỏ tác động tích cực vượt trội tác động tiêu cực kích cỡ chi tiêu phủ trở nên lớn tác động tiêu cực vượt trội tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế Lý giải điều có hai nguyên nhân Thứ nhất, theo lập luận Armey (1995) hay Chao Grubel (1998), có tồn qui luật lợi tức giảm dần chi tiêu thêm phủ Theo đó, tính thúc đẩy sản lượng chi tiêu phủ chiếm ưu chi tiêu phủ cịn nhỏ, gia tăng chi tiêu phủ làm tăng sản lượng Tuy nhiên, đến điểm đó, tính thúc đẩy tăng trưởng chi tiêu phủ giảm dần tiếp tục gia tăng chi tiêu phủ khơng cịn dẫn đến gia tăng sản lượng Thứ hai, để có thêm doanh thu tài trợ cho chi tiêu phủ, thuế phải tăng, làm giảm động làm việc, tiết kiệm, đầu tư sản xuất khu vực tư nhân Hơn nữa, chi tiêu phủ gia tăng ngày nhiều nguồn lực rút khỏi khu vực tư nhân từ dự án có lợi nhuận cao Những tác động làm thay đổi hành vi cá nhân, làm giảm cung ứng hiệu nguồn lực làm giảm tăng trưởng kinh tế Nhóm nghiên cứu đưa dự đoán dấu biến độc lập G dương (+) từ nhận định Xuất ròng hay gọi với tên khác cán cân thương mại Đối với kinh tế mở, cán cân thương mại có hai tác động quan trọng: xuất ròng bổ sung vào tổng cầu (AD) kinh tế; số nhân đầu tư tư nhân số nhân chi tiêu phủ khác phần chi tiêu bị "rò rỉ" qua thương mại quốc tế Nhìn chung cán cân thương mại rơi vào ba tình uống thặng dư thâm hụt cân Có cơng thức tính cán cân thương mại dương hay âm : Cán cân thương mại= Giá trị xuất khẩu- Giá trinh nhập • • Giá trị xuất khẩu: giá trị hàng hóa dịch vụ bán cho người mua quốc gia khác Giá trị nhập khẩu: giá trị hàng hóa dịch vụ mua từ người bán quốc gia khác Nếu xuất vượt hay mức chênh lệch có giá trị dương quốc gia có thặng dư thương mại xuất rịng có tác động tích cực tới GDP Nếu nhập vượt hay mức chênh lệch có giá trị âm quốc gia thâm hụt thương mại xuất rịng có tác động tiêu cực tới GDP Tuy nhiên nhóm nghiên cứu nghiêng phương án dấu biến độc lập NX dương (+) dựa số liệu nghiên cứu TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU Tổng sản phẩm quốc dân (GDP-Gross Domestic Product) tiêu quan trọng phản ánh kết cuối trình sản xuất kinh tế GDP tiêu để đánh giá trình tăng trưởng chuyển dịch cấu kinh tế quốc gia, đánh giá hiệu sản xuất sản phẩm xã hội kinh tế, so sánh quốc tế GDP quan trọng để quốc gia lập kế hoạch chi tiêu, đầu tư, tích lũy kinh tế, xây dựng chiến lược phát triển kinh tế quốc gia Vì vậy, việc nghiên cứu tác động yếu tố: Chi tiêu phủ (G) Xuất ròng tới GDP quốc gia không nhiều nhà nghiên cứu quan tâm, mà trị gia, nguyên thủ quốc gia quan tâm đến biến động GDP để đưa định điều hành đất nước Vì vậy, Nghiên cứu xu biến động GDP nhân tố tác động đến biến động GDP thật cần thiết mặt lý luận thực tiễn Nghiên cứu xu biến động GDP nhân tố tác động đến GDP làm sở đề xuất số hàm ý sách nhằm tăng trưởng GDP - Đối tượng nghiên cứu: Các yếu tố tác động đến tổng sản phẩm quốc dân (GDP) - Phạm vi nghiên cứu: + Tổng GDP Việt Nam + Trong thời kỳ năm 2009 – 2018 Chương 1: Lý thuyết sở 1.1Phương pháp khắc phục khuyết tật mơ hình nghiên cứu 1.1.1 Phương sai sai số thay đổi  Biến đổi dạng mơ hình khơng cịn PSSSTĐ: TH1: Khi • • • biết Xét MH ban đầu: với xác định Chia vế mơ hình (1) cho ta có : (1) (2) • • Mơ hình (2) có phương sai sai số khơng đổi: Vậy (2) khơng có tượng phương sai sai số thay đổi: • Xét mơ hình: (1) Giả sử: Var ( • = Chia vế (1) cho : (2) Trong đó: , , , Var ( = Vậy mơ hình khơng cịn tượng phương sai sai số thay đổi GLS phương pháp sử dụng OLS mơ hình sau thay đổi biến để giả thiết thỏa mãn WLS kỹ thuật đặc biệt GLS  TH2: Khi chưa biết: Xét mơ hình ban đầu: (1) Mơ hình có tượng PSSS ngẫu nhiên thay đổi giá trị chưa biết: Var ( = - Giả thiết 1: PSSS ngẫu nhiên tỷ lệ với biến giải thích: Var (== Chia vế mơ hình (1) cho ta có: + (4) Mơ hình (4) có phương sai sai số ngẫu nhiên không đổi: Var (Var ( Ước lượng mơ hình (4) phương pháp WLS với trọng số thu ước lượng BLUE - Giả thiết 2: PSSS ngẫu nhiên tỷ lệ với bình phương biến giải thích: Var ( = = Chia vế mơ hình (1) cho ta có: (3) Mơ hình (3) có PSSS ngẫu nhiên khơng đổi: Var () = Var (= Ước lượng mơ hình (3) phương pháp WLS với trọng số tính, khơng chệch tốt (BLUE) - = thu ước lượng tuyến Giả thiết 3: PSSS ngẫu nhiên tỷ lệ với bình phương kỳ vọng Y: Yˆi = αˆ + αˆ X i - - Var(ui ) = E(ui2) = σ2[E(Yi)]2 Chia hai vế mơ hình cho E(Yi) với : E(Yi)= Tiến hành theo bước sau: Bước 1: Ước lượng mơ hình hồi qui: Yi = α1 + α2Xi + ui phương pháp OLS thông thường, từ ta thu Biến đổi mơ hình gốc dạng sau: Yi X = α1 + α i + vi Yˆi Yˆi Yˆi - - Bước 2: Ước lượng hồi qui dù không xác E(Yi\Xi), chúng ước lượng vững, nghĩa cỡ mẫu tăng lên vơ hạn chúng hội tụ E(Yi|Xi) Do vậy, phép biến đổi dùng cỡ mẫu tương đối lớn  u  Var (u ) σ [ E ( Y ) ] i i Var  ^ i  = = ≈ σ , ∀i 2 ^ ^   Yi  Yi Yi Khi - Định dạng lại mơ hình - Thay ước lượng mơ hình hồi qui gốc, ta ước lượng mơ hình hồi qui: - lnYi = α1 + α2lnXi + ui Tình trạng phương sai sai số không đồng bớt nghiêm trọng so với mơ hình gốc logarit hóa, độ lớn biến bị ‘nén lại’ Một ưu phép biến đổi hệ số α2 đo lường hệ số co giãn Y theo X, nghĩa là, cho biết % thay đổi Y X thay đổi 1% *Lưu ý - Khi nghiên cứu mơ hình có nhiều biến giải thích việc chọn biến để biến đổi cần phải xem xét cẩn thận - Phép biến đổi logarit không dùng giá trị biến âm - Khi σi2 chưa biết, ước lượng từ cách biến đổi Các kiểm định t, F mà sử dụng đáng tin cậy cỡ mẫu lớn, phải cẩn thận giải thích kết dựa phép biến đổi khácnhau mẫu nhỏ 1.1.2 Tự tương quan Hiện tượng tự tương quan xảy với chuỗi số liệu thời gian Giả sử mơ hình gốc (1) -> Có tượng tự tương quan bậc  Phương pháp khắc phục: Sai phân tổng quát cấp *Khi biết Trong thực hành, người ta thường giả sử theo mơ hình tự hồi quy bậc nghĩa là: Trong đó: thoả mãn giả thiết phương pháp bình phương nhỏ thơng thường Giả sử (2) vấn đề tương quan chuỗi giải thoả đáng hệ số tự tương quan biết Ta quay lại mơ hình hai biến: Nếu (1) với t với t – nên: Nhân hai vế (3) với ρ ta được: Trừ (3) cho (4) ta được: Đặt ; ; ; Thì phương trình (5) viết lại dạng: Phương trình hồi quy (5) gọi phương trình sai phân tổng quát *Khi chưa biết: Ta xét số thủ tục tìm ρ -Cách 1: Phương pháp sai phân cấp Như ta biết − ≤ ρ ≤ nghĩa ρ nằm [-1,0] [0,1] người ta giá trị đầu mút khoảng Nghĩa ta giả thiết rằng: ρ = tức khơng có tương quan chuỗi ρ = ±1 nghĩa có tương quan dương âm hồn tồn Tuy nhiên ρ = ±1 phương trình sai phân tổng quát (3) quy phương trình sai phân cấp 1: Hay: Để ước lượng hồi quy (7) cần phải lập sai phân cấp biến phụ thuộc biến giải thích sử dụng chúng làm đầu vào phân tích hồi quy Giả sử mơ hình ban đầu là: Trong t biến xu Ut theo sơ đồ tự hồi quy bậc Thực phép biến đổi sai phân cấp (8) ta đến Trong đó: Nếu ρ = −1 nghĩa có tương quan chuỗi âm hồn tồn, phương trình sai phân có dạng: Hay: Mơ hình gọi mơ hình hồi quy trung bình trượt (2 thời kỳ) hồi quy giá trị trung bình trượt trung bình trượt khác -Cách 2: Ước lượng ρ dựa thống kê d – Durbin – Watson Trong phần kiểm định d thiết lập công thức: Đẳng thức gợi cho ta cách thức đơn giản để thu ước lượng ρ từ thống kê d Do thống kê d cung cấp cho ta phương pháp sẵn có để thu ước lượng ρ Nhưng lưu ý quan hệ (9) quan hệ xấp xỉ khơng với mẫu nhỏ Vì mẫu nhỏ ta phải cẩn thận giải thích kết ước lượng -Cách 3: Thủ tục lặp Cochrane – Orcutt để ước lượng ρ Phương pháp sử dụng phần dư et ước lượng để thu thông tin ρ chưa biết Ta xét phương pháp thơng qua mơ hình hai biến sau: Giả sử sinh từ lược đồ AR(1) cụ thể Các bước tiến hành sau: Bước 1: Ước lượng mô hình biến phương pháp bình phương nhỏ thông thường thu phần dư et Bước 2: Sử dụng phần dư ước lượng để ước lượng hồi quy: Bước 3: Sử dụng thu từ (12) để ước lượng phương trình sai phân tổng quát (5) cụ thể phương trình: Hoặc đặt: ; = Ta ước lượng hồi quy (13) Bước 4: Vì chưa biết trước thu từ (10) có phải ước lượng tốt nhât ρ hay không, ta giá trị = thu từ (13) vào hồi quy gốc ban đầu (10) thu phần dư chẳng hạn e** Ước lượng phương trình hồi quy tương tự với (12) ước lượng vòng ρ Thủ tục tiếp tục ước lượng ρ khác lượng nhỏ chẳng hạn bé 0,01 0,005.3 - Cách 4: Thủ tục Cochrane – Orcutt hai bước Đây kiểu rút gọn trình lặp Trong bước ta ước lượng ρ từ bước lặp nghĩa từ phép hồi quy (10) bước ta sử dụng ước lượng ρ để ước lượng phương trình sai phân tổng quát -Cách 5: Phương pháp Durbin – Watson bước để ước lượng ρ Để minh hoạ phương pháp viết lại phương trình sai phân tổng quát dạng sau: Durbin đề xuất thủ tục bước để ước lượng ρ : Bước 1: Coi (16) mơ hình hồi quy bội, hồi quy theo và coi giá trị ước lượng hệ số hồi quy ước lượng ρ Mặc dù ước lượng chệch ta có ước lượng vững ρ Bước 2: Sau thu , đổi biến và ước lượng hồi quy phương pháp bình phương nhỏ thơng thường biến biến đổi (6) Như theo phương pháp bước ước lượng ρ cịn bước để thu ước lượng tham số -Cách 6: Các phương pháp khác ước lượng ρ Ngoài phương pháp để ước lượng ρ trình bày cịn có số phương pháp khác Chẳng hạn ta dùng phương pháp hợp lý cực ước lượng trực tiếp tham số (31) mà không cần dùng đến số thủ tục lặp thảo luận Nhưng phương pháp tốn nhiều thời gian không hiệu nên ngày không dùng nhiều 1.1.3 Đa cộng tuyến -Giải pháp 1: Sử dụng thông tin tiên nghiệm Một cách tiếp cận để giải vấn đề đa cộng tuyến phải tận dụng thông tin từ nguồn khác để ước lượng hệ số riêng VD: Ta muốn ước lượng hàm sản xuất trình sản xuất có dạng Trong đó: lượng sản phẩm sản xuất thời kỳ t lao động thời kỳ t vốn thời kỳ t số hạng nhiễu A, tham số mà cần ước lượng Lấy Ln vế (1) ta được: Đặt: ; lnA=; ln Ta được: (2) Giả sử K L có tương quan cao dĩ nhiên điều dẫn đến phương sai ước lượng hệ số co dãn hàm sản xuất lớn Giả sử từ nguồn thông tin khác ta biết ngành cơng nghiệp thuộc ngành có lợi tức theo quy mơ khơng đổi nghĩa Với thông tin này, cách xử lý thay vào (2) ta được: Đặt: Ta được: Thông tin nghiệm giúp giảm số biến độc lập mơ hình xuống cịn biến Sau thu ước lượng tính từ điều kiện -Giải pháp 2: Thu thập thêm số liệu lấy thêm mẫu Vì đa cộng tuyến đặc trưng mẫu nên có mẫu khác liên quan đến biến mẫu ban đầu mà cộng tuyến khơng nghiêm trọng Điều làm chi phí cho việc lấy mẫu khác chấp nhận thực tế Đôi cần thu thập thêm số liệu, tăng cỡ mẫu làm giảm tính nghiêm trọng đa cộng tuyến -Giải pháp 3: Bỏ biến Giả sử mơ hình hồi quy có Y biến giải thích cịn biến giải thích Chúng ta thấy tương quan chặt chẽ với Khi nhiều thơng tin Y chứa chứa Vậy ta bỏ biến khỏi mơ hình hồi quy ta giải vấn đề đa cộng tuyến số thông tin Y Bằng cách so sánh phép hồi quy khác mà có khơng có biến mà định nên bỏ biến biến khỏi mơ hình -Giải pháp 4: Sử dụng sai phân cấp Thủ tục trình bày chương “Tự tương quan” Mặc dù biện pháp giảm tương quan qua lại biến chúng sử dụng giải pháp cho vấn đề đa cộng tuyến Chương 2: Trình bày kết nghiên cứu tác động yếu tố Chi tiêu phủ (G) Xuất ròng (NX) tới tổng sản phẩm quốc dân (GDP) 2.1 Thống kê mô tả 2.2.1 Hàm hồi quy mẫu Ta chọn mơ hình quy dạng: Từ bảng số liệu eview ta có :  Hệ số hệ số chặn hay tung độ gốc cho biết giá trị trung bình GDP nghìn tỷ biến độc lập G NX nhận giá trị 10  Là hệ số góc hay độ dốc đường hồi quy tuyến tính mẫu cho biết giá trị trung bình biến phụ thuộc GDP tăng nghìn tỷ biến độc lập G tăng lên nghìn tỷ với điều kiện yếu tố khác khơng đổi  Là hệ số góc hay độ dốc đường hồi quy tuyến tính mẫu cho biết giá trị trung bình biến phụ thuộc GDP tăng nghìn tỷ biến độc lập NX tăng tỷ với điều kiện yếu tố khác không đổi 2.2.2 Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy (phương pháp p_value) Ta có cặp giả thuyết: P-value > P-value < Kiểm định giả thuyết: Chi tiêu phủ (G) khơng ảnh hưởng đến biến phụ thuộc tổng sản phẩm quốc dân (GDP) Ta có cặp giả thuyết: Qua bảng số liệu Eview ta thấy Kiểm định giả thuyết: Xuất ròng NX không ảnh hưởng đến biến phụ thuộc tổng sản phẩm quốc dân (GDP) Ta có cặp giả thuyết: Qua bảng số liệu Eview ta thấy 11 2.3 Kiểm tra khuyết tật mơ hình nghiên cứu 2.3.1 Phương sai sai số thay đổi 2.3.1.1 Phương pháp đồ thị Hình 1: Đồ thị phần dư Sau kiểm tra phương pháp đồ thị nhóm chúng em nghi ngờ có tượng phương sai sai số thay đổi, nhiên chắn nhóm tiếp tục kiểm định phương pháp sau Với cặp giả thuyết: 2.3.1.2 Kiểm định Park Sau chạy hồi quy mơ hình phụ, thu bảng số liệu sau: 12 Hình 2: Bảng hồi quy mơ hình hồi quy phụ kiểm định Park Ta thấy Pro = 0.9380 > 0,05 nên ta nói chưa đủ điều kiện để bác bỏ H0 hay mơ hình khơng có tượng PSSSTĐ Tuy nhiên, chắn ta tiến hành thêm kiểm định Glejser 2.3.1.3 Kiểm định Glejser Sau chạy hồi quy mơ hình phụ, thu bảng số liệu sau: 13 Hình 3: Các bảng hồi quy mơ hình phụ kiểm định Glesjer 14 Ta thấy Pro bảng số liệu mơ hình hồi quy phụ lớn 0,05 nên ta nói mơ hình khơng có tượng PSSSTĐ Để khẳng định chắn ta tiếp tục tiến hành kiểm định White 2.3.1.4 Kiểm định White Sau chạy kiểm định White từ mô hình gốc, ta có bảng số liệu sau: Hình 4: Bảng kiểm định White Ta thấy Pro thống kê Fisher = 0,2323 > 0,05 nên ta nói mơ hình khơng có tượng PSSSTĐ Qua phương pháp kiểm định trên, ta kết luận, khẳng định mơ hình khơng có tượng PSSSTĐ 2.3.2 Tự tương quan 2.3.2.1 Phương pháp đồ thị Bước 1: Ươc lượng mơ hình hồi quy gốc:thu Bước 2: Vẽ đồ thị 15 Hình 5: Đồ phị phần dư Từ đồ thị, ta thấy quan sát điểm phân tán rời rạc, không tuân theo quy luật hay không tương quan Vậy trực quan kết luận mơ hình khơng xảy tượng tự tương quan bậc Tuy nhiên, Việc quan sát đò thị đưa kết luận trực quan, khơng có chứng xác 2.3.2.2 Kiểm định Durbin – Watson Bước 1: Chạy hồi quy mơ hình gốc thu dqs Hình 6: Bảng hồi quy mơ hình gốc Ta có dqs = 1,97022 16 Bước 2: Thực kiểm định Với mức ý nghĩa n = 10; Tra bảng thống kê Durbin-Waston có => 0,466 1,333 2,667 3,534 => d ( 1,333; 2,667): Không xảy tượng tự tương quan Vậy phương pháp kiểm định Durbin – Watson đưa kết luận tượng tự tương quan mô hình Ngồi hạn chế dùng để kiểm định tượng tự tương quan bậc phương pháp tỏ vơ hiệu kiểm tra nhanh chóng Tuy nhiên để chắn ta tiếp hành kiểm định phương pháp BG 2.3.2.3 Kiểm định Breush - Godfrey Bước 1: Chạy kiểm định BG từ mô hình gốc (Kiểm tra tự tương quan bậc bậc 2) Hình 7: Kiểm định BG Bước 2: Kiểm định giả thuyết Kiểm tra tự tương quan bậc 1: Với cặp giả thuyết Nhìn vào Pro.Chi-Square(1) = 0,3799 > 0,05 => chưa đủ sở bác bỏ H hay mơ hình khơng xảy tượng tự tương quan bậc Kiểm tra tự tương quan bậc 2: Với cặp giả thuyết: Ta thấy Pro.Chi-Square(2) = 0,3615 > 0,05 => chưa đủ sở bác bỏ H hay mơ hình khơng xảy tượng tự tương quan bậc 17 Như vậy, ta thực ba phương pháp kiểm định khác tượng tự tương quan cho kết mô hình khơng xảy tượng tự tương quan, từ ta kết luận rằng: Mơ hình khơng xảy tượng tự tương quan 2.3.3 Đa cộng tuyến 2.3.3.1 Phương pháp đánh giá dựa bảng hồi quy mơ hình gốc Hình 8: Bảng hồi quy mơ hình gốc Từ bảng hồi quy ta thấy R2 = 0,993934 cao, bên cạnh thống kê t tương ứng với G, NX là: 3,52276 3,58069 khơng cao nên nhóm nghiên cứu nghi ngờ mơ hình xảy tượng đa cộng tuyến Tuy nhiên chắn ta tiếp tục kiểm tra phương pháp lại 2.3.3.2 Tương quan biến độc lập Hình 9: Ma trận tương quan Ta thấy hệ số tương quan biến G NX 0,978004 cao, nên nhóm nghiên cứu nghi ngờ có xảy tượng đa cộng tuyến Tuy nhiên ta tiếp tục kiểm tra phương pháp 2.3.3.3 Phương pháp hồi quy mơ hình phụ 18 Hình 10: Bảng hồi quy mơ hình phụ Từ bảng hồi quy mơ hình phụ ta thấy R = 0,956492 cao cho thấy mơ hình phù hợp, bên cạnh thống kê Fisher = 175,8756 tương đối cao Ta kiểm định cặp giả thuyết: Prob thống kê F = 0,000001 < 0,05 => bác bỏ H Vậy qua cho ta thấy biến NX giải thích cho biến G với R = 0,956492, nên khẳng định mơ hình gốc xảy tượng đa cộng tuyến 2.3.4 Khắc phục khuyết tật mơ hình Loại trừ biến giải thích khỏi mơ hình: Sau thử qua giải pháp khác chạy sai phân cấp 1, tăng kích cỡ mẫu, thay đổi dạng mơ hình… nhóm nghiên cứu thấy không hiệu nên định loại bỏ hai biến gây đa cộng tuyến Sau chạy hồi quy hai mơ hình có dạng: 19 Từ Bảng hồi quy ta thấy hệ số xác định bội có biến NX 0,98318 lớn hệ số xác định bội có biến G (0,98282) nên ta định lấy mơ hình có biến NX thay mơ hình có biến G Vậy mơ hình hết tượng đa cộng tuyến Sau loại bỏ biến ta có hàm hồi quy mới: Ý nghĩa hệ số hồi quy: - Khi xuất ròng nhận giá trị tổng sản phẩm quốc dân trung bình 671,77066 nghìn tỷ - Khi xuất rịng tăng lên tỷ tổng sản phẩm quốc dân bình qn tăng lên 0,01048 nghìn tỷ 2.5 Bài tốn dự báo (mơ hình khơng có khuyết tật) Tiến hành tốn dự báo giá trị trung bình tổng thu nhập quốc dân năm 2019 biết xuất ròng 517545,2 tỷ với mức ý nghĩa 5%: Bước 1: Thêm quan sát nhập giá trị xuất ròng vào ô quan sát thêm Bước 2: Thực lệnh Dự báo(Forcast) eview thu giá trị sau: 20 Tiếp theo ta tính giá trị Bước 3: Thay số vào khoảng tin cậy giá trị dự báo Vậy giá trị trung bình tổng sản phẩm quốc dân năm 2019 nằm khoảng nghìn tỷ với mức ý nghĩa 5% KẾT LUẬN HẠN CHẾ, ĐỀ XUẤT VÀ KIẾN NGHỊ CHO NGHIÊN CỨU TIẾP THEO Hạn chế: Nhóm nghiên cứu tiến hành kiểm định Ramsey cho mơ hình khắc phục khuyết tật nhằm kiểm định giả thuyết: 21 Sau có bảng kiểm định Ramsey ta thấy Prob thống kê F 0,0006 < 0,05 nên ta bác bỏ H0 hay mơ hình bỏ sót biến độc lập Đây thiếu sót nhóm nghiên cứu Kiến thức thành viên đội nghiên cứu hạn chế nên cịn nhiều sai sót, thủ tục cơng đoạn nghiên cứu tốn thời gian chưa đạt hiệu cao Đề xuất kiến nghị: - Các nghiên cứu cần đánh giá cách cụ thể mối quan hệ yếu tố ảnh hưởng đến biến phụ thuộc nhằm tìm biến độc lập phù hợp đầy đủ - Các thành viên đội nghiên cứu cần tiếp thu thêm nhiều kiến thức để đợt nghiên cứu dễ dàng thuận lợi - Luôn đặt câu hỏi tạo lại trước, sau trình nghiên cứu TÀI LIỆU THAM KHẢO TỔNG CỤC THỐNG KÊ [Online] https://www.gso.gov.vn/en/homepage/ 22 Mại, Bộ mơn tốn Trường ĐH Thương Slide kinh tế lượng Dong, Nguyễn Quang Giáo trình kinh tế lượng Hà Nội : Nhà xuất Đại Học Kinh tế quốc dân, 2013 PHỤ LỤC Số liệu nghiên cứu: 23 ... dụng giải pháp cho vấn đề đa cộng tuyến Chương 2: Trình bày kết nghiên cứu tác động yếu tố Chi tiêu phủ (G) Xuất ròng (NX) tới tổng sản phẩm quốc dân (GDP) 2.1 Thống kê mô tả 2.2.1 Hàm hồi quy mẫu... trọng chi tiêu phủ tổng sản lượng kinh tế) Khi kích cỡ chi tiêu phủ cịn nhỏ tác động tích cực vượt trội tác động tiêu cực kích cỡ chi tiêu phủ trở nên lớn tác động tiêu cực vượt trội tác động. .. động trực tiếp đến tổng sản phẩm quốc dân mà nhóm nghiên cứu đưa với mục đích đánh giá kiểm định ảnh hưởng yếu tố  Tổng sản phẩm quốc dân  Chi tiêu phủ  Xuất rịng Chi tiêu phủ bao gồm nhiều