CHƯƠNG 4: ƯỚC LƯỢNG HÀM TIÊU DÙNG CỦA VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 1990 ĐẾN NAY
4.3 Hàm tiêu dùng dưới giả thiết thu nhập thường xuyê n:
4.3.1 Ước lượng hồi quy mẫu SRF : Ct = a+ b.NIt +c.NIt-1 +et
ApÙ dụng phương pháp OLS, với số liệu bảng (4.1) ta có hàm SRF (Phụ lục 3):
Ct = 12897,1359 + 0,6197458.NIt + 0,200789.NIt-1 + et. R2 = 0,9990956 (4070,495) (0,148485) (0,15983069) (4.3)
Giá trị trong ngoặc là sai số tiêu chuẩn của các hệ số ước lượng. Tương ứng ta có các giá trị t2= 4,1737 ; t3 = 1,25626. So sánh với phân vị
t0,025(5)=2,571 nhận thấy c ≠ 0 không có ý nghĩa mấy. Điều này phù hợp với :
- Tình hình thực tế của Việt Nam. Thu nhập còn thấp, vẫn chưa đáp ứng đủ nhu cầu tiêu dùng trong dân cư, vì vậy vai trò của thu nhập quá khứ ảnh hưởng ít đến tiêu dùng hiện tại mà chỉ phụ thuộc chủ yếu vào mức thu nhập hiện thời.
- Với nhận định của Klein, vấn đề cộng tuyến không nghiêm trọng (được diễn giải ở phần kế tiếp).
Đồ thị phần dư (H.4) -4,000,0000 -2,000,0000 0,0000 2,000,0000 4,000,0000 6,000,0000 1990 1992 1994 1996 1998 2000 Năm et
Quan sát đồ thị phần dư (hình H.4), trong năm 96 cũng có sự gia tăng thặng dư cao hơn các năm khác. Nếu bỏ qua quan sát này và tiến hành hồi quy lại, ta có kết quả (Phụ lục 4):
Ct = 11426,7322 + 0,6901678.NIt + 0,11886415.NIt-1 + et. R2 = 0,99980976 (2044,07969) (0,0754078) (0,0815298) (4.4)
Giá trị trong ngoặc là sai số tiêu chuẩn của các hệ số ước lượng. Tương ứng ta có các giá trị t2 = 9,1524 ; t3 = 1,45792. Nhận thấy hệ số xác định cao hơn và sai số của các hệ số nhỏ hơn. Tuy nhiên khi so sánh với phân vị t0,025(4)=2,776, hệ số góc của NIt-1 khác không không ý nghĩa, tức là vẫn tiếp tục phủ nhận vai trò của thu nhập quá khứ đối với vấn đề tiêu dùng hiện tại. Mặt khác việc bỏ qua quan sát năm 1996 theo cách làm ở trên cũng chưa chính xác do vẫn sử dụng NI1997, NI1996 ở quan sát thứ 6 trong dữ liệu hồi quy.
Vì trong hàm hồi quy vừa có NIt và NIt-1, nên khó tránh khỏi hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Sau đây chúng ta tiến hành đo mức độ đa cộng tuyến.
• Độ đo Theil: Sau khi dùng phương pháp OLS để có các hồi quy cần thiết, ta có : Đối với (4.3): R2 = 0,9990956 ; R2 -NIt = 0,995944 ; R2 -NIt-1 = 0,99881 ⇒ m = 0,9956584. Đối với (4.4) : R2 = 0,99980976;R2 -NIt = 0,9958257;R2 -NIt-1 = 0,99970867⇒ m = 0,9957246. • Nhân tử phóng đại phương sai :
Đối với (4.3) : VIF (NIt) = VIF (NIt-1)= 187,517943. Đối với (4.4) : VIF (NIt) = VIF (NIt-1)= 186,848378.
Rõ ràng quan hệ cộng tuyến của NIt và NIt-1 là chặt chẽ, nhưng theo quy tắc của Klein, r122 = 0.99466 < R2 = 0.9990956 thì vấn đề cộng tuyến không nghiêm trọng.
4.3.1.1 Kiểm định phương sai thuần nhất :
• Quan sát đồ thị phần dư (H.4 và H.5) không thấy kiểu mẫu liên hệ nào giữa các giá trị thặng dư ei , nên có thể đánh giá phương sai thuần nhất.
Đồ thị phần dư -4,000,0000 -2,000,0000 0,0000 2,000,0000 1990 1992 1994 1996 1998 2000 Năm et et
(Hình H.5)
• Tương quan hạng Spearman : (bảng B.3) Vì NIt ,NIt-1 có chung thứ hạng nên có thể xem xét mối tương quan thứ hạng giữa ⏐ei⏐ với thứ hạng chung các biến giải thích.
Đối với hàm (4.3), ta có rs = 0,761905 ⇒ t = 2,881441. Đối với hàm (4.4) ta có rs = 0,1071429 ⇒ t = 0,240966.
So sánh với t0.025(6) = 2,447 và t0.025(5) = 2,571, nhận thấy hàm (4.3) cho rằng phương sai không thuần nhất, nhưng hàm (4.4) thừa nhận phương sai thuần nhất. Tuy nhiên sự khác biệt giữa t = 2,881441 với tα không đáng kể. • Kiểm định Park : Có thể vận dụng kiểm định Park với giả thiết phương
sai của sai số ngẫu nhiên là hàm theo NIt , NIt-1, NIt và NIt-1. Khi đó ta có các kết quả : Đối với hàm (4.3) : (Phụ lục 3) - Lnet2 = -12,592637 + 2,220344211.lnNIt + νt. (-0,991506) (2,10086) R2 = 0,423831534 - Lnet2 = -5,704469 + 1,683615.lnNIt-1 + νt. (-0,555309) (1,92732377) R2 = 0,382371456
- Lnet2 = -27,33648 + 7,9893806.lnNIt - 4,642995.lnNIt-1 + νt.
(-1,055584) (0,912671) (-0,66439) R2 = 0,470571 Giá trị trong ngoặc là giá trị t tương ứng. So sánh với t0.025(6) = 2,447 và t0.025(5) = 2,571, ta chấp nhận hệ số của lnNIt , lnNIt-1 = 0 trong các hồi quy, nghĩa là thừa nhận phương sai thuần nhất.
Đối với hàm (4.4) : (Phụ lục 4)
- Lnet2 = 9,96760872 + 0,2367406.lnNIt + νt.
- Lnet2 = 13,19464965 - 0,033956071.lnNIt-1 + νt.
(0,94551646) (-0,0284572) R2 = 0,0001619
- Lnet2 = -30,05577 + 16,038307.lnNIt - 12,75033.lnNIt-1 + νt.
(-1,03603) (1,639382) (-1,6294) R2 = 0,401973 Giá trị trong ngoặc là giá trị t tương ứng. So sánh với t0.025(5) = 2,571 và t0.025(4) = 2,776, ta chấp nhận hệ số của lnNIt , lnNIt-1 = 0 trong các hồi quy, nghĩa là cũng thừa nhận phương sai thuần nhất.
Một nhận xét khác là kết quả hồi quy ứng với hai dạng hàm (4.3) và (4.4) thay đổi nhiều ở hai dạng hàm logarith ban đầu (cả về dấu và giá trị), nhưng kết quả lại không thay đổi nhiều ở dạng hàm thứ ba, tức là ứng với giả thiết cho rằng et2 là hàm mũ theo NIt và cả NIt-1. Mặt khác R2 cũng cao hơn. Điều này có thể cho thấy giả thiết về sự phụ thuộc et2 theo NIt và NIt-1
dưới dạng hàm mũ ở trên có lẽ phù hợp hơn cả, tuy nhiên cũng không loại trừ khả năng do ảnh hưởng cộng tuyến.
• Kiểm định Glejser :
Ta cũng vận dụng dạng hàm (1) và (2) mà Glejser đề xuất đối với NIt, NIt-1
để kiểm định. Kết quả như sau : Đối với hàm (4.3) (Phụ lục 3) : - ⏐et⏐= -41,310018 + 0,0086811.NIt + νt. (1,732616) ; R2 = 0,33347849 - ⏐et⏐= -1500,0105 + 7,31619855 + νt. (1,7575246) ; t R2 = 0,33985358 NI - ⏐et⏐= 139,1905978 + 0,009512709.NIt-1 + νt. (1,7800856) ; R2 = 0,3456 - ⏐et⏐= -1019,605328 + 6,927512126 NI + t-1 νt. (1,771523) ; R2 = 0,343422
Đối với hàm (4.4) (Phụ lục 4) : - ⏐et⏐= 703,686208 + 0,00054299.NIt + νt. (0,2142524) ; R2 = 0,0090973 - ⏐et⏐= 638,267444 + 0,39526671 + νt. (0,18544317) ; R2 = 0,0068308 t NI - ⏐et⏐= 772,6400304 + 0,000188417.NIt-1 + νt. (0,06848088) ; R2 = 0,000937 - ⏐et⏐= 787,5681163 + 0,032295477 NIt-1 + νt. (0,01596452); R2 = 0,000050971 Giá trị trong ngoặc là giá trị t tương ứng. So sánh với t0.025(6) = 2,447, t0.025(5) = 2,571 ta cũng thừa nhận các hệ số chặn = 0 , nghĩa là phương sai thuần nhất.
• Kiểm định Reset của Ramsey : Vận dụng thủ tục Reset ta có kết quả : Đối với hàm (4.3) : (Phụ lục 3) et = -2954,726028 + 0,0000004386. 2 - 0,00000000000163632. +ν t Cˆ 3 t Cˆ t. (2,14203390) (-2,211692) ; R2 = 0,50038175 Đối với hàm (4.4) : (Phụ lục 4) et = -1854,000073 + 0,000000287078. Cˆ2t - 0,00000000000106191. +3 ν t Cˆ t. (4,359472) (-4,489076) ; R2 = 0,83808198
Giá trị trong ngoặc là t tương ứng. So sánh với t0.025(5) = 2,571, t0.025(4) = 2,776, đối với hàm (4.3) ta chấp nhận các hệ số góc = 0, tức là thừa nhận phương sai của sai số thuần nhất, nhưng đối với hàm (4.4) các hệ số này khác 0 có ý nghĩa. Như vậy việc bỏ qua quan sát năm 1996 đã không bảo
đảm được giả thiết phương sai thuần nhất đối với hàm (4.4) theo cách kiểm định của Ramsey.
4.3.1.2 Kiểm định giả thiết tự tương quan :
• Kiểm định χ2 : (bảng B.4)
Hàm (4.3) cho ta giá trị χ2 = 1,21527 < χ20.05(1) = 3,84 Hàm (4.4) cho ta giá trị χ2 = 1,5 < χ20.05(1) = 3,84
nghĩa là đều thừa nhận không có sự tương quan giữa các sai số ngẫu nhiên
• Kiểm định Durbin-Watson : (Phụ lục 3 & 4)
Hàm (4.3) cho ta d = 1,642874, tra bảng với n = 8, k = 2
→ dL = 0,559; dU= 1,777 ⇒ dL < d < dU
Hàm (4.4) cho ta d = 1,26239, tra bảng với n = 7, k = 2
→ dL = 0,467; dU= 1,896 ⇒ dL < d < dU
Cả hai hàm đều không có kết luận, cần điều tra thêm.
Nhận xét : Hàm tiêu dùng xây dựng dưới giả thiết thu nhập thường xuyên
có dạng Ct = a +b.NIt + c.NIt-1 + et tỏ ra khá phù hợp vì có hệ số R2 khá
cao. Mặc dù có hiện tượng cộng tuyến xảy ra vì trong mô hình có sự xuất hiện đồng thời của NIt và NIt-1, nhưng bằng một số công cụ kiểm tra chúng ta thấy mô hình cũng thỏa mãn tương đối các giả thiết của phương pháp OLS, điều này cũng chứng tỏ rằng hiện tượng cộng tuyến trong mô hình không nghiêm trọng.
4.3.2 Ước lượng hồi quy SRF : Ct = a + b.NIt + c.Ct-1 + et.
Mô hình này được xây dựng căn cứ vào việc ước lượng thu nhập thường xuyên thông qua tất cả thu nhập trong quá khứ và dựa vào giả thiết của Koyck về dạng mũ đối với các hệ số ước lượng.
Phụ lục 5 cho ta kết quả hồi quy :
Ct = 10472,33536 + 0,679257164.NIt + 0,166101542.Ct-1 + et (4.5)
se = (0,128372284) (0,167861028) ; R2 = 0,999005
t = (5,291306987) (0,989518198)
Nhận thấy giá trị t rất nhỏ đối với hệ số hồi quy của Ct-1, nghĩa là thừa nhận hệ số của Ct-1 khác 0 không có ý nghĩa. Điều này có thể là do giả thiết của Koyck về dạng hàm mũ đối với các hệ số hồi quy khi ước lượng thu nhập thường xuyên là không phù hợp.
Đồ thị phần dư -4,000,000 -2,000,000 0,000 2,000,000 4,000,000 6,000,000 1990 1992 1994 1996 1998 2000 Năm thặng dư et (Hình H.6)
Trong đồ thị phần dư (H.6) cũng cho thấy năm 1996 có phần dư cao hơn, nếu tiến hành hồi quy lại ta có kết quả như sau :
Ct = 10381,94911 + 0,70005489.NIt + 0,131244415.Ct-1 + et (4.6)
se = (0,055935056) (0,073285617) ; R2 = 0,9998383
t = (12,51549469) (1,790861826)
Nhận thấy các hệ số hồi quy chênh lệch không nhiều và vẫn có kết luận hệ số của Ct-1 khác 0 không ý nghĩa.
Đồ thị phần dư -2,000,000 -1,000,000 0,000 1,000,000 2,000,000 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 Năm thặng dư (Hình H.7)
Qua kết quả ước lượng ở trên, chúng ta thấy không nên sử dụng hàm này vì :
- Giả thiết của Koyck về hệ số hồi quy tỏ ra không phù hợp, dẫn đến hệ
số của Ct-1 có thể thừa nhận bằng 0.
- Những hạn chế của mô hình này liên quan đến vấn đề như biến Ct-1 trở
thành biến giải thích không ngẫu nhiên, và có tương quan chuỗi giữa các thành phần nhiễu.
- Dạng hàm đề xuất ở mục 4.3.1 có thể thay thế được với vai trò của NIt-1
như là biến công cụ của Ct-1.