Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế BỘ TÀI CHÍNH HỌC VIỆN TÀI CHÍNH Giảng viên hương dẫn: TS Phạm Thị Thắng Thành viên: Nguyễn Chiểu Nguyễn Phương Đặng Bích Phạm Ngọc By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG Vấn đề nghiên cứu Sự phụ thuộc nhập vào tổng thu nhập quốc dân tỷ giá hối đoái Hàn Quốc từ năm 1992 đến năm 2007 Cơ sở lý luận Cán cân thương mại tiêu quan trọng mà m ỗi quốc gia quan tâm, đặc biệt kinh tế mở cửa h ội nh ập qu ốc tế Cán cân thương mại định nhân tố quan trọng xu ất nhập Trong năm vừa qua Hàn Quốc không ngừng trọng tăng xuất nhập để thúc đẩy kinh tế phát triển m ặt khác Hàn Quốc quốc gia có tỉ giá hối đối thả Vì mà nhóm em định lựa chọn nghiên cứu mức ảnh hưởng tổng thu nh ập qu ốc dân tỷ giá hối đoái tới nhập Từ giúp nhà ho ạch đ ịnh đ ưa định kinh tế phù hợp Dựa sở thu thập số liệu nhập khẩu, tổng thu nh ập qu ốc dân tỉ giá hối đoái Hàn Quốc từ năm 1992 đến năm 2007: By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế Ta có bảng số liệu sau: Năm Y X2 X3 1992 81775 257525 780.7 1993 83800 290676 802.7 1994 102348 340208 803.4 1995 135119 398838 771.3 1996 150339 448596 804.5 1997 144616 491135 951.3 1998 93282 484103 1401.4 1999 119752 529500 1188.8 2000 160481 603236 1131.0 2001 141098 651415 1291.0 2002 152126 720539 1251.1 2003 178827 767114 1191.6 2004 224463 826893 1145.3 2005 261238 865241 1024.1 2006 309383 908744 954.8 2007 356846 975013 929.3 Trong đó: Y Nhập (đvt: tỉ Won)  X2 Tổng thu nhập quốc nội (đvt: tỉ Won) X3 Tỷ giá hối đoái Won Hàn Quốc/ đô la Mỹ (Won/1 USD) (đvt: Won) Nguồn: Ngân hàng phát triển châu Á ADB http://www.adb.org/Documents/Books/Key_Indicators/2009/pdf/kor.pdf By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế I Mơ hình hồi quy Từ kiên thức h ọc nghiên c ứu môn kinh t ế học vĩ mô kinh tế học vi mô, biết t thu nh ập quốc dân tỉ giá hối đoái nhân tố có quy ết đ ịnh quan tr ọng đ ến nhập Từ lý thuyết kinh tế ta có: eu  Y=  Lấy log vế ta : Mơ hình hồi quy tổng thể PRM: log(Yi)= + X2i) + log(X3i) + Ui Trong đó: Yi giá trị quan sát kỳ thứ i Ui yếu tố ngẫu nhiên II Ước lượng tham số mơ hình hồi quy Hàm hồi quy mấu có dạng: By Econometric Group Bộ mơn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế SRM:log( = + log(X2i) + log(X3i) + ei Trong đó: ước lượng điểm hệ số hồi quy tổng thể; ei ước lượng điểm Ui Ta th mơ hình ến tính nên có th ể s d ụng ph ương pháp bình phương nhỏ Với số liệu bảng số liệu, Eviews thu kết quả: Báo cáo Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 10:10 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Variable t-Statistic Prob LOG(X2) LOG(X3) C 1.263886 -1.133685 3.063610 0.036437 0.074919 0.473144 34.68725 -15.13217 6.475004 0.0000 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Coefficient Std Error 0.989521 0.987908 0.048513 0.030596 27.37277 1.435805 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 11.93930 0.441182 -3.046596 -2.901736 613.7603 0.000000 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế Phần dư ei thu từ kết hồi quy mơ sau: Từ kết bảng Eviews ta có: =3.063610, =1.263886, = -1.133685 Ta có hàm hồi quy mẫu: log( =3.063610 +1.263886 log(X2) -1.133685log(X3i) a Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy i kiểm định hệ số với Ta dùng cặp kiểm định giải thuyết sau: H0: =0 H1: Miền bác bỏ: Ta có: = {t: > = 34.68725 Với độ tin cậy 1- = 0.95 ta có: } = 2.16 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế Vậy bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 Ta có: Như tốc độ tăng xuất có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng tổng mức lưu chuyển hàng hoá xuất nhập ii Kiểm định giả thuyết : Ta kiểm định cặp giả thuyết: H0: H1: Miền bác bỏ: W = {t: =0 > Ta có: Tqs = -15.13217 => } = 15.13217 Với độ tin cậy 1- = 0.95 ta có: = 2.16 Vậy bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 Ta có: Như tốc độ tăng nhập có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng tổng mức lưu chuyển hàng hoá xuất nhập b Kiểm định phụ hợp hàm hồi quy Ta kiểm định cặp giả thuyết: H0: R2 = ( hàm hồi quy không phù hợp) H1 : R2 ( hàm hồi quy phù hợp) Tiêu chuẩn kiểm định: F= Miền bác bỏ: W = {F: Fqs > F (k-1; n-k) Ta có: Fqs = 613.7603 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế Với độ tin cậy 1- = 0.95 ta có: F0.05(2;13) = 3.81  Fqs > F0.05(2;13) Vậy bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 Kết luận: hàm hồi quy phù hợp III Các khuyết tật mô hình 1)Kiểm định biến bỏ sót – kiểm định Ramsey Bằng phần mềm Eviews ta thu kết sau: Báo cáo Ramsey RESET Test: F-statistic Log likelihood ratio 2.020656 2.490001 Prob F(1,12) Prob Chi-Square(1) 0.180637 0.114572 Test Equation: Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 10:14 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) LOG(X3) C FITTED^2 -1.455346 1.332656 9.186797 0.089572 1.913257 1.736529 4.331586 0.063013 -0.760665 0.767425 2.120885 1.421498 0.4615 0.4577 0.0554 0.1806 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.991031 0.988789 0.046714 0.026187 28.61777 1.576337 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 11.93930 0.441182 -3.077221 -2.884074 441.9721 0.000000 Kiểm định cặp giả thuyết By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế H0: mơ hình khơng bỏ sót biến thích hợp H1: mơ hình bỏ sót biến thích hợp Tiêu chuẩn kiểm định: F= F(1;n-4) Miền bác bỏ: W = {F: F >F (1;n-4)} Giá trị thống kê quan sát: Fqs= 2.020656 Với độ tin cậy: 1- = 0.95 ta có: F0.05(1; 12) = 4.75 Fqs khơng thuộc miền bác bỏ giả thuyết nên chưa có sở để bác bỏ giả thuyết H0  Vậy mơ hình khơng bỏ sót biến hay nói cách khác mơ hình định 2) Hiện tượng tự tương quan a)Phát tự tương quan kiểm định Durbin-Watson Theo kết báo cáo ta có: dqs = 1.435805 Với độ tin cậy 1- = 0.95 k = k-1= 3-1 = Suy với k = 2; n=16; = 0.05 dL = 0.982; dU = 1.539 Suy dL < dqs< dU Vậy chưa có kết luận tự tương quan mơ hình b) Phát hiện tượng tự tương quan kiểm định BreuschGodfrey(BG)  phát tự tương quan bậc Bằng phần mềm Eviews ta thu kết sau: By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế Báo cáo Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 0.663730 0.838590 Prob F(1,12) Prob Chi-Square(1) 0.431118 0.359800 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 10:16 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) LOG(X3) C RESID(-1) 0.008233 -0.018788 0.021653 0.248110 0.038276 0.079333 0.480121 0.304543 0.215110 -0.236823 0.045099 0.814696 0.8333 0.8168 0.9648 0.4311 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.052412 -0.184485 0.049153 0.028992 27.80345 1.792997 Từ báo cáo ta thu được: Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) -2.44E-15 0.045163 -2.975432 -2.782284 0.221243 0.879787 = 0.838590 Kiểm định cặp giả thuyết: H0: mơ hình khơng có tượng tự tương quan H1: mơ hình có tượng tự tương quan 10 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế Tiêu chuẩn kiểm định: = (n-2)R2 Miền bác bỏ giả thuyết: W = { / Với độ tin cậy 1- = 0.95 ta có: <  (p) > (p)} = 3.84146 nên chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0 Vậy khơng có tượng tự tương quan bậc  Phát tự tương quan bậc Bằng phần mềm Eviews ta thu kết sau: Báo cáo 4: Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 0.713442 1.837159 Prob F(2,11) Prob Chi-Square(2) 0.511290 0.399086 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 00:33 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) LOG(X3) C RESID(-1) RESID(-2) -0.000761 -0.000485 0.013124 0.277021 -0.275289 0.039965 0.082738 0.484772 0.309179 0.312593 -0.019034 -0.005865 0.027072 0.895989 -0.880664 0.9852 0.9954 0.9789 0.3894 0.3973 R-squared Adjusted R-squared 11 0.114822 -0.207060 Mean dependent var S.D dependent var -2.44E-15 0.045163 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.049619 0.027083 28.34851 1.881212 Theo báo cáo ta có: Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) -2.918563 -2.677129 0.356721 0.834181 = 1.837159; p = Kiểm định cặp giả thuyết: H0: mơ hình khơng có tượng tự tương quan H1: mơ hình có tượng tự tương quan Tiêu chuẩn kiểm định: : = (n-2)R2 Miền bác bỏ giả thuyết: W = { / Với độ tin cậy 1- = 0.95 ta có: Suy < (p) > (p)} = 5.99147 nên chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0 Vậy khơng có tượng tự tương quan bậc Kết luận: mô hình khơng có tượng tự tương quan c Phương sai sai số thay đổi Phát phương sai sai số thay đổi dựa vào kiểm định White Mơ hình hồi quy: e²i= α1 + α2 + α3 + α4 + α5 + α6 + phần mềm Eview ta thu kết sau: Báo cáo 5: White Heteroskedasticity Test: F-statistic Obs*R-squared 12 0.704739 4.168912 Prob F(5,10) Prob Chi-Square(5) 0.632952 0.525362 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 00:34 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LOG(X2) (LOG(X2))^2 (LOG(X2))*(LOG(X3)) LOG(X3) (LOG(X3))^2 1.651520 -0.145750 0.000461 0.019407 -0.206674 -0.003119 2.035678 0.135255 0.005497 0.016877 0.500153 0.031482 0.811287 -1.077590 0.083852 1.149920 -0.413222 -0.099078 0.4361 0.3065 0.9348 0.2769 0.6882 0.9230 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Ta thu 0.260557 -0.109164 0.002495 6.23E-05 76.94973 2.842167 = 0.260557; Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.001912 0.002369 -8.868717 -8.578996 0.704739 0.632952 =4.168912 Kiểm định cặp giả thuyết: : Mơ hình có phương sai sai số đồng : Mơ hình có phương sai sai số khơng đồng Dùng tiêu chuẩn kiểm định: =nR2 ~ Trong m = số biến giải thích mơ hình Miền bác bỏ: Với mức ý nghĩa  ={ / > , ta có } =4.168912< = 11.0705 khơng thuộc miền bác bỏ chưa có sở bác bỏ H mơ hình có phương sai sai số đồng d Hiện tượng đa cộng tuyến Phát hiện tượng đa cộng tuyến phương pháp Theil: 13 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế Hồi quy mơ hình : Log (Yi) = + log(X2) + Vi Bằng phần mềm Eviews ta có:  Báo cáo 6: Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 00:46 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X2) C 0.958131 -0.732092 0.126058 1.667895 7.600711 -0.438932 0.0000 0.6674 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 14 0.804935 0.791001 0.201692 0.569516 3.981437 0.677603 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 11.93930 0.441182 -0.247680 -0.151106 57.77081 0.000002 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế  Hồi quy mơ hình: log(Yi) = + log(X3) + Vi Bằng phần mềm Eviews ta có: Báo cáo 7: Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Date: 06/01/11 Time: 00:49 Sample: 1992 2007 Included observations: 16 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LOG(X3) C 0.307421 9.813506 0.581079 4.019710 0.529052 2.441347 0.6051 0.0285 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat  0.019601 -0.050428 0.452169 2.862391 -8.935564 0.298926 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) Tính độ đo Theil: m= R2 – [(R2 Ta có: R2 = 0.989521 ; ) + ( R2 - = 0.804935 ; 11.93930 0.441182 1.366945 1.463519 0.279896 0.605057 ) = 0.019601 m = -0.164985 ~  15 Vậy coi chấp nhận mơ hình khơng có đa cộng tuyến By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng e Bài báo cáo thực hành kinh tế Kiểm định tính phân phối sai số ngẫu nhiên Bằng kết Eviews ta thu kết sau: Series: Residuals Sample 1992 2007 Observations 16 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis Jarque-Bera Probability -0.10 -0.05 -0.00 -2.44e-15 -0.002957 0.070693 -0.092942 0.045163 -0.401117 2.439378 0.638583 0.726664 0.05 Từ kết báo cáo, ta thu JB = 0.638583 Kiểm định cặp giả thuyết: Ho: sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn H1: sai số ngẫu nhiên khơng có phân phối chuẩn  (K −3)   ~ Tiêu chuẩn kiểm định: JB = n  S +   24   2(2) S hệ số nhọn, K hệ số bất đối xứng Miền bác bỏ W = { JB: JB > Với = 0.05 ta có Ta có JBqs = 0.638583 < } = 5.9915 = 5.9915 Chưa có sở bác bỏ giả thuyết Ho sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn  16 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế IV Phân tích kết luận tính quy luật thay đổi giá trị biến mơ hình 1) Khi biến độc lập thay đổi biến phụ thuộc thay đổi nào? Theo báo cáo hàm hồi quy mẫu ta có nhận xét sau: = 1.263886 cho biết tổng Thu nhập quốc dân tăng 1% nh ập tăng 1.263886 tỉ giá hối đối khơng đổi = -1.133685 cho biết tỉ giá hối đối tăng 1% nhập kh ẩu giảm 1.133685% tổng thu nhập quốc dân khơng đổi , có ý nghĩa kinh tế Từ báo cáo ta thu R2 = 0.989521 biến động tổng thu nhập quốc dân tỷ giá hối đối giải thích 98,9521% biến động nhập 2) Nếu tổng thu nhập quốc dân tăng 1% tỷ giá hối đối khơng đổi nhập tăng khoảng, tăng tối thiểu, tăng tối đa bao nhiêu? a) Tăng khoảng: - Se( Trong Se(  1.18518208 ) ) =0.036437 ; + Se( ) =2.16 1.34258992 Như tổng thu nhập quốc dân tăng 1% mà tỷ giá h ối đối khơng đổi nhập trung bình tăng khoảng (1.18518208;1.34258992)%  17 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế b) Tăng tối thiểu: - Se( Thay số ta ) 1.199356 Như tổng thu nhập quốc dân tăng 1% tỷ giá hối đối khơng đổi nhập trung bình tăng tối thiểu 1.199356% c) Tăng tối đa: + Se( Thay số ta được: ) 1.328416% Như tổng thu nhập quốc dân tăng 1% tỷ giá hối đoái khơng đổi nhập trung bình tăng tối đa 1.328416% f Nếu tỷ giá hối đoái tăng 1% tổng thu nhập quốc dân khơng đổi nhập giảm khoảng, giảm tối thiểu, giảm tối đa bao nhiêu? a) Giảm khoảng - Se( Trong Se(  18 -1.29551 ) ) =0.074919; + Se( ) =2.16 -0.97186 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế Như tỷ giá hối đoái tăng 1% mà tổng thu nhập quốc dân khơng đổi nhập trung bình giảm khoảng (0.97186 ; 1.29551)% b) Giảm tối thiểu: + Se( Thay số ta ) -1.0095 Như tỷ giá hối đoái tăng 1% t thu nh ập qu ốc dân khơng đổi nhập trung bình giảm tối thiểu 1.0095% c) Giảm tối đa: - Se( Thay số ta được:  ) - 1.26642 Khi tỷ giá hối đoái tăng 1% tổng thu nhập quốc dân khơng đổi nhập trung bình giảm tối đa 1.26642 g Sự biến động biến phụ thuộc đo phương sai yếu tố ngẫu nhiên a) 19 Tìm khoảng tin cậy By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Trong Bài báo cáo thực hành kinh tế = 0.0485132; (16-3) = 24.7256 ; (16-3)= 5.0088 Thay số vào ta được: 0.0012374 0.00610845 Vậy yếu tố ngẫu nhiên thay đổi nhập trung bình thay đổi khoảng (0.0012374 0.00610845 ) b) Ta tìm khoảng tin cậy bên trái Thay số ta kết 0.00519289 Vậy yếu tố ngẫu nhiên thay đổi nh ập kh ẩu trung bình tăng tối đa 0.00519289% c) Ta tìm khoảng tin cậy bên phải Thay số ta kết quả: 0.0013682 Vậy yếu tố ngẫu nhiên thay đổi nhập trung bình tăng tối thiểu 0.0013682% 20 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế V Dự báo ý nghĩa 1)Dự báo a) Dự báo giá trị trung bình nhập 400000 Forecast: YF Actual: Y Forecast sample: 1992 2007 Included observations: 16 350000 300000 Root Mean Squared Error Mean Absolute Error Mean Abs Percent Error Theil Inequality Coefficient Bias Proportion Variance Proportion Covariance Proportion 250000 200000 150000 100000 50000 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 7244.010 5603.044 3.534735 0.019582 0.003255 0.109621 0.887124 2006 YF 21 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế a) So sánh số liệu thực tế Y số liệu dự báo YF obs Y 1992 81775 1993 83800 1994 102348 1995 135119 1996 150339 1997 144616 1998 93282 1999 119752 2000 160481 2001 141098 2002 152126 2003 178827 2004 224463 2005 261238 2006 309383 2007 356846 YF 77625.21 87657.23 106838.2 136797 151307.2 140302.4 88799.97 119844.8 149527.8 141825 166942.8 190958.5 219604.1 263994.2 304101.7 342754 Nhận xét: qua so sánh số liệu thực tế số liệu dự báo, ta thấy số liệu dự báo gần với số liệu thực tế nên ta dung mơ hình đ ể d ự báo cho tương lai 22 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế b) Dự báo mức nhập đến năm 2010 Số liệu dự báo tổng thu nhập quốc dân tỷ giá h ối đoái năm 2008, 2009, 2010 sau: năm X2 200 986730 200 100723 201 120757 Dùng Eviews dự báo ta có kết sau: 500000 X3 1242.3 1021.5 989.7 Forecast: YF Actual: Y Forecast sample: 1992 2010 Included observations: 16 400000 300000 Root Mean Squared Error Mean Absolute Error Mean Abs Percent Error Theil Inequality Coefficient Bias Proportion Variance Proportion Covariance Proportion 200000 100000 7244.010 5603.044 3.534735 0.019582 0.003255 0.109621 0.887124 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 YF Kết luận: Dựa vào đồ thị ta thấy đến năm 2010 sản lượng nhập trung bình Hàn Quốc tăng 23 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế 2) Ý nghĩa Việc xây dựng mơ hình để giúp nhà hoạch đ ịnh sách thương mại xuất nhập đưa định xác mang lai hiệu cho quốc gia Mặt khác, từ mơ hình ta thấy mức độ ảnh hưởng nhân tố tổng sản ph ẩm quốc nội, t ỷ giá hối đoái nhân tố khác có ảnh hưởng đến nhập khẩucủa Hàn Quốc Tổng sản phẩm quốc nội tác động mạnh đến nhập từ chi tiêu phủ, chi tiêu hộ đình Như vậy, phủ cần khuy ến khích người dân tiêu dùng hàng nội để giảm mức độ ảnh h ưởng tổng sản phẩm quốc nội đến nhập Nhưng, giảm nhập cách giảm tổng sản phẩm quốc nội nên cần ý đến việc điều chỉnh hợp lý tỷ giá hối đối cho phù hợp, cần thi ết có th ể s dụng sách bảo hộ mậu dịch 24 By Econometric Group ... kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG Vấn đề nghiên cứu Sự phụ thu? ??c nhập vào tổng thu nhập quốc dân tỷ giá hối đoái Hàn Quốc từ năm 1992 đến năm 2007. .. định kinh tế phù hợp Dựa sở thu thập số liệu nhập khẩu, tổng thu nh ập qu ốc dân tỉ giá hối đoái Hàn Quốc từ năm 1992 đến năm 2007: By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực. .. =2.16 -0.97186 By Econometric Group Bộ môn kinh tế lượng lượng Bài báo cáo thực hành kinh tế Như tỷ giá hối đoái tăng 1% mà tổng thu nhập quốc dân khơng đổi nhập trung bình giảm khoảng (0.97186 ;