Đang tải... (xem toàn văn)
ĐẶT VẤN ĐỀ 1.1. Sự cần thiết của đề tài Trong điều hành kinh tế vĩ mô, việc nắm bắt được bản chất, cấu trúc vận hành của nền kinh tế đóng vai trò hết sức quan trọng. Bên cạnh đó, khả năng dự báo và đánh giá tác động của chính sách kinh tế vĩ mô cũng là những yêu cầu hàng đầu đối với các nhà điều hành quản lý, các nhà lập chính sách cho nền kinh tế. Kinh tế Việt Nam đang từng bước hội nhập vào nền kinh tế thế giới với những biến động phức tạp diễn ra cả trong lẫn ngoài nước. Trong bối cảnh đó, các yêu cầu nêu trên càng trở nên cấp thiết hơn đối với Việt Nam. Một trong những công cụ quan trọng để phân tích cấu trúc, thực hiện dự báo và đánh giá tác động chính sách đối với nền kinh tế là sử dụng mô hình kinh tế lượng vĩ mô (Macroeconometric modelling). Do đó, đề tài này tiến hành xây dựng mô hình kinh tế lượng vĩ mô đơn giản theo cách tiếp cận tổng cầu, nhằm đem lại những hiểu biết cơ bản nhất đối với cấu trúc vận hành cũng như tác động của các chính sách kinh tế vĩ mô đối với nền kinh tế Việt Nam. 1.2. Mục tiêu nghiên cứu của đề tài Mục tiêu tổng quát của đề tài là đem lại cái nhìn căn bản và trực tiếp về cấu trúc vận hành của nền kinh tế Việt Nam theo cách tiếp cận tổng cầu. Mục tiêu cụ thể: Với mục tiêu tổng quát nêu trên, đề tài cố gắng thực hiện việc mô hình hoá thị trường hàng hoá dịch vụ, thị trường tiền tệ trong nền kinh tế Việt Nam. Mô hình được thể hiện dưới dạng hệ thống các phương trình hành vi, các phương trình định dạng và định nghĩa. Đề tài cũng cố gắng ước lượng hệ số nhân tổng cầu, và ứng dụng hệ số nhân này để tìm hiểu tác động của chính sách tài khoá, chính sách tiền tệ đối với biến số kinh tế cơ bản là sản lượng. 1.3. Phạm vi nghiên cứu của đề tài Vì mục tiêu của đề tài là đem lại cái nhìn cơ bản và trực tiếp về cấu trúc vận hành và tác động chính sách trong nền kinh tế nên đề tài chỉ thực hiện việc xấy dựng mô hình cấu trúc ở mức độ đơn giản. Mô hình được xây dựng theo cách tiếp cận tổng cầu, chỉ nhằm giải thích sự thay đổi của biến kinh tế cơ bản là sản lượng. Nội dung mô hình không nhằm giải thích toàn bộ các mối quan hệ trong nền kinh tế (ví dụ như khối sản xuất thực, khối ngân sách nhà nước, khối cán cân thanh toán quốc tế, v.v.) Đề tài chỉ tập trung vào phía Cầu của nền kinh tế với các lý do là sau: Thứ nhất, nền tảng lý thuyết của đề tài dựa trên lý thuyết Keynes. Theo đó, Cầu có vai trò quyết định trong nền kinh tế, vì Cầu quyết định Cung, tạo ra mối quan hệ cân bằng cungcầu trên thị trường. Thứ hai, dữ liệu kinh tế vĩ mô của Việt Nam rất hạn chế, không đầy đủ. Do đó, việc xây dựng mô hình bao gồm tất cả các hoạt động của nền kinh tế sẽ gặp trở ngại rất lớn, và độ phù hợp của mô hình cũng khó được đảm bảo. Thứ ba, việc xây dựng một mô hình phức tạp vượt quá khả năng của một luận văn cử nhân. 1.4. Cấu trúc của luận văn Chương 1: Nêu lên sự cần thiết, mục tiêu và phạm vi nghiên cứu của đề tài. Chương 2: Tóm lược các lý thuyết kinh tế và các phương pháp kinh tế lượng dùng để ước lượng kiểm định mô hình. Chương 3: Nêu tổng quan về các tài liệu liên quan đến việc xây dựng mô hình kinh tế lượng vĩ mô đối với nền kinh tế Việt Nam; và tổng quan về các giai đoạn phát triển của nền kinh tế Việt Nam từ năm 1986 đến nay và các mốc quan trọng trong việc thực hiện chính sách tài khoá và chính sách tiền tệ tại Việt Nam. Chương 4: Mô tả quá trình xây dựng, ước lượng, kiểm định, đánh giá chất lượng mô hình và kết quả thử nghiệm chính sách kinh tế vĩ mô. Chương 5: Kết luận và kiến nghị. CHƯƠNG 2 CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1. Giới thiệu về mô hình kinh tế lượng vĩ mô Mô hình kinh tế lượng vĩ mô là một hệ thống bao gồm các phương trình hành vi, cũng như các quan hệ định nghĩa, mô tả cấu trúc và cơ chế vận hành của một nền kinh tế, chủ yếu dựa vào hành vi của các tác nhân kinh tế (Abbas, 2005). Về lý thuyết, có năm dạng mô hình kinh tế lượng vĩ mô là: mô hình KK, mô hình PB, mô hình WJ, mô hình WL và mô hình MS. Mô hình KK dùng để giải thích các biến động kinh tế vĩ mô hướng về cầu của Keynes. Mô hình tập trung vào các vấn đề ổn định ngắn hạn của sản lượng và việc làm, chủ yếu sử dụng chính sách ổn định hoá. Phương pháp mô hình hoá này không nắm bắt đầy đủ vai trò của thị trường tiền tệ, mức giá tương đối và các kì vọng. Mô hình PB ứng dụng cả lý thuyết Keynes và tân cổ điển trong các mô hình thời gian động và liên tục, dùng để phân tích chính sách ổn định hoá. Việc ứng dụng mô hình này trong thực tế rất phức tạp, đặc biệt là đối với các mô hình có quy mô lớn. Mô hình WJ hay còn gọi là mô hình đa khu vực. Trong đó nền kinh tế được chia thành các thị trường phụ thuộc lẫn nhau, mỗi thị trường đạt đến trạng thái cân bằng thông qua hành vi tối đa hoá lợi nhuận của nhà sản xuất và tối đa hoá thoả dụng của người tiêu dùng trong các thị trường cạnh tranh. Mô hình WL kết hợp các bảng IO (bảng vàora) và hệ cân bằng tổng quát Walras, giúp các nhà phân tích nắm được đầu ra của các ngành kinh tế, giá trị gia tăng hoặc việc làm nếu cho trước các thành phần tổng cầu cuối cùng hoặc các thành phần nhu cầu theo ngành . Mô hình MS dựa vào lý thuyết kỳ vọng hợp lý. Trong mô hình này việc hình thành kỳ vọng không phải dựa vào giá trị quá khứ của biến phụ thuộc. Các biến kỳ vọng trong tương lai chỉ có thể đạt được nhờ vào việc giải toàn bộ mô hình. Mô hình kinh tế lượng vĩ mô đầu tiên cho nước đang phát triển do Narasimham(1956) xây dựng cho Ấn Độ dưới sự cố vấn của Tinbergen. Những mô hình đầu tiên dành cho các nước đang phát triển phần lớn là những phiên bản nhỏ của mô hình KK mô tả phía cầu của nền kinh tế. Tính sẵn có của nhiều dữ liệu trong hầu hết các nước đang phát triển là một yếu tố cản trở việc xây dựng mô hình, vì cơ sở dữ liệu không đáng tin cậy và thường xuyên bị điều chỉnh. Do đó chúng ta nên sử dụng phương pháp ước lượng đơn giản như phương pháp bình phương tối thiểu hai giai đoạn ít nhạy cảm đối với chất lượng của dữ liệu. Kể từ những năm cuối của thập niên 1970, việc xây dựng mô hình kinh tế lượng vĩ mô đối mặt với nhiều lời chỉ trích. Những lời chỉ trích này tựu trung về 6 vấn đề: Thiếu tính dự báo, mâu thuẩn với lý thuyết kỳ vọng hợp lý, tính ổn định của cơ cấu (chỉ trích của Lukas), sự phân chia dữ biến nội sinh ngoại sinh trong mô hình để thông qua điều kiện về nhận dạng, và cuối cùng là vấn đề nghiệm đơn vị và đồng tích hợp cũng như tính chất chuổi thời gian cùa dữ liệu. Tuy nhiên Bodkin và Hsiao (1996) cho rằng mô hình kinh tế lượng vĩ mô rất hữu ích trong việc phân tích cơ cấu, dự báo và đánh giá chính sách với điều kiện là chúng phải được áp dụng các kiểm định thông số trước và sau khi công bố. Các loại kiểm định mà họ khuyến cáo bao gồm hai nhóm chính: kiểm định từng phương trình riêng lẽ trong mô hình và kiểm định toàn bộ hệ thống mô hình. Nhóm thứ nhất bao gồm bốn kiểm định nhỏ: kiểm định t va kiểm định F dùng để kiểm tra mức ý nghĩa thống kê của các hệ số ước lượng, kiểm tra dấu của hệ số ước lượng có đúng với lý thuyết hay không, các kiểm định phân tích dùng để kiểm tra các vi phạm giả thiết như tự tương quan, phương sai không đồng đều, đa cộng tuyến…, kiểm tra tính ổn định của các phương trình được ước lượng thông qua kiểm định Chow hoặc kiểm định RESET của Ramsey… Nhóm thứ hai bao gồm ba kiểm định nhỏ: Đánh giá toàn bộ mô hình thông qua các trị số thống kê về độ phù hợp như phần trăm sai số trung bình, hệ số Theil…, sai số động của toàn bộ mô hinh phải chấp nhận được, trước khi công bố kết quả mô hinh phải kiểm tra xem kết quả mô phỏng chính sách có phù hợp với kỳ vọng về mặt lý thuyết hay không. Các mô hình kinh tế lượng vĩ mô phiên bản mới thường nhấn mạnh tầm quan trọng của nguồn vốn con người, tính chất mở cửa thương mại và các yếu tố nhân khẩu học đối với tăng trưởng GDP. Guisan và Exposito (2001) đã khảo sát toàn diện tăng trưởng kinh tế ở nhiều nước châu Á và châu Phi trong thời kỳ 19511999. Kết quả thực nghiệm của họ rõ ràng cho thấy các chính sách hướng đến việc phát triển vốn con người và mở cửa thị trường sẽ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Trong một nghiên cứu khác, Guisan (2004) đã sử dụng dữ liệu chuaỗi thời gian hàng năm giai đoạn 1960 2002 đối với nhiều nước như Trung Quốc, Ấn Độ, Nhật Bản và nhận thấy rằng: Việc gia tăng trong vốn con người và vốn tư bản cũng như mức độ mở cửa thương mại cao hơn đều đóng góp vào mức tăng trưởng GDP cao hơn. Thật ra, kết quả kinh tế lượng của ông chỉ ra rằng mức độ mở cửa thương mại cao hơn không những làm tăng cầu nước ngoài như vậy làm tăng GDP mà còn giúp phát triển công nghiệp, xây dựng và dịch vụ. Love và Chandra (2004) sử dụng các kỹ thuật đồng tích hợp khác nhau và dữ liệu giai đoạn 19501992 nhận thấy việc mở cửa thương mại có quan hệ dài hạn với mức gia tăng trong thu nhập thực bình quân đầu người ở Ấn Độ. Vì vậy cần phải kết hợp các yếu tố này trong việc xây dựng mô hinh kinh tế lượng vĩ mô cho các nền kinh tế đang phát triển. 2.2. Giới thiệu hệ thống tài khoản quốc gia SNA Trong SNA, các chỉ tiêu phản ánh về kết quả sản xuất, về mức thu nhập mà nền kinh tế đạt được được chia thành hai nhóm: Nhóm chỉ tiêu tính theo lãnh thổ gồm: Tổng sản phẩm quốc nội GDP và Sản phẩm quốc nội ròng NDP. Nhóm chỉ tiêu tính theo quyền sở hữu gồm: Tổng sản phẩm quốc dân GNP, Sản phẩm quốc dân ròng NNP, Thu nhập quốc dân NI, Thu nhập cá nhân PI, Thu nhập khả dụng DI. 2.2.1 Phân biệt GDP và GNP GDP là chỉ tiêu phản ánh giá trị bằng tiền của toàn bộ sả phẩm cuối cùng được sản xuất ra trên lãnh thổ một nước tính trong khoảng thời gian nhất định thường là một năm. GNP là chỉ tiêu phản ánh giá trị bằng tiền của toàn bộ sản phẩm cuối cùng do công dân một nước sản xuất ra trong khoảng thời gian nhất định thường tính cho một năm. GNP = GDP + NIA Trong đó, NIA = thu nhập từ các yếu xuất khẩu – Thu nhập từ các yếu tố nhập khẩu 2.2.2. Đo lường GDP GDP được tính theo 3 phương pháp: a) Phương pháp sản xuất: được xác định qua hai bước: Bước một: xác định giá trị tăng thêm của từng ngành kinh tế: Giá trị tăng thêm= Giá trị sản xuất Chi phí trung gian Bước hai: xác định GDP: GDP= Giá trị tăng thêm của các ngành kinh tế+ Thuế nhập khẩu b) Phương pháp phân phối (còn gọi là phương pháp thu nhập) GDP được xác định theo công thức sau: GDP= Khấu hao +Tiền lương +Tiền thuê +Tiền lãi +Lợi nhuận +Thuế gián thu Khấu hao là khoản tiền dùng để bù đắp giá trị hao mòn của tài sản cố định. Tiền lương là lượng thu nhập nhận được do cung cấp sức lao động. Tiền thuê là khoản thu nhập có được do cho thuê đất đai nhà cửa và các loại tài sản khác. Tiền lãi là thu nhập có được do cho vay tính theo một mức lãi suất nhất định. Lợi nhuận là khoản thu nhập còn lại của xuất lượng sau khi trừ đi chi phí sản xuất. Thuế gián thu là những loại thuế gián tiếp đánh vào thu nhập . c) Phương pháp chi tiêu cuối cùng GDP được xác định theo công thức sau: GDP= Tiêu dùng cuối cùng +Đầu tư +Xuất khẩu Nhập khẩu Tiêu dùng cuối cùng là một phần của tổng thu nhập quốc gia dùng để mua sản phẩm vật chất và dịch vụ nhằm thỏa mãn đời sống vật chất và tinh thần của dân cư và nhu cầu chung của xã hội. Tiêu dùng cuối cùng được chia thành: chi tiêu dùng của dân cư hộ gia đình, chi tiêu dùng cuối cùng của nhà nước, chi tiêu dùng của các tổ chức không vị lợi phục vụ nhu cầu tiêu dùng và sinh hoạt của hộ gia đình. Đầu tư là lượng tiền dung để mua các loại tài sản tư bản như máy móc thiết bị, kho bãi, nhà xưởng… Số tiền này được gọi là tiền mua tư bản mới. Ngoài ra, đầu tư còn bao gồm phần chênh lệch tồn kho giữa cuối năm và đầu năm. Xuất khẩu là lượng tiền thu được do bán hàng hoá và dịch vụ ra nước ngoài. Nhập khẩu là lượng tiền dùng để mua hàng hoá và dịch vụ từ nước ngoài. 2.2.3. Giá cả trong SNA Trong mức giá của sản phẩm bán trên thị trường có chứa thuế gián thu. Theo các nhà kinh tế, thuế gián thu nhiều hay ít là do chính phủ tự định, nó không phản ánh được chi phí thực của quốc gia để sản xuất sản phẩm. Do đó, cần phải có một loại chỉ tiêu không bị tác động bởi sự thay đổi các khoảng thuế này. Đó là chỉ tiêu tính theo giá yếu tố sản xuất. Chỉ tiêu tính theo = Chỉ tiêu tính theo Thuế gián thu giá yếu tố sản xuất giá thị trường Ngoài ra, khi so sánh các chỉ tiêu qua các năm, nếu sử dụng chỉ tiêu tính theo mức giá của từng năm thì có thể xảy ra trường hợp là: do giá tăng làm cho chỉ tiêu của năm này cao hơn năm khác, nhưng giá trị định lượng thực tế có thể không cao hơn đến mức như vậy. Để tránh trường hợp trên, người ta phân biệt hai loại chỉ tiêu tính theo giá hiện hành (gọi là chỉ tiêu danh nghĩa) và giá so sánh (gọi là chỉ tiêu thực) Chỉ tiêu thực = Chỉ tiêu danh nghĩa Chỉ số giá Nếu xét theo mốc thời gian, có hai loại chỉ số giá: chỉ số giá so với năm trước và chỉ số giá so với năm gốc. Chỉ số giá so với năm gốc là chỉ tiêu phản ánh mức giá trung bình ở một năm nào đó bằng bao nhiêu phần trăm so với năm được chọn làm gốc. 2.3. Mô hình ISLMBP Với mô hình ISLMBP, chúng ta có thể khảo sát được tác động của các chính sách tài khoá, tiền tệ và tỷ giá đối với cân bằng trên thị trường sản phẩm, tiền tệ và cán cân thanh toán. 2.3.1. Giới thiệu mô hình ISLMBP Đường IS (Investment equals Saving) phản ánh các tổ hợp khác nhau giữa lãi suất r và sản lượng Y mà ở đó thị trường sản lượng cân bằng. Bất cứ mức sản lượng nào nằm trên đường IS cũng đều thoả mãn phương trình: Y= C +G +I +XM (1) Đường LM (Liquidity preference – Money supply) phản ánh các tổ hợp khác nhau giữa sản lượng và lãi suất mà ở đó thị trường tiền tệ cân bằng. Các mức lãi suất nằm trên đường LM luôn thoả mãn phương trình: Cung tiền = Cầu tiền (2) Đường BP (Balance of Payment) phản ánh các tổ hợp khác nhau giữa lãi suất và sản lượng mà ở đó đảm bảo sự cân bằng của cán cân thanh toán. Các điểm nằm trên đường BP luôn thoả mãn phương trình: Vốn đi vào Vốn đi ra = Nhập khẩu Xuất khẩu (3) Sự cân băng bên trong khi sản lượng và lãi suất được duy trì ở mức mà cả thi trường sản phẩm lẫn thị trường tiền tệ cân bằng. Sự cân bằng bên ngoài xảy ra khi cán cân thanh toán cân bằng. Như vậy nền kinh tế cân bằng toàn bộ cả bên trong lẫn bên ngoài tại điểm mà ở đó phải đồng thời thoả mãn ba phương trình (1), (2), (3). Đó chính là giao điểm của ba đường IS –LM – BP trên hình bên. 2.3.2 Tác động của chính sách tài khoá Giả sử chính phủ thực hiện chính sách tài khoá mở rộng bằng cách tăng G hoặc giảm T. Đường IS dịch chuyển sang phải thành IS2, cho trạng thái cân bằng bên trong tại E’ nhưng lại mất cân bằng bên ngoài cán cân thương mại thặng dư cung ngoại tệ tăng lên tỷ giá hối đoái giảm đồng tiền Việt Nam có giá hơn đồng tiền nước ngoài. Nền kinh tế điều chỉnh như sau: a) Trong cơ chế tỷ giá thả nổi Tỷ giá giảm làm sức cạnh tranh của hàng trong nước giảm tăng nhập khẩu và giảm xuất khẩu dẫn đến hai kết quả: Lượng ngoại tệ đi vào giảm và lương ngoại tệ đi ra tăng làm đường BP dịch chuyển sang trái. Tổng cầu đối với hàng hoá và dịch vụ trong nước giảm làm cho đường IS dịch chuyển sang trái. Đường BP và IS dịch chuyển sang trái cho đến khi đạt đến điểm cân bằng mới tại E2: Lãi suất và sản lượng cân bằng cùng tăng. b) Trong cơ chế tỷ giá cố định Ngân hàng trung ương phải dùng nội tệ để mua ngoại tệ vào nhằm chống áp lực sụt giảm tỷ giá làm cho LM dịch chuyển sang phải cho đến khi tạo được điểm cân bằng mới tại E2: Lãi suất và sản lượng đều tăng. 2.3.3. Tác động của chính sách tiền tệ Giả sử ngân hàng trung ương thực hiện chính sách tiền tệ bằng cách tăng lượng cung tiền LM dịch chuyển sang phải thành LM2 cắt IS tại E’: Nền kinh tế cân bằng bên trong nhưng lại mất cân bằng bên ngoài, cán cân thanh toán thâm hụt ngoại tệ đi vào nhiều hơn ngoại tệ đi ra Tỷ giá tăng. a) Cơ chế tỷ giá thả nổi Tỷ giá tăng xuất khẩu tăng, nhập khẩu giảm tổng cầu trong nước tăng IS dịch chuyển sang phải. Lượng ngoại tệ đi vào tăng, ngoại tệ đi ra giảm đường BP dịch chuyển sang phải. Đường BP và IS dịch chuyển cho tới khi tạo thành điểm cân bằng mới tại E2 sản lượng cân bằng tăng, lãi suất cân băng có thể tăng giảm hoặc không đổi. b) Trong cơ chế tỷ giá cố đinh Ngân hàng trung ương phải bán ngoại tệ ra và thu nội tệ vào làm cho đường LM dịch chuyển sang trai. Đường LM2 dịch chuyển cho tới khi trở về vị trí LM cũ. Kết quả là sản lượng và lãi suất quay về mức cũ. 2.3.4. Tác động của chính sách tỷ giá hối đoái Ngân hàng trung ương chủ động phá giá khi sản lượng nhỏ hơn mức sản lượng tiềm năng, nền kinh tế bị thất nghiệp nhiêu. Khi sản lượng lớn hơn mức sản lượng tiềm năng, có lạm phát cao thi ngân hàng trung ương chủ động tăng giá để kéo lạm phát xuống. Một khi đã thực hiện chính sách phá giá hay nâng giá thì có nghĩa là quốc gia đang theo cơ chế tỷ giá cố định. Giả sử chính phủ thực hiện chính sách phá giá làm tăng tỷ giá để khuyến khích xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu tăng tổng cầu và tăng lượng ngoại tệ đi vào đường IS và BP dịch chuyển sang phải. Ngoài ra khi phá giá ngân hàng trung ương phải bỏ nội tệ ra mua ngoại tệ vào đường LM dịch chuyển sang phải. Cả ba đường IS LMBP cùng dịch chuyển sang phải làm cho sản lượng cân bằng tăng, lãi suất cân bằng có thể tăng, giảm hoặc không đổi. Tóm lại: Trong cơ chế tỷ giá thả nổi: Chính sách tài khoá có tác động yếu, chính sách tiền tệ có tác động mạnh. Trong cơ chế tỷ giá cố định: Chính sách tiền tệ không có tác dụng, chính sách tài khoá và chính sách tỷ giá có tác dụng hữu hiệu. 2.4. Phương pháp nghiên cứu Đề tài sử dụng các phương pháp sau: 2.4.1.Phương pháp kinh tế lượng: được áp dụng trong việc ước lượng, kiểm định phân tích mô hình, bao gồm:. Thủ tục Bình phương tối thiểu hai giai đoạn (TSLS) Phương pháp TSLS cũng dựa trên nguyên tắc tương tự như trong phương pháp Bình phương tối thiểu thông thường (OLS) là cực tiểu tổng các phần dư bình phương. Tuy nhiên, nếu dùng thủ tục OLS để ước lượng các thông số của hệ thống các phương trình đồng thời, thì giá trị ước lượng sẽ bị thiên lệch và không nhất quán. Các dự báo dựa vào chúng cũng sẽ bị thiên lệch và không nhất quán, các kiểm định giả thuyết về các thông số không có hiệu lực. Để có thể khắc phục những vấn đề trên, một trong những phương pháp có thể thay thế là TSLS. Thủ tục TSLS được tiến hành qua hai giai đoạn như sau: Giai đoạn một: Trước tiên, ước lượng dạng rút gọn đối với tất cả các biến nội sinh xuất hiện ở vế bên phải của các phương trình. Lưu lại các giá trị ước lượng này. Giai đoạn hai: Ước lượng phương trình cấu trúc nhưng sử dụng công cụ là các biến nội sinh dự đoán thu được trong giai đoạn một Kiểm định t và pvalue Kiểm định t dùng để kiểm định ý nghĩa thống kê của từng hệ số ước lượng riêng lẽ. Các bước thực hiện như sau: Giả sử phương trình ước lượng là: Yt= α + ∑(βiXit) + ut Bước 1: Giả thiết H0: βi= β0, H1:βiβ0 Bước 2: Kiểm định thống kê tc= (β β0)sβ, được tính dựa trên mẫu. Theo giả thiết không, kiểm định thống kê có phân phối t với bậc tự do là nk (n là số quan sát, k là hệ số ước lượng). Bước 3: Chọn mức ý nghĩa α và xác định điểm tnk, α sao cho P(t>t)=α. Bước 4: Bác bỏ H0 nếu │tc│> t. Kiểm định t có thể được thực hiện theo một phương pháp khác tương đương. Trước tiên tính xác suất: pvalue = P(t>tc hoặc t β0 một cách đáng kể ở mức ý nghĩa α. Kiểm định hiện tượng tự tương quan Ta có thể sử dụng kiểm định DW để kiểm định hiện tượng tự tương quan . Tuy nhiên kiểm đinh DW có hạn chế trong nhiều trường hợp: Kiểm định cho các kết quả không thể kết luận được. Kiểm định DW không hợp lệ nếu các biến giải thích bao gồm biến phụ thuộc trễ. Kiểm định không thể áp dụng nếu các sai số từ hồi quy có bậc cao hơn 1. Trong những trường hợp nêu trên, một lựa chọn khác thay thế là kiểm định nhân tử LM. Tuy nhiên, kiểm định LM thường là kiểm định mẫu lớn. Các bước thực hiện kiểm định LM như sau: Bước 1: Ước lượng phương trình chính và tính toán các phần dư Bước 2: Hồi quy ut theo một hằng số, các biến giải thích trong phương trình chính và utk. Tính toán trị kiểm định LM = (nk)R2 từ hồi quy phụ này. Bước 3: Bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng không có hiện tượng tự tương quan nếu LM > χk2(α). Kiểm định đặc trưng của mô hình Một trong những cách dùng để kiểm định xem mô hình đã được đặc trưng đúng hay chưa là sử dụng kiểm định RESET (kiểm định sai số đặc trưng hồi quy) do Ramsey (1969) đề ra. Cơ sở của thủ tục RESET là các phần dư ước lượng mà đại diện cho tác động của biến bị loại bỏ có thể được tính xấp xỉ bằng tổ hợp tuyến tính của các luỹ thừa của các giá trị được thích hợp. Nếu các luỹ thừa này có tác động có ý nghĩa thì mô hình gốc được coi như đã bị đặc trưng sai. Tuy nhiên, thủ tục RESET không chỉ ra được loại đặc trưng sai và cũng không gợi ý dạng hàm thích hợp cần sử dụng. Các bước thực hiện thủ tục RESET như sau: Bước 1: Ước lượng mô hình theo thủ tục OLS và lưu các giá trị được thích hợp Yt
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ĐẠI HỌC NÔNG LÂM TP HỒ CHÍ MINH KHOA KINH TẾ XÂY DỰNG MÔ HÌNH TỔNG CẦU HÀNG HÓA VÀ DỊCH VỤ NỀN KINH TẾ VIỆT NAM VÕ HOÀNG QUÂN LUẬN VĂN CỬ NHÂN NGÀNH KINH TẾ Thành phố Hồ Chí Minh Tháng 06/2006 Hội đồng chấm báo cáo luận văn tốt nghiệp đại học khoa Kinh tế, trường Đại học Nông Lâm Thành phố Hồ Chí Minh xác nhận luận văn “Xây dựng mô hình tổng cầu hàng hóa dịch vụ kinh tế Việt Nam” Võ Hoàng Quân, sinh viên khóa 28, ngành Kinh tế, bảo vệ thành công trước hội đồng vào ngày TS Nguyễn Văn Ngãi Người hướng dẫn, Ký tên, ngày Chủ tịch hội đồng chấm báo cáo Ký tên, ngày tháng năm tháng năm Thư ký hội đồng chấm báo cáo Ký tên, ngày tháng năm LỜI CẢM TẠ Luận văn chứa đựng nổ lực lớn thân Tuy nhiên, để hoàn thành tốt luận văn, nhận nhiều giúp đỡ người Trước tiên, xin bày tỏ lòng biết ơn chân thành đến thầy Nguyễn Văn Ngãi Thầy người trực tiếp hướng dẫn trình thực luận văn Tôi nhận nhiều lời đóng góp quý báu thầy nội dung chuyên môn hình thức trình bày luận văn Tôi chân thành cảm ơn thầy Nguyễn Duyên Linh tận tình giúp đỡ việc sử dụng phần mềm Eviews, công cụ chủ yếu phục vụ cho luận văn Hơn hết, xin gởi lòng biết ơn sâu sắc đến gia đình Gia đình tạo điều kiện tốt nhất, nguồn động lực cho hoàn thành tốt luận văn Bên cạnh đó, gởi lời cảm ơn thân thương đến người bạn thân yêu Những lời động viên, chia giúp vượt qua khó khăn trình thực đề tài Cuối cùng, xin gởi lời cảm tạ đến tất người ủng hộ, giúp đỡ hoàn thành luận văn mà điều kiện để gởi đến lời cảm ơn nơi Tôi xin chân thành cảm ơn tất người! Võ Hoàng Quân NỘI DUNG TÓM TẮT VÕ HOÀNG QUÂN, Khoa Kinh Tế, Đại Học Nông Lâm Thành phố Hồ Chí Minh Tháng năm 2006 Xây dựng mô hình tổng cầu hàng hóa dịch vụ kinh tế Việt Nam Đề tài tiến hành xây dựng mô hình kinh tế lượng vĩ mô phía tổng cầu kinh tế Việt Nam Đề tài sử dụng liệu hàng năm giai đoạn 1986-2004, thu thập từ nhiều nguồn khác nhau, áp dụng thủ tục Bình phương tối thiểu hai giai đoạn để ước lượng mô hình Kết cho thấy Khuynh hướng tiêu dùng biên Việt Nam tương đối cao so với nước khu vực Đối với đầu tư, tính hiệu tăng lên với số vốn Lãi suất có tác động mạnh đầu tư, lại tác động không đáng kể tiêu dùng Về khía cạnh ngoại thương, nhập nhạy với tỷ giá so với xuất với tỷ giá Kết ước lượng khẳng định đặc điểm Việt Nam kinh tế mở có quy mô nhỏ Đề tài tính toán số nhân tổng cầu K, gọi nhân tử Keynes, có giá trị khoảng 1.9 Trên sở số nhân K, đề tài tiến hành thử nghiệm tác động sản lượng sách như: tăng chi tiêu phủ, áp dụng thuế thu nhập cá nhân, tăng lãi suất áp lực nhu cầu vốn hệ thống ngân hàng, tăng tỷ giá hối đoái để cải thiện cán cân thương mại Ngoài ra, đề tài đưa số gợi ý sách liên quan ABSTRACT VÕ HOÀNG QUÂN, Faculty of Economics, Nong Lam University – Ho Chi Minh City June 2006 An aggregate demand based macroeconometric model for the Vietnamese economy The thesis models the Vietnamese economy on the base of aggregate demand Annual data of period 1986-2004 collected from various sources and Two Stage Least Square method are applied to estimate the model The results show relatively high Marginal Propensity to Consume of Vietnam compared to some other Asean countries With regards to investment, the increased capital quantity is seemingly accompanied by the ineffectiveness Interest rates have stronger effect on investment than on consumption Concerning foreign trade, importing is more sensitive to foreign exchange rate than exporting In addition, the estimated results also verify the open but small-scaled characteristic of the Vietnamese economy The Keynes multiplier is calibrated as to 1.9 On the basis of the multiplier, policy experiments are conducted, including an increase in government expenditure, application of personal income tax law, a rise in interest rates caused by the pressure of capital demand on the banking system and a devaluation to promote the trade balance In addition, relevant policy implications are also given in the thesis MỤC LỤC Trang Danh mục bảng viii Danh mục hình hộp ix Danh mục phụ lục x CHƯƠNG 12 ĐẶT VẤN ĐỀ .12 1.1 Sự cần thiết đề tài 12 1.2 Mục tiêu nghiên cứu đề tài 12 1.3 Phạm vi nghiên cứu đề tài 13 1.4 Cấu trúc luận văn 13 CHƯƠNG 15 CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 15 2.1 Giới thiệu mô hình kinh tế lượng vĩ mô 15 2.2 Giới thiệu hệ thống tài khoản quốc gia SNA 17 2.2.1 Phân biệt GDP GNP 18 2.2.2 Đo lường GDP .18 2.2.3 Giá SNA 19 2.3 Mô hình IS-LM-BP 20 2.3.1 Giới thiệu mô hình IS-LM-BP 20 2.3.2 Tác động sách tài khoá 21 2.3.3 Tác động sách tiền tệ 21 2.3.4 Tác động sách tỷ giá hối đoái 22 2.4 Phương pháp nghiên cứu 23 Thủ tục Bình phương tối thiểu hai giai đoạn (TSLS) 23 Kiểm định t p-value 23 Kiểm định tượng tự tương quan 24 Kiểm định đặc trưng mô hình 24 Kiểm định nghiệm đơn vị 25 Kiểm định đồng tích hợp .25 CHƯƠNG 26 TỔNG QUAN .26 3.1 Tổng quan tài liệu liên quan đến đề tài nghiên cứu 26 3.2 Tổng quan kinh tế Việt Nam 27 vi 3.2.1 Tổng quan giai đọan phát triển kinh tế Việt Nam từ năm 1986 đến 27 3.2.2 Chính sách tiền tệ sách tài khóa Việt Nam thời gian qua 31 CHƯƠNG 37 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN .37 4.1 Xây dựng mô hình 37 4.1.1 Mô tả tổng quát cấu trúc mô hình 37 4.1.2 Mô tả phương pháp ước lượng, biến số liệu .38 4.1.3 Ước lượng kiểm định mô hình 41 4.1.4 Đánh giá mô hình 47 4.2 Thảo luận mô hình 54 4.2.1 Khuynh hướng tiêu dùng biên cao 54 4.2.2 Tăng số lượng vốn kèm với dấu hiệu cảnh báo hiệu đầu tư 58 ĐVT: % 59 Nguồn: Tính toán tổng hợp 59 4.2.3 Nhập nhạy với tỷ giá xuất với tỷ giá 61 Nhập 61 Nguồn: Số liệu từ GSO, ADB 64 4.3 Thử nghiệm gợi ý sách 65 4.3.1 Tác động Lãi suất 66 Thời gian gần đây, nhu cầu vay vốn doanh nghiệp cao; đặc biệt doanh nghiệp nhà nước thực chương trình trọng điểm phủ, bên cạnh nhu cầu không nhỏ doanh nghiệp tư nhân trỗi dậy Tuy nhiên, phần lớn nhu cầu vốn đè nặng lên hệ thống ngân hàng Điều tạo áp lực lên lãi suất, đẩy lãi suất huy động vốn lẫn lãi suất cho vay thời gian gần mức cao Từ chi phí sản xuất doanh nghiệp tăng lên, hạn chế tính cạnh tranh doanh nghiệp Việt Nam, bối cảnh hội nhập vào kinh tế toàn cầu Do đó, việc nhanh chóng phát triển thị trường tiền tệ, thị trường vốn yêu cầu cấp bách Khi doanh nghiệp đủ điều kiện tự phát hành trái phiếu công ty tăng thêm lượng cổ phiếu bán để huy động vốn, lúc áp lực nhu cầu vốn lên hệ thống ngân hàng giảm đáng kể Thị vii trường tiền tệ thị trường vốn phát triển lãi suất trở thành công cụ hiệu phục vụ mục tiêu kích cầu tiêu dùng kích cầu đầu tư phủ 67 4.3.2.Tác động Tỷ giá hối đoái .67 4.3.3 Tác động Chi tiêu phủ Thuế 69 Với phần thử nghiệm tác động chi tiêu phủ thuế nêu trên, đề tài đưa gợi ý sách tài khóa sau Giả sử, lãi suất xác định thị trường tiền tệ, tỷ giá xác định thị trường hối đoái Theo đó, lãi suất tỷ giá có xu hướng tăng lên thời gian tới khẳng định Ngân hàng nhà nước Việt Nam Cụ thể, lãi suất tăng lên điểm % tỷ giá tăng lên 2% Với mục tiêu tăng trưởng kinh tế 8%, chi tiêu phủ thuế cần thực sau: 71 4.3.4 Một số gợi ý khác 71 CHƯƠNG 73 KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ .73 5.1 Kết luận .73 Sử dụng hệ số ước lượng kết hợp với nguồn tham khảo khác, đề tài tính số nhân tổng cầu K=1.901 Với số nhân này, tìm hiểu tác động sách sau: 75 5.2 Hạn chế đề tài .75 5.3 Kiến nghị 76 TÀI LIỆU THAM KHẢO .77 PHỤ LỤC 80 viii DANH MỤC CÁC BẢNG Trang Bảng 1: Cơ Cấu Nền Kinh Tế 2001-2005 .29 Bảng 2: Ý Nghĩa Ký Hiệu Các Biến Số 40 Bảng 3: Kiểm Định Đồng Tích Hợp .42 Bảng 4: Các Hệ Số Ước Lượng Bước Đầu Tiên 43 Bảng 5: Kết Quả Cuối Cùng Của Các Hệ Số Ước Lượng 45 Bảng 6: Dấu Của Các Hệ Số Ước Lượng 46 Bảng 7: Kiểm Định Tương Quan Chuỗi Phương Trình Ước Lượng Cuối Cùng 47 Bảng 8: Kiểm Định Ramsey RESET 47 Bảng 9: Số Đo MAPE Các Giá Trị Dự Báo 1994-2004 53 Bảng 10: MPC Các Nước Trong Khu Vực 55 Bảng 11: Tỷ Lệ Đầu Tư/Sản Lượng 59 Bảng 12: Hệ Số ICOR Việt Nam (giá ss 1994) 60 Bảng 13: Số Nhân Tổng Cầu Các Nước Trong Khu Vực .65 Các Giá Trị Tới Hạn Trong Kiểm Định DW Hồi Quy Đồng Tích Hợp .87 ix DANH MỤC CÁC HÌNH VÀ CÁC HỘP Trang Hình 1: Cách Giải Tĩnh Và Độc Lập Của Các Phương Trình .49 Nguồn: Kết giải mô hình từ Eviews 4.1 49 50 Hình 2: Cách Giải Động Và Độc Lập Của Các Phương Trình 50 Hình 3: Cách Giải Động Và Đồng Thời Các Phương Trình 51 Hình 4: Tiêu Dùng Cuối Cùng Của Hộ Gia Đình Giai Đoạn 1986-1994 54 Hình 5: Tốc Độ Tăng Trưởng Sản lượng Đầu tư 58 Hình 6: Tốc Độ Tăng Trưởng Tiêu dùng Đầu tư .61 Hình 7: Cán Cân Thương Mại 64 Hình 7A: Theo Giá Thực Tế Hình 7B: Theo Giá So Sánh 64 Hộp 1: Tác Động Tăng Lãi Suất Điểm % 54 Hộp 2: Tác Động Tăng Tỷ Giá % 55 Hộp 3: Tác Động Tăng Chi Tiêu Chính Phủ % 57 Hộp 4: Tác động Tăng Thuế % 58 x Phương trình Xuất khẩu: Dependent Variable: EXPO/PEX Method: Two-Stage Least Squares Date: 05/13/06 Time: 17:31 Sample(adjusted): 1989 2004 Included observations: 16 after adjusting endpoints Convergence achieved after 11 iterations Instrument list: LOG(GOV) LOG(MON2) LOG(WEALTH) LOG(WGDP) LOG(WCPI) LOG(PEX) LOG(PIM) LOG(EXRATE) LOG(TARIFF) LOG(TAX) DEFICIT LOG(EXPO(-1)/PEX(-1)) D9198 @TREND Lagged dependent variable & regressors added to instrument list Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -7612.813 1831.151 -4.157391 0.0020 WGDP 0.005264 0.001188 4.431882 0.0013 EXRATE 0.085539 0.035623 2.401232 0.0372 EXPO(-1)/PEX(-1) -0.290896 0.314053 -0.926265 0.3761 AR(1) 0.377100 0.123518 3.053003 0.0122 AR(2) -0.210076 0.103442 -2.030852 0.0697 R-squared 0.992234 Mean dependent var 1206.237 Adjusted R-squared 0.988351 S.D dependent var 864.3701 S.E of regression 93.29077 Sum squared resid 87031.67 F-statistic 255.5393 Durbin-Watson stat 2.049384 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots 19+.42i 19 -.42i Phương trình Nhập khẩu: Dependent Variable: LOG(IMPO/PIM) Method: Two-Stage Least Squares Date: 05/13/06 Time: 17:24 Sample(adjusted): 1989 2004 Included observations: 16 after adjusting endpoints Convergence achieved after 38 iterations Instrument list: LOG(GOV) LOG(MON2) LOG(WEALTH) LOG(WGDP) LOG(WCPI) LOG(PEX) LOG(PIM) LOG(EXRATE) LOG(TARIFF) LOG(TAX) DEFICIT Lagged dependent variable & regressors added to instrument list Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -22.91278 1.923560 -11.91165 0.0000 LOG(CONS+GOV+IN 2.868139 0.054616 52.51494 0.0000 VEST) LOG(EXRATE) -0.631008 0.188749 -3.343112 0.0066 D04*LOG(IMPO(0.079195 0.012000 6.599681 0.0000 1)/PIM(-1)) AR(2) -0.333318 0.124548 -2.676214 0.0216 R-squared 0.994383 Mean dependent var 7.067686 Adjusted R-squared 0.992341 S.D dependent var 0.967977 S.E of regression 0.084714 Sum squared resid 0.078942 F-statistic 486.8564 Durbin-Watson stat 1.575022 Prob(F-statistic) 0.000000 Phụ lục 2: Kết Xuất Eviews Kiểm Định Tương Quan Chuỗi Bằng Kiểm Định Nhân Tử LM Phương trình Tiêu dùng: Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Obs*R-squared 3.090560 Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Two-Stage Least Squares Date: 06/24/06 Time: 08:04 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic C 0.278914 0.457829 0.609211 LOG(YD) -0.023067 0.037547 -0.614333 INTRATE_3M 8.90E-06 0.000297 0.029949 AR(1) 0.386163 0.364770 1.058649 AR(2) -0.321016 0.332521 -0.965399 RESID(-1) -0.767816 0.510029 -1.505436 R-squared 0.220754 Mean dependent var Adjusted R-squared -0.266274 S.D dependent var S.E of regression 0.014151 Akaike info criterion Sum squared resid 0.001602 Schwarz criterion Log likelihood 43.66362 F-statistic Durbin-Watson stat 2.203357 Prob(F-statistic) 0.078748 Prob 0.5593 0.5561 0.9768 0.3207 0.3626 0.1706 -1.94E-13 0.012576 -5.380517 -5.106636 0.453268 0.800571 Phương trình Đầu tư: Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Obs*R-squared 1.702199 Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Two-Stage Least Squares Date: 06/24/06 Time: 08:19 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic C -0.730713 1.992247 -0.366778 LOG(GDP) 0.056893 0.156131 0.364391 INTRATE_SHORT 0.001388 0.003478 0.399010 RESID(-1) 0.346129 0.289585 1.195257 R-squared 0.106387 Mean dependent var Adjusted R-squared -0.117016 S.D dependent var S.E of regression 0.074604 Akaike info criterion Sum squared resid 0.066790 Schwarz criterion Log likelihood 21.12735 F-statistic Durbin-Watson stat 1.904724 Prob(F-statistic) 0.192001 Prob 0.7202 0.7219 0.6969 0.2551 -1.24E-15 0.070589 -2.140919 -1.947772 0.476213 0.704682 Phương trình Xuất khẩu: Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Obs*R-squared 0.260473 Probability 0.609795 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Two-Stage Least Squares Date: 06/24/06 Time: 08:23 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic C 948.7480 3115.851 0.304491 WGDP -0.000608 0.002006 -0.303109 EXRATE -0.014783 0.053426 -0.276701 EXPO(-1)/PEX(-1) 0.157360 0.523507 0.300589 AR(1) 0.013490 0.133783 0.100835 AR(2) -0.000854 0.108170 -0.007891 RESID(-1) -0.233995 0.606316 -0.385928 R-squared 0.016280 Mean dependent var Adjusted R-squared -0.639534 S.D dependent var S.E of regression 97.53337 Akaike info criterion Sum squared resid 85614.83 Schwarz criterion Log likelihood -91.38322 F-statistic Durbin-Watson stat 1.995508 Prob(F-statistic) Prob 0.7677 0.7687 0.7883 0.7706 0.9219 0.9939 0.7085 5.42E-10 76.17159 12.29790 12.63591 0.024823 0.999889 Phương trình Nhập khẩu: Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Obs*R-squared 1.006413 Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Two-Stage Least Squares Date: 06/24/06 Time: 08:39 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic C 0.640513 2.103821 0.304452 LOG(CONS+GOV+IN 0.009455 0.056640 0.166926 VEST) LOG(EXRATE) -0.076451 0.213165 -0.358648 D04*LOG(IMPO(-0.005958 0.014189 -0.419913 1)/PIM(-1)) AR(2) 0.024880 0.130036 0.191333 RESID(-1) 0.307978 0.375911 0.819286 R-squared 0.062901 Mean dependent var Adjusted R-squared -0.405649 S.D dependent var S.E of regression 0.086010 Akaike info criterion Sum squared resid 0.073976 Schwarz criterion Log likelihood 20.30977 F-statistic Durbin-Watson stat 2.046107 Prob(F-statistic) 0.315764 Prob 0.7670 0.8708 0.7273 0.6834 0.8521 0.4317 4.33E-10 0.072545 -1.788721 -1.499000 0.134246 0.980607 Phụ lục 3: Kết Xuất Eviews Kiểm Định Đặc Trưng Mô Hình Thông Qua Kiểm Định Ramsey RESET Phương trình Tiêu dùng: RESET Test: F-statistic 7.163812 Probability 0.020256 Test Equation: Dependent Variable: LOG(CONS) Method: Two-Stage Least Squares Date: 06/24/06 Time: 08:18 Sample: 1991 2004 Included observations: 14 Convergence achieved after 11 iterations Instrument list: LOG(GOV) LOG(MON2) LOG(WEALTH) LOG(WGDP) LOG(WCPI) LOG(PEX) LOG(PIM) LOG(EXRATE) LOG(TARIFF) LOG(TAX) DEFICIT INTRATE_3M LOG(CONS(-1)) Lagged dependent variable & regressors added to instrument list Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 11.00182 2.088145 5.268704 0.0012 LOG(YD) -0.210864 0.070524 -2.989953 0.0202 INTRATE_3M -0.000314 0.000138 -2.264373 0.0580 FITTED^2 -0.029094 0.041769 -0.696552 0.5085 FITTED^3 0.004482 0.002319 1.932357 0.0946 AR(1) -1.061306 0.294772 -3.600431 0.0087 AR(2) -0.667572 0.291028 -2.293839 0.0555 Phương trình Đầu tư: RESET Test: F-statistic 3.141765 Probability 0.083307 Test Equation: Dependent Variable: LOG(INVEST) Method: Two-Stage Least Squares Date: 06/24/06 Time: 08:21 Sample: 1989 2004 Included observations: 16 Instrument list: LOG(GOV) LOG(MON2) LOG(WEALTH) LOG(WGDP) LOG(WCPI) LOG(PEX) LOG(PIM) LOG(EXRATE) LOG(TARIFF) LOG(TAX) DEFICIT LOG(INVEST(-1)) INTRATE_SHORT Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 2.135378 367.3824 0.005812 0.9955 LOG(GDP) -1.706715 55.42144 -0.030795 0.9760 INTRATE_SHORT 0.027181 0.422778 0.064291 0.9499 FITTED^2 0.497797 3.839720 0.129644 0.8992 FITTED^3 -0.023166 0.118828 -0.194955 0.8490 R-squared 0.991662 Mean dependent var 10.91496 Adjusted R-squared 0.988629 S.D dependent var 0.615459 S.E of regression 0.065628 Sum squared resid 0.047378 F-statistic 327.0568 Durbin-Watson stat 1.460034 Prob(F-statistic) 0.000000 Phương trình Xuất khẩu: RESET Test: F-statistic 0.492377 Probability Test Equation: Dependent Variable: EXPO/PEX Method: Two-Stage Least Squares Date: 06/24/06 Time: 08:26 Sample: 1989 2004 Included observations: 16 Convergence achieved after iteration Instrument list: LOG(GOV) LOG(WGDP) LOG(WCPI) LOG(PEX) LOG(PIM) LOG(EXRATE) LOG(TAX) DEFICIT LOG(EXPO(-1)/PEX(-1)) Lagged dependent variable & regressors added to instrument list Variable Coefficien Std Error t-Statistic t C -1453.145 2825.920 -0.514220 WGDP 0.001413 0.001980 0.713763 EXRATE -0.007718 0.035026 -0.220350 EXPO(-1)/PEX(-1) -0.042452 0.547491 -0.077539 FITTED^2 0.000641 0.000711 0.902471 FITTED^3 -2.61E-07 4.57E-07 -0.571237 FITTED^4 4.26E-11 9.18E-11 0.464222 AR(1) 0.002500 0.667504 0.003745 AR(2) 0.002500 0.433084 0.005773 R-squared 0.993587 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.986259 S.D dependent var S.E of regression 101.3244 Sum squared resid F-statistic 135.5746 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000001 Inverted AR Roots 05 -.05 0.698718 Prob 0.6229 0.4985 0.8319 0.9404 0.3968 0.5857 0.6566 0.9971 0.9956 1206.237 864.3701 71866.49 2.305948 Phương trình Nhập khẩu: RESET Test: F-statistic 2.490111 Probability 0.137809 Test Equation: Dependent Variable: LOG(IMPO/PIM) Method: Two-Stage Least Squares Date: 06/24/06 Time: 09:01 Sample: 1989 2004 Included observations: 16 Convergence achieved after 29 iterations Instrument list: LOG(GOV) LOG(MON2) LOG(WEALTH) LOG(WGDP) LOG(WCPI) LOG(PEX) LOG(PIM) LOG(EXRATE) LOG(TARIFF) LOG(TAX) DEFICIT Lagged dependent variable & regressors added to instrument list Variable Coefficien Std Error t-Statistic Prob t C -17.95225 11.01233 -1.630195 0.1375 LOG(CONS+GOV+ 1.483488 0.937433 1.582500 0.1480 INVEST) LOG(EXRATE) 0.249369 0.335196 0.743950 0.4759 D04*LOG(IMPO(- 0.039896 0.026503 1.505323 0.1665 1)/PIM(-1)) FITTED^2 0.178872 0.050885 3.515241 0.0066 FITTED^3 -0.013492 0.005230 -2.579490 0.0297 AR(2) 0.202553 0.342151 0.592000 0.5684 R-squared 0.996386 Mean dependent var 7.067686 Adjusted R-squared 0.993976 S.D dependent var 0.967977 S.E of regression 0.075130 Sum squared resid 0.050800 F-statistic 413.4988 Durbin-Watson stat 1.997583 Prob(F-statistic) 0.000000 Phụ lục 4: Kết Xuất Eviews Kiểm Định Đồng Tích Hợp Các Chuỗi Trong Các Phương Trình Ước Lượng Cuối Cùng Các Giá Trị Tới Hạn Trong Kiểm Định DW Hồi Quy Đồng Tích Hợp - Mức ý nghĩa 1% : 0.511 - Mức ý nghĩa 5% : 0.386 - Mức ý nghĩa 10%: 0.322 Nguồn: Ramanathan, 2003 Phương trình Tiêu dùng Dependent Variable: LOG(CONS) Method: Least Squares Date: 06/29/06 Time: 23:52 Sample(adjusted): 1989 2004 Included observations: 16 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std Error t-Statistic C 1.815933 0.323077 5.620742 LOG(YD) 0.839185 0.026388 31.80141 INTRATE_3M 0.000121 0.000247 0.491408 R-squared 0.993605 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.992621 S.D dependent var S.E of regression 0.021238 Akaike info criterion Sum squared resid 0.005864 Schwarz criterion Log likelihood 40.58975 F-statistic Durbin-Watson stat 0.846737 Prob(F-statistic) Prob 0.0001 0.0000 0.6313 11.95797 0.247242 -4.698718 -4.553858 1009.965 0.000000 Phương trình Đầu tư Dependent Variable: LOG(INVEST) Method: Least Squares Date: 06/29/06 Time: 23:55 Sample(adjusted): 1989 2004 Included observations: 16 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std Error t-Statistic C -5.306727 1.925941 -2.755394 LOG(GDP) 1.341231 0.151037 8.880171 INTRATE_SHORT -0.010233 0.003330 -3.072908 R-squared 0.986846 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.984822 S.D dependent var S.E of regression 0.075824 Akaike info criterion Sum squared resid 0.074741 Schwarz criterion Log likelihood 20.22755 F-statistic Durbin-Watson stat 1.364623 Prob(F-statistic) Prob 0.0164 0.0000 0.0089 10.91496 0.615459 -2.153444 -2.008584 487.6359 0.000000 Phương trình Xuất Dependent Variable: EXPO/PEX Method: Least Squares Date: 06/29/06 Time: 23:57 Sample: 1986 2004 Included observations: 19 Variable Coefficient C -4141.753 WGDP 0.003754 EXRATE -0.029774 R-squared 0.957926 Adjusted R-squared 0.952666 S.E of regression 192.8779 Sum squared resid 595230.2 Log likelihood -125.3063 Durbin-Watson stat 0.496065 Std Error t-Statistic 275.9527 -15.00893 0.000212 17.70098 0.012849 -2.317258 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) Prob 0.0000 0.0000 0.0341 1035.965 886.5372 13.50593 13.65505 182.1391 0.000000 Phương trình Nhập Dependent Variable: LOG(IMPO/PIM) Method: Least Squares Date: 06/29/06 Time: 23:59 Sample: 1986 2004 Included observations: 19 Variable Coefficient Std Error t-Statistic C -27.97812 1.483468 -18.85994 LOG(CONS+INVEST 2.858268 0.124819 22.89925 +GOV) EXRATE -1.92E-05 1.14E-05 -1.678495 R-squared 0.973752 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.970471 S.D dependent var S.E of regression 0.179156 Akaike info criterion Sum squared resid 0.513550 Schwarz criterion Log likelihood 7.343209 F-statistic Durbin-Watson stat 0.838881 Prob(F-statistic) Prob 0.0000 0.0000 0.1127 6.835473 1.042576 -0.457180 -0.308058 296.7862 0.000000 Phụ lục 5: Kết Xuất Eviews Về Dự Báo Trong Mẫu Phương trình Tiêu dùng: 260000 Forecast: CONSF Actual: CONS Forecast sample: 1994 2004 Included observations: 11 240000 220000 Root Mean Squared Error Mean Absolute Error Mean Abs Percent Error Theil Inequality Coefficient Bias Proportion Variance Proportion Covariance Proportion 200000 180000 160000 140000 3788.654 2863.300 1.509733 0.010367 0.001952 0.157066 0.840982 120000 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 CONSF Phương trình Đầu tư: 160000 Forecast: INVESTF Actual: INVEST Forecast sample: 1994 2004 Included observations: 11 140000 120000 Root Mean Squared Error Mean Absolute Error Mean Abs Percent Error Theil Inequality Coefficient Bias Proportion Variance Proportion Covariance Proportion 100000 80000 60000 40000 20000 94 95 96 97 98 99 00 INVESTF 01 02 03 04 3504.507 2944.165 4.403444 0.020443 0.001121 0.256005 0.742874 Phương trình Xuất khẩu: 350000 Forecast: EXPOF Actual: EXPO Forecast sample: 1994 2004 Included observations: 11 300000 250000 Root Mean Squared Error Mean Absolute Error Mean Abs Percent Error Theil Inequality Coefficient Bias Proportion Variance Proportion Covariance Proportion 200000 150000 100000 50000 9335.221 7481.783 5.377482 0.025508 0.000075 0.030959 0.968966 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 EXPOF Phương trình Nhập khẩu: 600000 Forecast: IMPOF Actual: IMPO Forecast sample: 1994 2004 Included observations: 11 500000 400000 Root Mean Squared Error Mean Absolute Error Mean Abs Percent Error Theil Inequality Coefficient Bias Proportion Variance Proportion Covariance Proportion 300000 200000 100000 94 95 96 97 98 99 00 IMPOF 01 02 03 04 17807.56 13182.99 5.307222 0.034682 0.001695 0.194782 0.803523 Phụ lục 6: Ghi Chú Kỹ Thuật Về Thủ Tục Ước Lượng Bình Phương Tối Thiểu (LS) Giả sử mô hình kinh tế lượng có dạng: Yt = a + bXt + ut với: Y: Biến phụ thuộc X: Biến giải thích u: Sai số t: số thời gian đơn vị chéo a, b: Các tham số chưa biết Các giả thiết mô hình: - Tất giá trị X không giống nhau, phải có giá trị khác biệt - Sai số u biến ngẫu nhiên có trung bình - u có phương sai không đổi với t - ut us có phân phối độc lập với t # s - ut có phân phối chuẩn u ~ N(0 σ2) - X biến không ngẫu nhiên, không tương quan vói u - Số lượng quan sát phải lớn số lượng hệ số hồi quy Thủ tục LS dựa vào tiêu chuẩn tối ưu tối thiểu hóa tổng phần dư bình phương Như vậy, hàm mục tiêu là: ESS(aˆ, bˆ) =∑uˆt2 = ∑(Yt-aˆ - bˆ Xt)2, với ký hiệu ˆ giá trị ước lượng Để tối thiểu ESS với aˆ bˆ, ta cho đạo hàm riêng ∂ESS/∂aˆ ∂ESS/∂bˆ Biến đổi hệ phương trình này, ta được: ∑Yt = naˆ + bˆ *∑Xt ∑Yt Xt = aˆ∑Xt + bˆ∑Xt2 Tiếp tục giải hệ phương trình này, ta thu kết ước lượng hệ số sau: bˆ = [∑Xt Yt - (1/n *∑Xt *∑Yt)] / [∑Xt2 – 1/n *(∑Xt)2] aˆ = 1/n *∑Yt –( bˆ *1/n *∑Xt) Phụ lục 7: Ghi Chú Về Cách Tính Số Nhân Tổng Cầu Giả sử đường tổng cầu ban đầu tạo hàm: C = Co +MPC*Yd I = Io +MPI*Y G= Go T = To+MPT*Y M=Mo+MPM*Y X=Xo Với hàm ta tìm mức sản lượng cân Y1 là: Y1 = Co + Io + Go + Xo − Mo − MPT * To − [ MPC (1 − MPT ) + MPI − MPM ] Tại mức sản lượng Y1, tiêu dùng, đầu tư, chi tiêu phủ xuất ròng tăng lên, làm cho đường tổng cầu dịch chuyển lên lượng ∆AD=∆C+∆I+∆G+∆X-∆M Khi đó, sản lượng cân Y2 tính sau: Y2 = Co + Io + Go + Xo − Mo − MPT * To + ∆AD − [ MPC (1 − MPT ) + MPI − MPM ] Từ đó, suy ra: ∆Y = Y2-Y1 = ∆AD − [ MPC (1 − MPT ) + MPI − MPM ] Mà hệ số nhân tổng cầu K = ∆Y / ∆AD K= 1 − [ MPC (1 − MPT ) + MPI − MPM ] Phụ lục 8: Chứng Minh Hệ Số Co Giãn Trong Mô Hình log-log Ta có hàm nguyên thủy sau: Y = c*X1a * X2b Từ hàm trên, ta lấy log hai vế hàm log-log sau: logY = logc + a*logX1 + b*logX2 Bây giờ, ta chứng minh a hệ số co giãn Y theo X1 Ta có: ∆Y/∆X1 = c*a*X1a-1 * X2b Hệ số co giãn EYX1 = ∆Y/∆X1 * X1/Y a −1 = b c*a* X * X 2* X a b c* X1 * X EYX1 = a Bằng cách tương tự, chứng minh b hệ số co giãn Y theo X2 Như hệ số ước lượng mô hình log-log hệ số co giãn Phụ lục 9: Chuỗi Dữ Liệu Của Các Biến Số Trong Mô Hình obs 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 GDP 107289.0 113154.0 119960.0 125571.0 131968.0 139634.0 151782.0 164043.0 178534.0 195567.0 213833.0 231264.0 244596.0 256272.0 273666.0 292535.0 313247.0 336243.0 362093.0 CONS 101777.0 103185.0 106834.0 109494.0 113250.0 116885.0 121490.0 125774.0 133299.0 142916.0 155909.0 165125.0 172498.0 176976.0 182420.0 190577.0 205113.0 220545.0 237262.0 INVEST 16136.00 19858.00 20505.00 20434.00 21408.00 22366.00 27086.00 39862.00 45483.00 53249.00 60826.00 66529.00 74931.00 75830.00 83496.00 92487.00 104256.0 116845.0 126426.0 GOV 6959.000 7508.000 8202.000 9148.000 10156.00 11010.00 11831.00 13348.00 14738.00 15976.00 17163.00 17850.00 18425.00 17374.00 18245.00 19450.00 20497.00 21970.00 23678.00 EXPO 9736.000 12385.00 15755.00 20042.00 22632.00 29390.00 36641.00 39985.00 60725.00 76177.00 118571.0 118571.0 123669.0 152731.0 191220.0 198868.0 220744.0 266659.0 311991.0 IMPO 22857.00 28741.00 31103.00 31930.00 30495.00 28556.00 33923.00 48110.00 77591.00 108456.0 156296.0 191540.0 196520.0 198682.0 267227.0 273374.0 334063.0 426933.0 342114.0 obs EXRATE_N INTRATE_3M 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 22.74000 78.29000 606.5200 4463.950 6482.800 10037.00 11202.20 10641.00 10965.70 11038.30 11032.60 11683.30 13268.00 13943.20 14167.70 14725.20 15279.50 15509.60 15644.20 NA NA NA 125.2000 60.10000 51.10000 26.80000 18.20000 18.20000 18.20000 9.100000 8.100000 9.700000 4.000000 4.300000 5.900000 7.000000 6.300000 6.700000 obs 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 CPI 0.600000 2.900000 12.80000 25.00000 33.70000 61.30000 84.40000 91.40000 100.0000 110.2000 116.5000 120.2000 129.6000 135.1000 133.0000 132.5000 137.8000 143.7000 152.8000 INTRATE_SH ORT NA NA NA 54.50000 40.50000 51.70000 37.70000 28.30000 28.30000 28.30000 15.90000 12.70000 14.70000 11.70000 9.800000 8.800000 9.900000 10.00000 10.70000 WCPI 73.90000 76.70000 79.80000 83.60000 88.20000 91.90000 94.70000 97.50000 100.0000 102.8000 105.8000 108.3000 110.0000 112.4000 116.2000 119.5000 121.4000 124.1000 127.4000 TAX TARIFF WGDP 3000.000 2344.828 3554.688 10864.00 14273.00 13672.10 17909.95 26812.91 32403.00 38442.83 44434.33 45577.37 42898.92 44997.04 49477.44 63543.40 67608.13 72297.15 80157.07 10.00000 10.00000 12.03125 14.60000 21.72107 17.92822 25.99526 70.00000 98.49000 120.6897 129.6137 112.3128 114.9691 106.5877 101.5038 132.0755 158.9260 148.2255 133.5079 1080308 1120430 1177488 1225019 1265129 1289413 1325904 1354211 1404778 1447005 1500244 1555917 1592551 1644826 1706529 1730403 1762182 1810231 1880420 PEX 100.6000 99.20000 97.30000 97.20000 102.7000 101.7000 96.50000 98.50000 105.9000 113.1000 103.5000 100.4000 96.60000 98.90000 103.4000 93.20000 100.7000 109.3000 112.0000 PIM 100.4000 102.2000 101.6000 101.1000 103.1000 101.7000 94.80000 100.4000 103.2000 107.3000 104.8000 103.5000 98.00000 90.10000 103.4000 98.30000 99.90000 103.4000 109.6000 GDP_DEF 0.600000 2.500000 12.90000 22.40000 31.80000 54.90000 72.80000 85.50000 100.0000 117.0000 127.2000 135.6000 147.6000 156.1000 161.4000 164.5000 171.0000 182.4000 196.9000