Nhập khẩu hàng hoá, dịch vụ với tổng sản phẩm quốc gia và Tỉ giá hối đoái ở PHILIPPIN trong 21 năm( 19761996)

12 340 0
Nhập khẩu hàng hoá, dịch vụ với tổng sản phẩm quốc gia và Tỉ giá hối đoái ở PHILIPPIN trong 21 năm( 19761996)

Đang tải... (xem toàn văn)

Tài liệu hạn chế xem trước, để xem đầy đủ mời bạn chọn Tải xuống

Thông tin tài liệu

Báo cáo thực hành kinh tế lượng Vấn đề nghiên cứu Nhập khẩu hàng hoá, dịch vụ với tổng sản phẩm quốc gia và Tỉ giá hối đoái ở PHILIPPIN trong 21 năm( 19761996) Báo cáo thực hành kinh tế lượng Vấn đề nghiên cứu: NHẬP KHẨU HÀNG HOÁ, DỊCH VỤ VỚI TỔNG SẢN PHẨM QUỐC GIA VÀ TỈ GIÁ HỐI ĐOÁI Ở PHILIPPIN TRONG 21 NĂM( 19761996) Nhập khẩu là hoạt động diễn ra thường xuyên trong trao đổi thương mại quốc tế của mỗi nước .Để duy trì cán cân xuất nhập khẩu có lợi cho nền kinh tế đòi hỏi Chính phủ các nước luôn phải có những chiến lược thích hợp trong nhập khẩu. Dựa trên góc độ nghiên cứu kinh tế vĩ mô cho thấy tổng tổng sản phẩm quốc gia và tỷ giá hối đoái là những nhân tố có tác động lớn đến nhập khẩu hàng hoá, dịch vụ của một quốc gia.

Bỏo cỏo thc hnh kinh t lng Vấn đề nghiên cøu: NHËP KHẨU HÀNG HỐ, DỊCH VỤ VỚI TỔNG s¶n phÈm qc gia vµ TỈ GIÁ HỐI ĐỐI Ở PHILIPPIN TRONG 21 NM( 1976-1996) Nhập hoạt động diễn thờng xuyên trao đổi thơng mại quốc tế nớc Để trì cán cân xuất nhập có lợi cho kinh tế đòi hỏi Chính phủ nớc phải có chiến lợc thích hợp nhập Da góc nghiên cu kinh t vĩ mô cho thấy tổng tổng sản phẩm quốc gia tỷ giá hối đoái nhân tố có tác động lớn đến nhập hàng hoá, dịch vụ quốc gia Nhằm xem xét ảnh hởng tổng sản phẩm quốc gia tỉ giá hối đoái tới nhập Philippin nh ta xem xét mô hình toán kinh tế tơng ứng để mô tả mối quan hệ biến sè nµy nh sau: IM = β1 + β2ER+ β3GNP Các biến kinh tế sử dụng: IM: giá trị nhập (triệu USD) GNP:tổng sản phẩm quốc gia (tỉ Pêsô) ER: tỉ giá hối đoái( pêsô/đô la Mĩ) 1.Lập mô hình hồi qui : * Xét hàm hồi quy tổng thÓ sau: PRF : E(IMi/(ERi , GNPi) = β + β ERi + β GNPi Trong ®ã: IM lµ biÕn phơ thc GNP, ER lµ biÕn ®éc lËp β1 : hƯ sè chỈn β2, β3 : hệ số góc Trên sở ta có mô h×nh håi quy tỉng thĨ nh sau : PRM : IMi = β + β ERi + β GNPi + Ui Víi Ui lµ sai sè ngÉu nhiên * Bảng số liệu giá trị nhập khẩu,tổng sản phẩm quốc gia tỉ giá hối đoái Philippin: Ngn sè liƯu:T liƯu kinh tÕ c¸c níc ASEAN Philippines National Statistics Office obs 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 IM 3953 4269 5143 6613 8295 8479 8263 7979 6428 5445 5394 7187 8731 11171 13042 12856 15465 18773 22638 28488 34701 GNP 126.2 144.5 166.6 202.8 242.1 279.6 311.2 361.1 503.8 551.4 588.4 665.4 782.1 905.5 1071.4 1254.6 1374.8 1500.3 1736.4 1958.9 2278.5 ER 7.44 7.4 7.37 7.38 7.51 7.9 8.54 11.11 16.7 18.61 20.39 20.57 21.09 21.74 24.31 27.48 25.51 27.12 26.42 25.72 26.22 Ước lợng mô hình hồi quy : +)Với số liệu từ mẫu trên, tiến hành ớc lợng mô hình phần mềm Eviews ta đợc kết ớc lợng nh sau: [[[[ Dependent Variable: IM Method: Least Squares Date: 11/22/07 Time: 18:13 Sample: 1976 1996 Included observations: 21 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob ER GNP C -677.5864 19.43221 7676.780 46.62055 0.580001 493.6863 -14.53407 33.50373 15.54991 0.0000 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.991394 0.990437 808.0038 11751662 -168.7650 1.191330 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 11586.33 8262.788 16.35857 16.50779 1036.746 0.000000 Theo kết ta đợc hàm hồi qui mẫu mô tả mối quan hệ biÕn kinh tÕ nh sau: ∧ IMi = 7676.780 – 677.5864ERi + 19.43221GNPi * ý nghÜa cđa c¸c hƯ sè íc lỵng : β1 = 7676.780 > cho ta biết tổng sản phẩm quốc gia tỉ giá hối đoái không giá trị nhập trung bình 7676.780 (triệu USD) = 19.43221> cho ta biết tổng sản phẩm quốc gia tăng 1( tỉ Pêsô) điều kiện tỉ giá hối đoái không đổi giá trị nhập trung bình tăng 19.43221 ( triÖu USD) β2 = -677.5864< cho ta biết tỉ giá hối đoái tăng 1(Pêsô/USD)trong điều kiện tổng sản phẩm quốc gia không đổi giá trị nhập trung bình giảm 677.5864(triệu USD) Theo lí thuyết kinh tế tổng sản phẩm quốc gia tăng nhập tăng tỉ giá hối đoái tăng nhập giảm Do kết luận hệ số hồi qui ớc lợng ®ỵc phï hỵp víi lý thut kinh tÕ +) R2 = 0.991394 cho ta biÕt 99.1394% sù biÕn ®éng cđa giá trị nhập (IM) tổng sản phẩm quốc gia (GNP) tỉ giá hối đoái(ER) mô hình gây +)Kiểm định phù hợp hàm hồi qui: Để kiểm định phù hợp hàm hồi qui, ta kiểm định cặp giả thuyết sau: H0 : R2 = H1 : R2 > R² * (n 3) Tiêu chuẩn kiểm định : F = ĜĜĜĜĜĜ ∼ F(2, n – 3) (1 - R²) * MiỊn b¸c bá : Wα = { Fqs / Fqs > Fα(2,n - 3) } Ta cã : Fqs = 1036.746 F0.05(2,n – 3) = F0.05(2,18) = 3.55 Fqs >F0.05(2,18)=> Fqs W ,nên bác bỏ giả thuyết H0 , thõa nhËn gi¶ thuyÕt H1 KÕt luËn : VËy với mức ý nghĩa 5% mô hình hồi quy phù hợp Kiểm định khuyết tật mô hình đà ớc lợng : 3.1 Đa cộng tuyến : * Phát đa cộng tuyến theo phơng pháp håi qui phơ Håi qui ER theo GNP, b»ng phÇn mềm Eview ta thu đợc kết sau: Dependent Variable: ER Method: Least Squares Date: 11/22/07 Time: 18:32 Sample: 1976 1996 Included observations: 21 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GNP C 0.010906 8.621967 0.001373 1.410455 7.942284 6.112896 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.768518 0.756335 3.976118 300.3808 -57.73326 0.227497 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 17.45381 8.054945 5.688882 5.788360 63.07988 0.000000 Ta cã: Fqs = 63.07988 ; F0.05(1,n-2) = F0.05(1,19) = 4.38 Fqs > F0.05(1,19) Vậy với mức ý nghiă =0.05 mô hình có đa cộng tuyến *Phát đa cộng tuyÕn b»ng ®é ®o Theil a.Håi quy IM theo GNP ta đợc Dependent Variable: IM Method: Least Squares Date: 11/22/07 Time: 18:38 Sample: 1976 1996 Included observations: 21 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GNP C 12.04223 1834.652 0.969293 995.5916 12.42372 1.842776 0.0000 0.0810 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression 0.890394 0.884626 2806.604 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion 11586.33 8262.788 18.80773 Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 1.50E+08 -195.4812 0.308414 Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 18.90721 154.3489 0.000000 ⇒ R22 =0.890394 b.Håi quy IM theo ER ta đợc: Dependent Variable: IM Method: Least Squares Date: 11/22/07 Time: 18:40 Sample: 1976 1996 Included observations: 21 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob ER C 691.7105 -486.6505 173.7828 3326.603 3.980317 -0.146291 0.0008 0.8852 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.454696 0.425995 6260.143 7.45E+08 -212.3280 0.234295 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 11586.33 8262.788 20.41219 20.51166 15.84293 0.000801 ⇒ R23 =0.454696 c.TÝnh ®é ®o Theil: m= R2-[ (R2- R22)+( R2- R23)] = R22+ R23- R2=0.890394+0.454696- 0.991394=0.353696 2qs W , nên cha có sở bác bá gi¶ thut H0 VËy víi møc ý nghÜa 5% mô hình có phơng sai sai số không đổi 3.3 Tự tơng quan.: Dùng kiểm định Breusch- Godfrey để phát hiện tợng tự tơng quan bậc hai ta cã kÕt qu¶ sau : Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 1.231693 2.801822 Prob F(2,16) Prob Chi-Square(2) 0.318031 0.246372 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 11/22/07 Time: 18:48 Sample: 1976 1996 Included observations: 21 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob ER GNP C RESID(-1) RESID(-2) -7.245100 0.091239 58.39674 0.394484 -0.117135 50.52512 0.630454 512.7800 0.251341 0.270245 -0.143396 0.144720 0.113883 1.569518 -0.433440 0.8878 0.8867 0.9107 0.1361 0.6705 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.133420 -0.083225 797.7999 10183754 -167.2614 1.875608 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) -3.72E-12 766.5397 16.40585 16.65455 0.615847 0.657484 Ta cã: χ2(2)0.05 = 5,99147 , χ2qs = 2.801822 Ta thÊy : χ2qs = 2.801822< χ2(2)0.05 = 5.99147 => χ2qs ∉ Wα , nªn cha có sở bác bỏ giả thuyết H0 Vậy với mức ý nghĩa 5% mô hình tự tơng quan bậc 3.4.Kiểm định việc định mô hình: Phát mô hình thiếu biến thích hợp kiểm định Ramsey, ta có Ramsey RESET Test: F-statistic Log likelihood ratio 0.221686 0.272077 Prob F(1,17) Prob Chi-Square(1) 0.643744 0.601942 Test Equation: Dependent Variable: IM Method: Least Squares Date: 11/22/07 Time: 18:50 Sample: 1976 1996 Included observations: 21 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob ER GNP C FITTED^2 -627.0088 18.23241 7451.813 1.58E-06 117.5202 2.616314 695.0083 3.35E-06 -5.335326 6.968739 10.72191 0.470835 0.0001 0.0000 0.0000 0.6437 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.991504 0.990005 826.0604 11600389 -168.6290 1.192456 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 11586.33 8262.788 16.44086 16.63981 661.3524 0.000000 Ta cã : Fqs =0.221686 , F0.05 (1,17) = 4.48 Fqs < F0.05 (1,17) => Fqs ∉ Wα , ,nên cha có sở bác bỏ giả thuyết H0 KÕt luËn : VËy víi møc ý nghÜa 5% mô hình định (không có bỏ sót biến) 3.5 Kiểm định tính phân bố chuẩn sai số ngẫu nhiên : Dùng kiểm định Jarque-Bera để kiểm định phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên ta cã kÕt qu¶ sau : Series: Residuals Sample 1976 1996 Observations 21 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis -1500 -1000 -500 500 1000 Từ kết báo cáo trên, ta có JBqs = 1.736862 Víi α = 0.05, χ 02.(05) = 5.99147 > JBqs=1.736862 Nh vËy JBqs ∉ Wα : cha có sở để bác bỏ H0 Vậy sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn 4.Kết luận: 10 -3.72e-12 172.9889 1017.677 -1641.951 766.5397 -0.615362 2.314214 Jarque-Bera Probability 1.736862 0.419610 *Đánh giá mô hình: Mô hình đơn giản, phù hợp với lí thuyết kinh tế, không mắc khuyÕt tËt( cã ®a céng tuyÕn nhng møc ®é ®a céng tun thÊp nªn cã thĨ bá qua), R2=0.991394 giải thích đợc nhiều biến động biến phụ thuộc Tính dự báo mô hình : 40000 Forecast: IMF Actual: IM Forecast sample: 1976 1996 Included observations: 21 35000 30000 25000 Root Mean Squared Error Mean Absolute Error Mean Abs Percent Error Theil Inequality Coefficient Bias Proportion Variance Proportion Covariance Proportion 20000 15000 10000 5000 748.0661 624.3858 7.819850 0.026515 0.000000 0.002161 0.997839 76 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96 IMF IMF -đây giá trị IM thu đợc qua mô hình, để dự báo cho năm ta phải mở rộng chuỗi cho yếu tố đầu vào biến độc lập Do đánh giá mô hình tèt * Kết luận tính qui luật thay đổi giá trị biến phụ thuộc ảnh hưởng biến kinh tế mơ hình: n = 21, α = 0.05, t0.05(n-3) = t0.0518 = 1.734, tα/ 2(n-3) = t0.02518 =2.1010 ∧ ∧ +) Víi β3 =19.43221, Se( β3 )=0.580001 ta cã : - Khoảng tin cậy bên trái : β3 ≤ β3 +Se( β3 )tα(n-3) 11 ⇔ β3≤19.43221+0.580001*1.734⇔ β3≤20.43793173 Vậy tổng sản phẩm quốc gia tăng 1(tỉ Pêsô) nhập tăng tối đa 20.43793173( triệu USD) - Khoảng tin cậy bên phải β3 ≥ β3 - Se( β3 )tα (n-3) ⇔ β3≥19.43221-0.580001*1.734 318.42648827 Vậy tổng sản phẩm quốc gia tăng 1(tỉ Pêsô) nhập tăng 18.42648827 ( triƯu USD) -Kho¶ng tin cËy hai phÝa cđa β3 ∧ ∧ β3 - Se( β3 )tα/ (n-3) ∧ ∧ ≤ β3 ≤ β3 +Se( β3 )tα/ 2(n-3) ⇔19.43221−0.580001*2.1010≤ ⇔ β3 ≤19.43221+0.580001*2.1010 18.2136279≤ β3≤20.6507921 VËy nÕu tỉng s¶n phẩm quốc gia tăng 1(tỉ pêsô ) nhập tăng khoảng [18.2136279 ,20.6507921 ](triệu đô la) ∧ +) Víi β =-677.5864, Se( β )=46.62055 ta có - Khoảng tin cậy bên trái : ∧ ∧ β2 ≤ β +Se( β )t(n-3) 2-677.5864+46.62055*1.734 2-596.7463663 Vậy tỉ giá hối đoái tăng 1( Pêsô/ USD) nhập giảm 596.7463663( triệu USD) - Khoảng tin cậy bên phải cña β2 12 ∧ ∧ β2 ≥ β −Se( β )tα(n-3) ⇔ β2≥-677.5864−46.62055*1.734⇔ β2≥-758.4264337 VËy nÕu tØ gi¸ hối đoái tăng 1(Pêsô/USD) nhập giảm tối đa 758.4264337 ( triệu USD) - Khoảng tin cậy hai phÝa cña β2 ∧ ∧ β - Se( β )tα/ (n-3) ∧ ∧ ≤ β2 ≤ β +Se( β )tα/ 2(n-3) ⇔-677.5864−46.62055*2.1010≤ ⇔ β2 -677.5864+46.62055*2.1010 -775.5361756 2-579.6366245 Vậy tỉ giá hối đoái tăng 1(Pêsô/USD) nhập giảm khoảng [579.6366245 , 775.5361756]( triệu USD) Sự biến động giá trị biến fụ thuộc đo phơng sai yếu tố ngẫu nhiên gây ra: (n 3) ∗ δ (n − 3) ∗ δ ≤δ2 ≤ n χ α ( n − 3) χ12−(α −3) ∧ Mµ (n − 3) ∗ δ = RSS = 11751662 , χα 2 ( n − 3) 18 n 18 = χ 02.(025) = 31.5264, χ12−(α −3) = χ 0.(975) = 8.23075 ⇒372756.2297≤σ2≤1427775.355 Vậy với mức ý nghĩa 0.05, giá trị biến phụ thuộc đo phương sai biến độc lập gây biến động khoảng [ 372756.2297,1427775.355] 13 ... 1( tỉ Pêsô) điều kiện tỉ giá hối đoái không đổi giá trị nhập trung bình tăng 19.43 221 ( triệu USD) = -677.5864< cho ta biết tỉ giá hối đoái tăng 1(Pêsô/USD )trong điều kiện tổng sản phẩm quốc gia. .. góc Trên sở ta có mô hình hồi quy tổng thể nh sau : PRM : IMi = β + β ERi + β GNPi + Ui Víi Ui sai số ngẫu nhiên * Bảng số liệu giá trị nhập khẩu, tổng sản phẩm quốc gia tỉ giá hối đoái Philippin: ... đổi giá trị nhập trung bình giảm 677.5864(triệu USD) Theo lí thuyết kinh tế tổng sản phẩm quốc gia tăng nhập tăng tỉ giá hối đoái tăng nhập giảm Do kết luận hệ số hồi qui ớc lợng đợc phù hợp với

Ngày đăng: 23/03/2015, 09:55

Từ khóa liên quan

Tài liệu cùng người dùng

  • Đang cập nhật ...

Tài liệu liên quan