Bài thực hành kinh tế lượng học viện tài chính

Vấn đề nghiên cứu Nước ta với hệ thống sông ngòi dày đặc và có đường biển dài rất thuận lợi phát triển hoạt động khai thác và nuôi trồng thủy sản. Sản lượng thủy sản Việt Nam đã duy trì tăng trưởng liên tục trong 17 năm qua với mức tăng bình quân là 9,07%năm. Với chủ trương thúc đẩy phát triển của chính phủ, hoạt động nuôi trồng thủy sản đã có những bước phát triển mạnh, sản lượng liên tục tăng cao trong các năm qua, bình quân đạt 12,77%năm, đóng góp đáng kể vào tăng trưởng tổng sản lượng thủy sản của cả nước. Vì vậy, trong bài báo cáo này chúng em khai thác đề tài này để nghiên cứu: “Sự ảnh hưởng của năng suất nuôi trồng thuỷ sản và diện tích diện tích mặt nước nuôi trồng thuỷ sản đến Sản lượng nuôi trồng của Việt Nam từ 2004 – 2019” Cơ sở lý luận Cơ sở lý thuyết lựa chọn mô hình Bắt đầu từ tầm quan trọng của kinh tế lượng. Kinh tế lượng là một môn học có phạm vi nghiên cứu rộng và đóng vai trò quan trọng trong nền kinh tế quốc dân. Kinh tế lượng cung cấp các thông tin cần thiết cho việc nghiên cứu, phân tích, dự đoán, dự báo và ra các quyết định kinh tế. Mục đích nghiên cứu: Đưa ra được mô hình hồi quy phù hợp, từ đó phân tích và dự báo các hoạt động trong những năm tới Để thấy được mối quan hệ giữa các biến trong mô hình hồi quy. Ta lựa chọn mô hình hồi quy tổng thể như sau: SLi = β1 + β2NSi + β3DTi + Ui Trong đó: Sản lượng (SL): là biến phụ thuộc Năng suất (NS), Diện tích (DT) : là biến độc lập β1 ≠ 0: (hệ số chặn) cho ta biết khi NS và DT bằng 0 thì SL trung bình là β1 nghìn tấn β2 >0: cho ta biết khi NS thay đổi 1 triệu đồngha trong điều kiện DT không đổi thì Sản lượng nuôi trồng trung bình thay đổi β2 nghìn tấn β3>0: cho biết khi DT thay đổi 1 nghìn ha trong khi Năng suất không đổi thì Sản lượng nuôi trồng trung bình thay đổi β3 nghìn tấn Sau khi có mô hình hồi quy tổng thể, để dễ tính toán và xử lí số liệu ta thu nhỏ mô hình hồi quy tổng thể để có một mô hình hồi quy mới gọi là mô hình hồi quy mẫu nhằm điều tra chọn mẫu từ đó có những kết luận cho tổng thể Thu thập số liệu Bảng số liệu Năm Diện tích nuôi trồng (nghìn ha) Sản lượng nuôi trồng (nghìn tấn) Năng suất nuôi trồng (triệu đồngha) 2004 920,1 1.203,2 42,5 2005 952,6 1.478,9 47,4 2006 976,5 1.695,0 55,4 2007 1.018,8 2.124,6 67,4 2008 1.052,6 2.465,6 77,4 2009 1.044,7 2.589,8 87,1 2010 1.052,6 2.728,3 103,8 2011 1.040,5 2.933,1 135,2 2012 1.038,9 3.115,3 145,3 2013 1.046,4 3.215,9 157,6 2014 1.056,3 3.412,8 177,4 2015 1.057,3 3.532,2 178,1 2016 1.072,8 3.644,6 184,3 2017 1.106,8 3.892,9 210,1 2018 1.126,2 4.162,8 222,6 2019 1160 4.490,5 234,2 Nguồn số liệu: https:www.gso.gov.vnSLTKSelection.aspx?rxid=1fcd9551176f46c5b0fb9dcc84666777px_db=06.+N%c3%b4ng%2c+l%c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba%a3npx_type=PXpx_language=vipx_tableid=06.+N%c3%b4ng%2c+l%c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba%a3n%5cV06.51.px https:www.gso.gov.vnSLTKSelection.aspx?rxid=1fcd9551176f46c5b0fb9dcc84666777px_db=06.+N%c3%b4ng%2c+l%c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba%a3npx_type=PXpx_language=vipx_tableid=06.+N%c3%b4ng%2c+l%c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba%a3n%5cV06.46.px https:www.gso.gov.vnSLTKSelection.aspx?rxid=1fcd9551176f46c5b0fb9dcc84666777px_db=06.+N%c3%b4ng%2c+l%c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba%a3npx_type=PXpx_language=vipx_tableid=06.+N%c3%b4ng%2c+l%c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba%a3n%5cV06.03.px Ước lượng mô hình hồi quy Câu lệnh: ls sl c ns dt Dependent Variable: SL Method: Least Squares Date: 092020 Time: 20:31 Sample: 2004 2019 Included observations: 16 Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C 4914.423 751.8649 6.536312 0.0000 NS 9.239907 0.740797 12.47293 0.0000 DT 6.319048 0.800541 7.893468 0.0000 Rsquared 0.992572 Mean dependent var 2917.844 Adjusted Rsquared 0.991429 S.D. dependent var 956.9311 S.E. of regression 88.59227 Akaike info criterion 11.97333 Sum squared resid 102031.7 Schwarz criterion 12.11819 Log likelihood 92.78662 HannanQuinn criter. 11.98074 Fstatistic 868.5461 DurbinWatson stat 0.864337 Prob(Fstatistic) 0.000000 Ý nghĩa kinh tế hệ số hồi quy Mô hình hồi quy mẫu Mô hình hồi quy mẫu: SLi = β ̂1 + β ̂2NSi + β ̂3 DTi + ei với β ̂1= 4914.423, β ̂2 = 9.239907, β ̂3 = 6.319048  SLi = 4914.423+ 9.239907NSi + 6.319048DTi + ei Ý nghĩa kinh tế: +β ̂1= 4914.423 cho ta biết khi Năng suất nuôi trồng và Diện tích nuôi trồng bằng 0 thì Sản lượng nuôi trồng trung bình là 4914.423 nghìn tấn + β ̂2 = 9.239907 cho ta biết khi năng suất thay đổi 1 triệu đồngha trong điều kiên Diện tích nuôi trồng không đổi thì Sản lượng nuôi trồng trung bình là 9.239907 nghìn tấn +β ̂3 = 6.319048 cho ta biết khi diện tích thay đổi 1 nghìn ha trong điều kiên Năng suất không đổi thì Sản lượng trung bình là 6.319048 nghìn tấn Sự phù hợp với lí thuyết kinh tế của mô hình: β ̂2, β ̂3 có ý nghĩa kinh tế Các kiểm định về mô hình 5.1. Kiểm định sự phù hợp của mô hình Có ý kiến mô hình hồi quy không phù hợp? Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mô hình gốc không phù hợp H1: Mô hình gốc phù hợp Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ giả thuyết Ho với mức ý nghĩa 5%: Theo kết quả trên báo cáo Eviews thì: Fqs= 868.5461 Mà F_0,05((2,13))=3.81. Ta thấy F_qs>F_0,05((2,13)) Fqs Wα  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1. Kết luận: với mức ý nghĩa 5% ta có thể khẳng định rằng mô hình hồi quy trên hoàn toàn phù hợp. 5.2. Kiểm tra Đa cộng tuyến bằng Hồi quy phụ Gõ lệnh: ls ns c dt Dependent Variable: NS Method: Least Squares Date: 092020 Time: 20:49 Sample: 2004 2019 Included observations: 16 Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C 861.3392 143.4772 6.003316 0.0000 DT 0.951213 0.137060 6.940105 0.0000 Rsquared 0.774793 Mean dependent var 132.8625 Adjusted Rsquared 0.758707 S.D. dependent var 65.06694 S.E. of regression 31.96192 Akaike info criterion 9.883436 Sum squared resid 14301.90 Schwarz criterion 9.980010 Log likelihood 77.06749 HannanQuinn criter. 9.888381 Fstatistic 48.16506 DurbinWatson stat 0.366871 Prob(Fstatistic) 0.000007 Ước lượng mô hình hồi quy phụ: NSi =α1 +α2DTi +V¬i Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mô hình gốc không có đa cộng tuyến H1: Mô hình gốc có đa cộng tuyến Tiêu chuẩn kiểm định: F= (R_121)((1R_12)(n2)) ~F((1;n2)) Miền bác bỏ: W_α= {F: F > F_0.05((1;n2))} Ta có: Fqs=48.16506; Tra bảng : F0.05(1;14) = 4.6 => Fqs >〖 F〗_0.05((1;14)) Fqs ϵ Wα bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận H1 tức là mô hình gốc có hiện tượng đa cộng tuyến. 5.3. Kiểm tra khuyết tật Phương sai sai số thay đổi bằng Kiểm định White Ước lượng mô hinh gốc ban đầu thu: ei→e_i2 Heteroskedasticity Test: White Fstatistic 0.675366 Prob. F(5,10) 0.6519 ObsRsquared 4.039021 Prob. ChiSquare(5) 0.5438 Scaled explained SS 0.917625 Prob. ChiSquare(5) 0.9689 Test Equation: Dependent Variable: RESID2 Method: Least Squares Date: 092020 Time: 20:56 Sample: 2004 2019 Included observations: 16 Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C 19342.24 1858632. 0.010407 0.9919 NS2 0.422064 2.465994 0.171154 0.8675 NSDT 0.093559 4.000674 0.023386 0.9818 NS 60.52806 3659.809 0.016539 0.9871 DT2 0.022140 2.127313 0.010408 0.9919 DT 7.102989 3977.964 0.001786 0.9986 Rsquared 0.252439 Mean dependent var 6376.979 Adjusted Rsquared 0.121342 S.D. dependent var 5464.060 S.E. of regression 5786.081 Akaike info criterion 20.44429 Sum squared resid 3.35E+08 Schwarz criterion 20.73402 Log likelihood 157.5544 HannanQuinn criter. 20.45913 Fstatistic 0.675366 DurbinWatson stat 2.838808 Prob(Fstatistic) 0.651852

MỤC LỤC Vấn đề nghiên cứu Cơ sở lý luận 3 Thu thập số liệu .4 Ước lượng mơ hình hồi quy 5 Các kiểm định mơ hình 5.1 Kiểm định phù hợp mơ hình .6 5.2 Kiểm tra Đa cộng tuyến Hồi quy phụ 5.3 Kiểm tra khuyết tật Phương sai sai số thay đổi Kiểm định White 5.4 Kiểm tra Tự tương quan bậc B-G .9 5.5 Kiểm tra Bỏ sót biến Ramsey .10 5.6 Kiểm định tính phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên JB 12 5.7 Khắc phục khuyết tật mơ hình Sai phân cấp 1: .12 Kiểm tra mơ hình 13 6.1 Kiểm tra phù hợp mơ hình sai phân cấp 1: 13 6.2 Kiểm tra Mơ hình có Đa cộng tuyến không? 14 6.3 Kiểm tra Mơ hình có Phương sai sai số thay đổi không? 14 6.4 Kiểm tra mơ hình có Tự tương quan bậc khơng? 16 6.5 Kiểm tra mơ hình có có Bỏ sót biến khơng? .17 6.6 Kiểm tra tính phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên mơ hình 19 Phân tích mơ hình 19 7.1 Các biến độc lập ảnh hưởng tới biến phụ thuộc? 19 7.2 Nếu giá trị biến độc lập tăng đơn vị biến phụ thuộc thay đổi nào? 20 7.2.1 Nếu suất nuôi trồng tăng triệu đồng/ha sản lượng thay đổi bao nhiêu? 20 7.2.2 Nếu diện tích mặt nước ni trồng tăng nghìn sản lượng thay đổi bao nhiêu? 20 7.3 Phương sai sai số ngẫu nhiên bao nhiêu? 20 7.4 Giả định: 21 7.4.1 Có ý kiến cho Năng suất tăng triệu đồng/ha sản lượng ni trồng tăng tối đa nghìn .21 7.4.2 Có ý kiến cho Diện tích ni trồng tăng nghìn sản lượng ni trồng tăng tối thiểu nghìn tấn? .21 7.4.3 Có ý kiến cho suất nuôi trồng tăng triệu đồng/ha đồng thời diện tích giảm nghìn sản lượng ni trồng tăng tối đa nghìn 22 7.5 Giả định giá trị biến độc lập, dự báo giá trị biến phụ thuộc .22 Kiến nghị 23 Vấn đề nghiên cứu Nước ta với hệ thống sơng ngịi dày đặc có đường biển dài thuận lợi phát triển hoạt động khai thác nuôi trồng thủy sản Sản lượng thủy sản Việt Nam trì tăng trưởng liên tục 17 năm qua với mức tăng bình quân 9,07%/năm Với chủ trương thúc đẩy phát triển phủ, hoạt động ni trồng thủy sản có bước phát triển mạnh, sản lượng liên tục tăng cao năm qua, bình qn đạt 12,77%/năm, đóng góp đáng kể vào tăng trưởng tổng sản lượng thủy sản nước Vì vậy, báo cáo chúng em khai thác đề tài để nghiên cứu: “Sự ảnh hưởng suất nuôi trồng thuỷ sản diện tích diện tích mặt nước ni trồng thuỷ sản đến Sản lượng nuôi trồng Việt Nam từ 2004 – 2019” Cơ sở lý luận Cơ sở lý thuyết lựa chọn mơ hình Bắt đầu từ tầm quan trọng kinh tế lượng Kinh tế lượng môn học có phạm vi nghiên cứu rộng đóng vai trò quan trọng kinh tế quốc dân Kinh tế lượng cung cấp thông tin cần thiết cho việc nghiên cứu, phân tích, dự đốn, dự báo định kinh tế Mục đích nghiên cứu: Đưa mơ hình hồi quy phù hợp, từ phân tích dự báo hoạt động năm tới Để thấy mối quan hệ biến mơ hình hồi quy Ta lựa chọn mơ hình hồi quy tổng thể sau: SLi = β1 + β2NSi + β3DTi + Ui Trong đó: Sản lượng (SL): biến phụ thuộc Năng suất (NS), Diện tích (DT) : biến độc lập β1 ≠ 0: (hệ số chặn) cho ta biết NS DT SL trung bình β1 nghìn β2 >0: cho ta biết NS thay đổi triệu đồng/ha điều kiện DT khơng đổi Sản lượng ni trồng trung bình thay đổi β2 nghìn β3>0: cho biết DT thay đổi nghìn Năng suất khơng đổi Sản lượng ni trồng trung bình thay đổi β3 nghìn Sau có mơ hình hồi quy tổng thể, để dễ tính tốn xử lí số liệu ta thu nhỏ mơ hình hồi quy tổng thể để có mơ hình hồi quy gọi mơ hình hồi quy mẫu nhằm điều tra chọn mẫu từ có kết luận cho tổng thể Thu thập số liệu Bảng số liệu Năm Diện tích ni trồng (nghìn ha) Sản lượng ni trồng (nghìn tấn) 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 920,1 952,6 976,5 1.018,8 1.052,6 1.044,7 1.052,6 1.040,5 1.038,9 1.046,4 1.056,3 1.057,3 1.072,8 1.106,8 1.126,2 1160 1.203,2 1.478,9 1.695,0 2.124,6 2.465,6 2.589,8 2.728,3 2.933,1 3.115,3 3.215,9 3.412,8 3.532,2 3.644,6 3.892,9 4.162,8 4.490,5 Năng suất nuôi trồng (triệu đồng/ha) 42,5 47,4 55,4 67,4 77,4 87,1 103,8 135,2 145,3 157,6 177,4 178,1 184,3 210,1 222,6 234,2 Nguồn số liệu: https://www.gso.gov.vn/SLTK/Selection.aspx?rxid=1fcd9551-176f-46c5-b0fb9dcc84666777&px_db=06.+N%c3%b4ng%2c+l%c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v %c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba %a3n&px_type=PX&px_language=vi&px_tableid=06.+N%c3%b4ng%2c+l %c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba%a3n %5cV06.51.px https://www.gso.gov.vn/SLTK/Selection.aspx?rxid=1fcd9551-176f-46c5-b0fb9dcc84666777&px_db=06.+N%c3%b4ng%2c+l%c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v %c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba %a3n&px_type=PX&px_language=vi&px_tableid=06.+N%c3%b4ng%2c+l %c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba%a3n %5cV06.46.px https://www.gso.gov.vn/SLTK/Selection.aspx?rxid=1fcd9551-176f-46c5-b0fb9dcc84666777&px_db=06.+N%c3%b4ng%2c+l%c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v %c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba %a3n&px_type=PX&px_language=vi&px_tableid=06.+N%c3%b4ng%2c+l %c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba%a3n %5cV06.03.px Ước lượng mơ hình hồi quy Câu lệnh: ls sl c ns dt Dependent Variable: SL Method: Least Squares Date: 09/20/20 Time: 20:31 Sample: 2004 2019 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C NS DT -4914.423 9.239907 6.319048 751.8649 0.740797 0.800541 -6.536312 12.47293 7.893468 0.0000 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.992572 0.991429 88.59227 102031.7 -92.78662 868.5461 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Ý nghĩa kinh tế hệ số hồi quy Mô hình hồi quy mẫu Mơ hình hồi quy mẫu: SLi = + 2NSi + DTi + ei 2917.844 956.9311 11.97333 12.11819 11.98074 0.864337 với 1= -4914.423, = 9.239907, = 6.319048  SLi = -4914.423+ 9.239907*NSi + 6.319048*DTi + ei *Ý nghĩa kinh tế: +1= -4914.423 cho ta biết Năng suất nuôi trồng Diện tích ni trồng Sản lượng ni trồng trung bình -4914.423 nghìn + = 9.239907 cho ta biết suất thay đổi triệu đồng/ha điều kiên Diện tích ni trồng khơng đổi Sản lượng ni trồng trung bình 9.239907 nghìn +3 = 6.319048 cho ta biết diện tích thay đổi nghìn điều kiên Năng suất khơng đổi Sản lượng trung bình 6.319048 nghìn *Sự phù hợp với lí thuyết kinh tế mơ hình: 2, có ý nghĩa kinh tế Các kiểm định mơ hình 5.1 Kiểm định phù hợp mơ hình Có ý kiến mơ hình hồi quy không phù hợp? Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình gốc khơng phù hợp H1: Mơ hình gốc phù hợp Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ giả thuyết Ho với mức ý nghĩa 5%: Theo kết báo cáo Eviews thì: Fqs= 868.5461 Mà Ta thấy  Fqs Wα  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1 Kết luận: với mức ý nghĩa 5% ta khẳng định mơ hình hồi quy hồn tồn phù hợp 5.2 Kiểm tra Đa cộng tuyến Hồi quy phụ Gõ lệnh: ls ns c dt Dependent Variable: NS Method: Least Squares Date: 09/20/20 Time: 20:49 Sample: 2004 2019 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C DT -861.3392 0.951213 143.4772 0.137060 -6.003316 6.940105 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.774793 0.758707 31.96192 14301.90 -77.06749 48.16506 0.000007 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 132.8625 65.06694 9.883436 9.980010 9.888381 0.366871 Ước lượng mơ hình hồi quy phụ: NSi =α1 +α2*DTi +Vi Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình gốc khơng có đa cộng tuyến H1: Mơ hình gốc có đa cộng tuyến Tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ: = {F: F > } Ta có: Fqs=48.16506; Tra bảng : F0.05(1;14) = 4.6 => Fqs > Fqs ϵ Wα bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận H1 tức mơ hình gốc có tượng đa cộng tuyến 5.3 Kiểm tra khuyết tật Phương sai sai số thay đổi Kiểm định White Ước lượng mô hinh gốc ban đầu thu: Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 0.675366 4.039021 0.917625 Prob F(5,10) Prob Chi-Square(5) Prob Chi-Square(5) 0.6519 0.5438 0.9689 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 09/20/20 Time: 20:56 Sample: 2004 2019 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C NS^2 NS*DT NS DT^2 DT 19342.24 0.422064 -0.093559 60.52806 -0.022140 7.102989 1858632 2.465994 4.000674 3659.809 2.127313 3977.964 0.010407 0.171154 -0.023386 0.016539 -0.010408 0.001786 0.9919 0.8675 0.9818 0.9871 0.9919 0.9986 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.252439 -0.121342 5786.081 3.35E+08 -157.5544 0.675366 0.651852 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 6376.979 5464.060 20.44429 20.73402 20.45913 2.838808 Kiểm định cặp giả thuyết H0: Mơ hình gốc ban đầu phương sai sai số khơng thay đổi H1: Mơ hình gốc ban đầu phương sai sai số thay đổi Mức ý nghĩa 5% Tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ: Wα={χ2: χ2>χ2(kw-1)α } Với kw = Ta có: Tra bảng giá trị tới hạn phân phối bình phương : χ2(5)0.05 = 11.0705 Ta thấy: χ2qs< χ2(5)0.05 suy χ2qs Wα Vậy với mức ý nghĩa 5% chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0, tạm thời chấp nhận H0 tức mơ hình ban đầu phương sai sai số không thay đổi 5.4 Kiểm tra Tự tương quan bậc B-G Ước lượng mơ hình gốc ban đầu thu ei -> ei-1, ei-2 Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 2.207952 4.583218 Prob F(2,11) Prob Chi-Square(2) 0.1563 0.1011 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 09/20/20 Time: 21:10 Sample: 2004 2019 Included observations: 16 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C NS DT RESID(-1) RESID(-2) -277.9250 -0.341957 0.306868 0.599172 -0.061937 806.0227 0.871336 0.868826 0.299417 0.393905 -0.344810 -0.392451 0.353198 2.001129 -0.157239 0.7367 0.7022 0.7306 0.0707 0.8779 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.286451 0.026979 81.35477 72804.58 -90.08658 1.103976 0.402429 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -6.25E-13 82.47491 11.88582 12.12726 11.89819 1.887788 Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình gốc ban đầu khơng có tự tương quan bậc H1: Mơ hình gốc ban đầu có tự tương quan bậc Mức ý nghĩa 5% Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ giả thuyết H0, với mức ý nghĩa 5% Wα={χ2:χ2> χ2(2)0.05} χ2qs =4.583218 Tra bảng giá trị tới hạn phân phối bình phương : χ2(2)0.05=5.9915 Ta thấy: χ2qs< χ2(5)0.05 suy χ2qs Wα Vậy với mức ý nghĩa 5% chưa bác bỏ giả thuyết H0, tạm chấp nhận H0 tức mơ hình ban đầu khơng có tự tương quan bậc 5.5 Kiểm tra Bỏ sót biến Ramsey Ước lượng mơ hình gốc thu Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: SL C NS DT Omitted Variables: Powers of fitted values from to F-statistic Likelihood ratio Value 11.42375 17.98352 df (2, 11) Probability 0.0021 0.0001 Sum of Sq 68872.70 102031.7 33158.97 df 13 11 Mean Squares 34436.35 7848.590 3014.452 F-test summary: Test SSR Restricted SSR Unrestricted SSR LR test summary: Restricted LogL Unrestricted LogL Value -92.78662 -83.79486 Unrestricted Test Equation: Dependent Variable: SL Method: Least Squares Date: 09/20/20 Time: 21:14 Sample: 2004 2019 Included observations: 16 10 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C NS DT FITTED^2 FITTED^3 -10125.19 19.64829 11.84465 -0.000294 2.50E-08 4462.458 9.229041 4.908964 0.000328 3.67E-08 -2.268972 2.128964 2.412862 -0.895174 0.679532 0.0444 0.0567 0.0344 0.3899 0.5108 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.997586 0.996708 54.90402 33158.97 -83.79486 1136.409 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình gốc ban đầu khơng bỏ sót biến H1: Mơ hình gốc ban đầu bỏ sót biến Mức ý nghĩa 0,05 Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ: Giá trị thống kê quan sát : = 11.42375 Tra bảng giá trị tới hạn chuẩn phân phối Fisher : ta thấy , Fqs Wα , bác bỏ H0, chấp nhận H1 Vậy với mức ý nghĩa 0,05 mơ hình gốc định bỏ sót biến 11 2917.844 956.9311 11.09936 11.34079 11.11172 2.113004 5.6 Kiểm định tính phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên JB Series: Residuals Sample 2004 2019 Observations 16 -150 -125 -100 -75 -50 -25 25 50 75 100 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis -6.25e-13 13.33855 122.3054 -127.9039 82.47491 0.021187 1.688291 Jarque-Bera Probability 1.148250 0.563197 125 Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình gốc sai sai số có phân phối chuẩn H1: Mơ hình gốc sai sai số khơng có phân phối chuẩn Tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ: JBqs =1.148250 < =5.9915  mơ hình sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn Như vậy: Mơ hình gốc ban đầu: - Có đa cộng tuyến - Phương sai sai số khơng thay đổi - Khơng có tự tương quan bậc - Có bỏ sót biến - Sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn 5.7 Khắc phục khuyết tật mơ hình Sai phân cấp 1: Ước lượng mơ hình: d(SLi) =α1 +α2*d(NSi) +α3*d(DTi) +ei Nhập lệnh: ls d(sl) c d(ns) d(dt) Dependent Variable: D(SL) Method: Least Squares Date: 09/20/20 Time: 23:36 Sample (adjusted): 2005 2019 12 Included observations: 15 after adjustments Variable C D(NS) D(DT) R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Coefficient Std Error t-Statistic Prob 111.0912 2.684238 4.611769 36.86050 2.102006 0.978803 3.013828 1.276989 4.711641 0.0108 0.2258 0.0005 0.651696 0.593645 61.55416 45466.97 -81.40926 11.22633 0.001785 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 219.1533 96.56166 11.25457 11.39618 11.25306 1.808071 Mơ hình sai phân cấp 1: d(SLi) =111.0912+2.684238*d(NSi) +4.611769*d(DTi) +ei Kiểm tra mô hình 6.1 Kiểm tra phù hợp mơ hình sai phân cấp 1: Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình khơng phù hợp H1: Mơ hình phù hợp Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ giả thuyết Ho với mức ý nghĩa 5%: Theo kết báo cáo Eviews thì: Fqs= 11.22633 Mà Ta thấy  Fqs Wα  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1 Kết luận: với mức ý nghĩa 5% ta khẳng định mơ hình hồi quy hồn tồn phù hợp 6.2 Kiểm tra Mơ hình có Đa cộng tuyến khơng? Khi ma trận Hiệp phương sai d(NS) d(DT) 13 C D(NS) D(DT) C D(NS) D(DT) 1358.696637555743 -61.92093903843467 -19.68024797545667 -61.92093903843467 4.418427246797166 0.3409820023572463 -19.68024797545667 0.3409820023572463 0.9580553137972738 Hệ số tương quan 0.3409820023572463 Variance Inflation Factors Date: 09/20/20 Time: 23:43 Sample: 2004 2019 Included observations: 15 Variable Coefficient Variance Uncentered VIF Centered VIF C D(NS) D(DT) 1358.697 4.418427 0.958055 5.378969 3.885214 1.998406 NA 1.028242 1.028242 Nếu VIF>2: có dấu hiệu đa cộng tuyến Nếu VIF>10: Chắc chắn có đa cộng tuyến Nhân tử phóng đại phương sai 1.028242 VIF= 1.403797< Vậy tượng đa cộng tuyến khắc phục 6.3 Kiểm tra Mơ hình có Phương sai sai số thay đổi không? Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 0.626015 3.870636 1.163118 Prob F(5,9) Prob Chi-Square(5) Prob Chi-Square(5) Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 09/20/20 Time: 23:45 14 0.6849 0.5682 0.9484 Sample: 2005 2019 Included observations: 15 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C D(NS)^2 D(NS)*D(DT) D(NS) D(DT)^2 D(DT) 1367.316 1.151344 4.740993 56.38947 2.031304 -78.32520 3130.568 13.10395 6.352020 437.4084 4.099914 185.2765 0.436763 0.087862 0.746376 0.128917 0.495450 -0.422748 0.6726 0.9319 0.4745 0.9003 0.6322 0.6824 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.258042 -0.154156 3266.362 96022079 -138.8244 0.626015 0.684920 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 3031.131 3040.409 19.30992 19.59314 19.30690 2.111248 Kiểm định cặp giả thuyết H0: Mơ hình phương sai sai số khơng thay đổi H1: Mơ hình phương sai sai số thay đổi Mức ý nghĩa 5% Tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ: Wα={χ2: χ2>χ2(kw-1)α } Với kw = Ta có: Tra bảng giá trị tới hạn phân phối bình phương : χ2(5)0.05 = 11.0705 Ta thấy: χ2qs< χ2(5)0.05 suy χ2qs Wα Vậy với mức ý nghĩa 5% chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0, tạm thời chấp nhận H0 tức mô hình phương sai sai số khơng thay đổi 6.4 Kiểm tra mơ hình có Tự tương quan bậc không? Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: 15 F-statistic Obs*R-squared 0.866170 2.214827 Prob F(2,10) Prob Chi-Square(2) 0.4499 0.3304 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 09/20/20 Time: 23:47 Sample: 2005 2019 Included observations: 15 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C D(NS) D(DT) RESID(-1) RESID(-2) -18.97500 1.703789 -0.265628 0.225322 -0.434390 42.67068 2.661384 1.039309 0.353254 0.342183 -0.444685 0.640189 -0.255581 0.637848 -1.269467 0.6660 0.5364 0.8035 0.5379 0.2330 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.147655 -0.193283 62.25234 38753.54 -80.21103 0.433085 0.781980 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 9.47E-16 56.98807 11.36147 11.59749 11.35896 1.885894 Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình khơng có tự tương quan bậc H1: Mơ hình có tự tương quan bậc Mức ý nghĩa 5% Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ giả thuyết H0, với mức ý nghĩa 5% Wα={χ2:χ2> χ2(2)0.05} χ2qs =2.214827 Tra bảng giá trị tới hạn phân phối bình phương : χ2(2)0.05=5.9915 16 Ta thấy: χ2qs< χ2(5)0.05 suy χ2qs Wα Vậy với mức ý nghĩa 5% chưa bác bỏ giả thuyết H0, tạm chấp nhận H0 tức mơ hình khơng có tự tương quan bậc 6.5 Kiểm tra mơ hình có có Bỏ sót biến khơng? Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: D(SL) C D(NS) D(DT) Omitted Variables: Powers of fitted values from to F-statistic Likelihood ratio Value 1.360414 3.609832 df (2, 10) Probability 0.3002 0.1645 Sum of Sq 9724.821 45466.97 35742.15 df 12 10 Mean Squares 4862.410 3788.914 3574.215 F-test summary: Test SSR Restricted SSR Unrestricted SSR LR test summary: Restricted LogL Unrestricted LogL Value -81.40926 -79.60435 Unrestricted Test Equation: Dependent Variable: D(SL) Method: Least Squares Date: 09/20/20 Time: 23:48 Sample: 2005 2019 Included observations: 15 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C D(NS) D(DT) FITTED^2 FITTED^3 -343.2736 -23.93443 -42.97403 0.045897 -6.36E-05 398.6304 20.52515 37.01431 0.038583 5.80E-05 -0.861132 -1.166103 -1.161011 1.189547 -1.096955 0.4093 0.2706 0.2726 0.2617 0.2984 R-squared 0.726194 Mean dependent var 17 219.1533 Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.616671 59.78474 35742.15 -79.60435 6.630548 0.007127 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 96.56166 11.28058 11.51660 11.27807 1.936804 Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình khơng bỏ sót biến H1: Mơ hình bỏ sót biến Mức ý nghĩa 0,05 Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ: Giá trị thống kê quan sát : = 1.360414 Tra bảng giá trị tới hạn chuẩn phân phối Fisher : ta thấy , Fqs Wα ,chưa có sở bác bỏ H0, tạm chấn nhận H0, Vậy với mức ý nghĩa 0,05 mơ hình khơng bỏ sót biến 6.6 Kiểm tra tính phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên mơ hình Series: Residuals Sample 2005 2019 Observations 15 -100 -75 -50 -25 25 50 75 100 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis 9.47e-16 1.818043 91.22011 -88.84469 56.98807 -0.258582 1.939056 Jarque-Bera Probability 0.870664 0.647050 Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình phương sai sai số có phân phối chuẩn H1: Mơ hình phương sai sai số khơng có phân phối chuẩn 18 Tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ: JBqs =0.870664 < =5.9915  mơ hình sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn Mơ hình mới: Khơng có đa cộng tuyến Phương sai sai số khơng thay đổi Khơng có tự tương quan bậc Khơng bỏ sót biến Sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn Mơ hình khơng cịn khuyết tật Phân tích mơ hình 7.1 Các biến độc lập ảnh hưởng tới biến phụ thuộc? - Khi suất nuôi trồng thuỷ sản tăng triệu/ha Diện tích mặt nước ni trồng khơng đổi sản lượng ni trồng trung bình tăng 2.684238 nghìn - Khi diện tích mặt nước ni trồng tăng nghìn suất ni trồng khơng đổi sản lượng ni trồng trung bình tăng 4.611769 nghìn 7.2 Nếu giá trị biến độc lập tăng đơn vị biến phụ thuộc thay đổi nào? 7.2.1 Nếu suất nuôi trồng tăng triệu đồng/ha sản lượng thay đổi bao nhiêu? Khoảng tin cậy phía β2 - Se() + Se() - Với α= 0.05 = 2.179 - = 2.684238 - Se()= 2.102006 2.684238 Vậy suất tăng triệu/ha sản lượng ni trồng từ giảm nghìn đến tăng 7.2645 nghìn 7.2.2 Nếu diện tích mặt nước ni trồng tăng nghìn sản lượng thay đổi bao nhiêu? Khoảng tin cậy phía β3 19 - Se() + Se() - Với α= 0.05 = 2.179 - = 4.611769 - Se()= 0.978803 4.611769 Khi diện tích tăng nghìn sản lượng ngơ tăng từ 2.4788 nghìn đến tăng 6.7444 nghìn 7.3 Phương sai sai số ngẫu nhiên bao nhiêu? Khoảng tin cậy hai phía cuả :  => => Vậy phương sai sai số ngẫu nhiên nằm khoảng ( 7.4 Giả định: 7.4.1 Có ý kiến cho Năng suất tăng triệu đồng/ha sản lượng ni trồng tăng tối đa nghìn Kiểm định cặp giả thuyết: Tiến hành kiểm định mức ý nghĩa 5% Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: T= Miền bác bỏ giả thuyết H0 mức ý nghĩa là: = t/t>} ta có tqs = =0.3255 Mà < 1.782  tqs Wα chấp nhận H0 Vậy ý kiến 20 7.4.2 Có ý kiến cho Diện tích ni trồng tăng nghìn sản lượng ni trồng tăng tối thiểu nghìn tấn? Kiểm định cặp giả thuyết Tiến hành kiểm định mức ý nghĩa 5% Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: T= Miền bác bỏ giả thuyết H0 mức ý nghĩa là: = t/t- -1.782  tqs Wα chấp nhận H0 Vậy ý kiến 7.4.3 Có ý kiến cho suất nuôi trồng tăng triệu đồng/ha đồng thời diện tích giảm nghìn sản lượng ni trồng tăng tối đa nghìn Kiểm định cặp giả thuyết: Tiêu chuẩn kiểm định: Miền bác bỏ:= t/t>} Tính =4.155 Có tqs= = -0.98072 < 1.782 Chấp nhận H0 Vậy ý kiến 7.5 Giả định giá trị biến độc lập, dự báo giá trị biến phụ thuộc Năm Năng suất nuôi trồng (triệu Diện tích ni trồng (nghìn đồng/ha) ha) 2020 235.2 1180.2 2021 238.6 1165.2 2022 240.1 1240.3 21 7,000 6,000 5,000 4,000 3,000 2,000 1,000 2006 2008 2010 2012 SLF 2014 2016 2018 2020 2022 Forecast: SLF Actual: SL Forecast sample: 2004 2022 Adjusted sample: 2005 2022 Included observations: 18 Root Mean Squared Error Mean Absolute Error Mean Abs Percent Error Theil Inequality Coefficient Bias Proportion Variance Proportion Covariance Proportion Theil U2 Coefficient Symmetric MAPE 99.86312 82.14691 2.812382 0.016021 0.438586 0.019102 0.542313 0.370678 2.868287 ± S.E Dự báo Sản lượng nuôi trồng: Năm 2020 2021 2022 Sản lượng (nghìn tấn) 4697.433187019765 4748.474286713193 5209.935693470287 Kiến nghị Sản lượng nuôi trồng thuỷ sản hưởng trực tiếp suất diện tích ni trồng nước Ngành thủy sản Việt Nam có vị trí quan trọng kinh tế quốc dân, xác định năm ngành kinh tế biển then chốt Chiến lược biển Việt Nam đến năm 2020 Giá trị XK ngành thủy sản đứng thứ ngành kinh tế đất nước Số lượng ngư dân lao động nghề cá ước tính với khoảng gần triệu lao động hoạt động trực tiếp gián tiếp nghề cá biển, khai thác, nuôi trồng bảo vệ nguồn lợi thủy sản gần bờ xa bờ Cơ hội: -Đảng Nhà nước ta quan tâm, tầng lớp nhân dân nhận thức rõ tầm quan trọng bước cơng nghiệp hố nơng nghiệp nơng thơn: Coi ngành thuỷ sản mũi nhọn- Coi cơng nghiệp hố đại hố nơng thơn bước ban đầu quan trọng -Ngành thuỷ sản có thời gian dài chuyển sang chế kinh tế (khoảng 20 năm) kinh tế thị trường có quản lý nhà nước: có cọ sát với kinh tế thị trường tạo nguồn nhân lực dồi tất 22 lĩnh vực từ khai thác chế biến ni trồng đến thương mại Trình độ nghiên cứu áp dụng thực tiến tăng đáng kể -Hàng thuỷ sản liên tục giữ gia tăng, thượng phong ổn định thị trường thực phẩm giới -Việt Nam có bờ biển dài khí hậu nhiệt đới với đa dạng sinh học cao, vừa có nhiều thuỷ đặc sản q giá giới ưa chuộng vừa có điều kiện để phát triển hầu hết đối tượng xuất chủ lực mà thị trường giới cần, mặt khác nước ta có điều kiện tiếp cận dễ dàng với thị trường giới khu vực -Nhìn chung phát triển thuỷ sản khắp nơi toàn đất nước Tại vùng có tiềm năng, đặc thù sản vật đặc sắc riêng Thách thức: Quá dư thừa lao động vùng ven biển, nguồn nhân lực cịn đào tạo, sống vật chất thiếu thốn sức ép lớn kinh tế xã hội mơi trường sinh thái đối vơí nghề cá -Cơ sở hạ tầng yếu chưa đồng với trình độ cơng nghệ lạc hậu khai thác nuôi trồng chế biến dẫn đến suất hiệu kinh tế thấp -Công nghệ sản xuất thuỷ sản Việt Nam nhìn chung cịn lạc hậu so với nước cạnh tranh với ta -Những đòi hỏi cao ngày chặt chẽ yêu cầu vệ sinh chất lượng nước nhập -Sự hội nhập quốc tế với dỡ bỏ hàng rào thuế quan phi thuế quan tạo cạnh tranh khốc liệt thị trường Việt Nam với nước khác 23 24 ... chọn mơ hình Bắt đầu từ tầm quan trọng kinh tế lượng Kinh tế lượng mơn học có phạm vi nghiên cứu rộng đóng vai trị quan trọng kinh tế quốc dân Kinh tế lượng cung cấp thông tin cần thiết cho việc... vị trí quan trọng kinh tế quốc dân, xác định năm ngành kinh tế biển then chốt Chiến lược biển Việt Nam đến năm 2020 Giá trị XK ngành thủy sản đứng thứ ngành kinh tế đất nước Số lượng ngư dân lao... trọng -Ngành thuỷ sản có thời gian dài chuyển sang chế kinh tế (khoảng 20 năm) kinh tế thị trường có quản lý nhà nước: có cọ sát với kinh tế thị trường tạo nguồn nhân lực dồi tất 22 lĩnh vực từ