BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG

BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L NG BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG THÀNH VIÊN : Nguyễn Ngọc Linh Kha 080636K Nguyễn Thị Hải Yến 080710K Hồ Nữ Cẩm Thy 080692K Phan Thị Ngọc Linh 080647K Trần Mỹ Linh 080648K L p 08TT1D_KHOÁ 12 Page BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L NG I MỞ ĐẦU: Hiện nay, Việt Nam gia nhập vào WTO làm cho việc giao thương nước ta với quốc tế diễn ngày nhiều đa dạng Kéo theo đó, nhu cầu sử dụng đồng USD tăng mạnh ảnh hưởng lớn đến phát triển ngành nghề xuất nhập nói riêng, kinh tế Việt Nam nói chung Chính thế, nhận biết xu hướng yếu tố ảnh hưởng đến USD trở nên thiết hết Qua thực nghiệm, nhóm nhận thấy số vàng giá xăng dầu có tác động rõ rệt lên tỷ giá USD Để xem xét mức độ ảnh hưởng này, ta nghiên cứu thông qua phương pháp hồi quy để kết luận II VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU: Xây dựng mơ hình kinh tế lượng mối quan hệ tỷ giá USD, số vàng giá xăng dầu Số liệu giai đoạn suy thoái hậu suy thoái: Thời gian Chỉ số USD Giá xăng dầu 05/2009 17.785 12.5 06/2009 17.85 13.5 07/2009 17.808 14.2 08/2009 17.816 14.2 09/2009 17.834 15.7 10/2009 17.852 15.3 11/2009 17.808 15.8 12/2009 17.48 16.1 01/2010 19.15 16.2 02/2010 19.1 16.6 03/2010 18.79 16.99 04/2010 18.481 16.99 Nguồn số liệu: 1.www.gso.gov.vn (Tổng cục thống kê) www.vietcombank.com.vn (Vietcombank) www.petrolimex.com.vn (Tổng công ty xăng dầu Việt Nam) Chỉ số vàng 100.61 105.57 99.57 101.75 102.04 105.01 110.08 110.49 97.06 97.97 101.21 99.2 Đặt: Y: tỷ giá USD (nghìn đồng/usd) X2: giá xăng dầu (nghìn đồng/lít) X3: số vàng (%) L p 08TT1D_KHOÁ 12 Page BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L NG Xét hàm hồi quy tổng thể: PRF: E(Y/X2, X3) = β1 + β 2X2 + β3X3 Trong đó: Y: biến phụ thuộc X2, X3: biến giải thích Mơ hình hồi quy tổng thể: PRM: Yi = β1 + β2X2 + β3X3+ Ui Hàm hồi quy mẫu: SRF: Yˆi  ˆ1  ˆ X  ˆ3 X Với số liệu nhập vào phần mềm Eviews ta thu bảng sau: obs 2009:05 2009:06 2009:07 2009:08 2009:09 2009:10 2009:11 2009:12 2010:01 2010:02 2010:03 2010:04 L p 08TT1D_KHOÁ 12 Y 17.785 17.85 17.808 17.816 17.834 17.852 17.808 17.48 19.15 19.1 18.79 18.481 X2 12.5 13.5 14.2 14.2 15.7 15.3 15.8 16.1 16.2 16.6 16.99 16.99 X3 100.61 105.57 99.57 101.75 102.04 105.01 110.08 110.49 97.06 97.97 101.21 99.2 Page BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L NG III ƯỚC LƯỢNG MƠ HÌNH HỒI QUI: Với số liệu có mẫu quan sát n=12 phần mềm Eviews ta ước lượng mơ hình thu kết 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 0.021367 -4.000841 0.0031 X3 -0.085486 X2 C R-squared 0.212978 23.64541 0.760330 0.065328 3.260146 0.0098 2.472544 9.563193 0.0000 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 F-statistic 14.27580 Prob(F-statistic) 0.001615 Log likelihood Durbin-Watson stat -1.278554 1.747767 Từ báo cáo ta thu mơ hình hồi quy mẫu sau: Yˆi  23.645  0.213 X  0.085 X  ei * Kiểm định phù hợp hệ số hồi quy: Xét cặp giả thuyết: H0: β2 = H1: β2 ≠ L p 08TT1D_KHOÁ 12 Page BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L NG Tiêu chuẩn kiểm định: t2  ˆ2   2* SE ( ˆ2 ) Ta thấy: P-value = 0.0098 < α=5% Vậy bác bỏ Ho, chấp nhận H1 tức β phù hợp Xét cặp giả thuyết: H0: β3 = H1: β3 ≠ Tiêu chuẩn kiểm định: t3  ˆ3   3* SE ( ˆ3 ) Ta thấy: P-value = 0.0031 < α=5% Vậy bác bỏ Ho, chấp nhận H1 tức β3 phù hợp *Kiểm định phù hợp mơ hình Xét cặp giả thiết: Ho: R  H1 : R  Tiêu chuẩn kiểm định: F R  (n  k ) ~ F(k-1, n-k) (1  R )  (k  1) Ta thấy: p-value=0.001615< α=5% Vậy bác bỏ H0 , chấp nhận H1 Kết luận: mơ hình hồi quy phù hợp L p 08TT1D_KHOÁ 12 Page BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L NG IV KIỂM ĐỊNH CÁC KHUYẾT TẬT CỦA MƠ HÌNH: Đa cộng tuyến: Để phát đa cộng tuyến mơ hình hồi quy ta sử dụng mơ hình hồi quy phụ Xˆ 2i  ˆ  ˆ X 3i Ta thu báo cáo 2: Dependent Variable: X2 Method: Least Squares Date: 11/13/10 Time: 15:51 Sample: 2009:05 2010:04 Included observations: 12 Variable Coefficient X3 -0.022355 C R-squared 17.63240 0.004671 Adjusted R-squared -0.094862 Std Error t-Statistic Prob 0.103188 -0.216640 0.8328 10.59053 1.664922 0.1269 Mean dependent var 15.34000 S.D dependent var 1.437896 S.E of regression 1.504552 Akaike info criterion 3.805879 Sum squared resid 22.63676 Schwarz criterion 3.886697 F-statistic 0.046933 Prob(F-statistic) 0.832845 Log likelihood Durbin-Watson stat -20.83527 0.213892 Xét cặp giả thuyết: H0: Mơ hình khơng có đa cộng tuyến H1 : Mơ hình có đa cộng tuyến Tiêu chuẩn kiểm định: R (n  k ) F ~ F(k-2,n-k+1) (1  R )(k  1) Ta thấy: Prob(F-statistic)= p = 0.832845 > α=5% Vậy chưa có sở bác bỏ H0 nên chấp nhận H0 Kết luận : mô hình khơng có tượng đa cộng tuyến L p 08TT1D_KHOÁ 12 Page BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L NG Phương sai sai số thay đổi : Dựa vào kiểm định White để kiểm định xem mơ hình có phương sai sai số thay đổi hay 2 khơng,ta có mơ hình phụ: ei  1   X i   X 3i   X i   X 3i  v2 i White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0.707898 Probability 0.611548 Obs*R-squared Probability 0.484583 3.456114 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 11/14/10 Time: 09:34 Sample: 2009:05 2010:04 Included observations: 12 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -1.801338 13.54136 -0.133025 0.8979 X2 -0.014141 0.256027 -0.055233 0.9575 X2^2 X3 X3^2 3.56E-05 0.396131 -0.013186 0.001229 0.322997 0.010842 0.028966 1.226424 -1.216120 0.9777 0.2597 0.2634 R-squared Adjusted R-squared 0.288010 Mean dependent var 0.072455 -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 L p 08TT1D_KHOÁ 12 Page BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L NG eˆi2  1.801  0.014 X  0.396 X  3.56 *105 X 22  0.013 X 32 Đặt giả thiết: Ho:         Ta thấy : n R =3.456 <  (df ) =7.815 Vậy chưa có sở bác bỏ H0 nên chấp nhận H0 Kết luận : mơ hình khơng có tượng phương sai sai số thay đổi Tự tương quan : Dựa vào kiểm định Breusch – Godfrey để kiểm định xem mơ hình có tượng tự tương quan hay khơng,xét mơ hình: Yt  1   X t  ut ut  1ut 1   2ut     put 1  vt Ta thu báo cáo : Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.048564 Probability 0.831101 Obs*R-squared 0.787865 0.072406 Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 11/14/10 Time: 10:08 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob X2 X3 0.000818 -0.003739 0.022898 0.071134 0.035720 -0.052561 0.9724 0.9594 C -0.028694 2.617845 -0.010961 0.9915 RESID(-1) R-squared L p 08TT1D_KHOÁ 12 0.086293 0.006034 0.391579 0.220372 0.8311 Mean dependent var -5.97E-16 Page BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L Adjusted R-squared -0.366703 S.E of regression 0.328675 Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.864218 -1.242242 1.880285 NG S.D dependent var 0.281144 Akaike info criterion 0.873707 Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 1.035342 0.016188 0.996957 Xét mơ 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 khơng có tượng tự tương quan Phát định hàm: Dùng kiểm định Reset Ramsey để kiểm định xem mơ hình có bỏ sót biến thích hợp không.Ta thu báo cáo 5: Ramsey RESET Test: F-statistic Log likelihood ratio 3.979711 9.113174 Test Equation: Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 11/27/10 Time: 07:13 Sample: 2009:05 2010:04 Included observations: 12 Variable Coefficient X2 -65.56888 X3 26.29987 C -5268.648 L p 08TT1D_KHOÁ 12 Probability Probability Std Error 329.9455 132.4314 27260.74 0.070088 0.010498 t-Statistic -0.198726 0.198592 -0.193269 Prob 0.8481 0.8482 0.8522 Page BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L FITTED^2 15.74357 85.34916 0.184461 FITTED^3 -0.265885 1.566885 -0.169690 R-squared 0.887851 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.823765 S.D dependent var S.E of regression 0.241084 Akaike info criterion Sum squared resid 0.406851 Schwarz criterion Log likelihood 3.278033 F-statistic Durbin-Watson stat 2.174886 Prob(F-statistic) Xét mơ hình: Yi     X 2i   3Yˆ   4Yˆ  vi Giả thiết: NG 0.8589 0.8701 18.14617 0.574278 0.286995 0.489039 13.85418 0.001940 Ho: β3= β4=0 Tiêu chuẩn kiểm định: F 2 ( Rnew  Rold )  (n  k ) ~ F(m, n-k) (1  Rnew )  m Theo báo cáo, ta thấy Probability = 0.07 > α=5% Chấp nhận Ho, tức mơ hình khơng bỏ sót biến Kiểm định tính chuẩn sai số ngẫu nhiên: Dùng kiểm định Jarque-Bera để xem xét tính chuẩn sai số ngẫu nhiên Ta thu báo cáo L p 08TT1D_KHOÁ 12 Page 10 BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L NG Kiểm định cặp giả thuyết: H0: U có phân phối chuẩn H1: U khơng có phân phối chuẩn  S ( K  3)  Tiêu chuẩn kiểm định: JB  n    24   Với S   (u i  u )3 n.SE u3 K  (u i  u )4 n.SE u4 Theo báo cáo trên, ta thấy: Probability = 0.6 > α=5% Chấp nhận Ho, tức U có phân phối chuẩn Kết luận: Mơ hình hồn chỉnh, khơng có khuyết tật IV.Kết luận: L p 08TT1D_KHỐ 12 Page 11 BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 11/13/10 Time: 15:05 Sample: 2009:05 2010:04 Included observations: 12 Variable Coefficient X3 -0.085486 X2 0.212978 C 23.64541 R-squared 0.760330 Adjusted R-squared 0.707070 S.E of regression 0.310817 Sum squared resid 0.869464 Log likelihood -1.278554 Durbin-Watson stat 1.747767 Std Error t-Statistic 0.021367 -4.000841 0.065328 3.260146 2.472544 9.563193 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) NG Prob 0.0031 0.0098 0.0000 18.14617 0.574278 0.713092 0.834319 14.27580 0.001615 Ý nghĩa hệ số hồi quy: ˆ2  0.213  giá xăng dầu tăng nghìn đồng/lít số giá vàng khơng thay đổi tỷ giá USD trung bình tăng 0.213 nghìn đồng/USD  ˆ3  0.085 số vàng tăng 1% giá xăng dầu không thay đổi tỷ giá USD trung bình giảm 0.085 nghìn đồng /USD  R2 = 0.76033: Cho biết 76.033% tỷ giá USD số vàng giá xăng dầu gây nên Khoảng tin cậy: Tiêu chuẩn thống kê: t * ˆ   ~ T(n-3) SE (ˆ2 ) Khoảng tin cậy với:  Độ tin cậy 0.95  t0.05/2(10-3) = t0.025(7)= 2.365 L p 08TT1D_KHOÁ 12 Page 12 BÁO CÁO TH C HÀNH KINH T L NG  Khoảng tin cậy β2 ˆ2  t 0.025 (7) SE ( ˆ2 )    ˆ  t 0.025 (7)SE ( ˆ ) 0.213-2.365*0.065< β2