Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG Họ tên thành viên nhóm: Lớp: CQ 47/ 15.03 Vũ Xuân Thành Đỗ Thị Thảo Nguyễn Thị Thanh Nga Nguyễn Thu Hiền Đặng Thị Thu Hiền I Vấn đề nghiên cứu Nghiên cứu mối quan hệ tổng sản phẩm quốc nội GDP với đầu tư trực tiếp nước FDI tỉ lệ lạm phát Việt Nam từ năm 1990 đến hết năm 2010 Từ xây dựng mơ hình kinh tế lượng để phân tích tác động, ảnh hưởng biến kinh tế với nhau, cụ thể tác động bến giải thích FDI LP đến GDP nước ta giai đoạn 1990-2010 Các biến kinh tế sử dụng: Mơ hình gồm biến sau:  GDP: Tổng sản phẩm quốc nội (tỉ USD) (biến phụ thuộc)  FDI: Đầu tư trực tiếp nước (tỉ USD) (biến giải thích)  LP: Tỉ lệ lạm phát (%) (biến giải thích) II Thu thập số liệu Bảng số liệu: Năm 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 GDP 6.47 7.64 9.87 13.18 16.29 20.79 24.69 26.84 27.23 28.7 31.17 32.52 35.09 39.56 45.45 52.93 60.93 71.1 90.27 93.16 101.99 LP 36 81.8 37.7 8.4 9.5 16.9 5.7 3.2 7.7 4.2 0.1 -0.6 3.9 3.1 7.8 8.2 7.6 12.63 22.97 6.88 11.75 FDI 0.2 0.33III 0.58 1.02 2.04 2.56 2.71 3.12 2.37 2.33 2.4 2.45 2.6 2.65 2.9 3.3 4.1 8.1 11.5 10 11 Ghi chú: Trang Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng III Mơ hình kinh tế lượng: - Mơ hình hồi quy tổng thể: PRM: GDPi = 1 +  LPi+  FDIi + Ui - Mơ hình hồi quy mẫu:    SRM: GDPi = 1 +  LPi +  FDIi + ei Cơ sở lý thuyết thực tế lựa chọn mô hình: a Cơ sở lý thuyết - - Khái niệm:  Tổng sản phẩm quốc nội GDP (Gross Domestic Product): tiêu đo lường tổng giá trị thị trường tất hàng hóa dịch vụ cuối sản xuất phạm vi lãnh thổ quốc gia thời kỳ định (thường năm) (Giáo trình Kinh tế học vĩ mơ – Học viện Tài chính)  Đầu tư quốc tế trực tiếp FDI (Foreign Direct Investment): hoạt động đầu tư dài hạn, chủ sở hữu vốn trực tiếp quản lý điều hành hoạt đống sử dụng vốn (Giáo trình Kinh tế quốc tế 2010 - Học viện Tài chính)  Lạm phát (LP): tượng kinh tế, giấy bạc lưu thơng vượt q nhu cầu cần thiết, làm cho chúng bị giá dẫn đến giá hầu hết hàng hóa lưu thơng khơng ngừng tăng lên (Giáo trình Lý thuyết tiền tệ - Học viện tài chính) - Cơng thức tính:  Một số dùng để nghiên cứu lạm phát Chỉ sổ giảm phát GDP Cụ thể, số xác định cách so sánh GDP theo giá hành GDP theo giá năm gốc Chỉ số cho thấy thay đổi giá tất mặt hàng tạo nên tổng sản phẩm quốc nội Nó sử dụng để phân tích ảnh hưởng giá lên cân đối vĩ mô kinh tế quốc dân  +Theo phương pháp chi tiêu tính GDP ta có: GDP = C + I + G + NX Trong đó: C: Chi tiêu cho tiêu dùng cá nhân hàng hóa dịch vụ I: Tổng đầu tư tư nhân nước G: Chi tiêu phủ cho hàng hóa dịch vụ NX: Xuất ròng Trên thực tế, nguồn vốn FDI đầu tư vào Việt Nam chủ yếu vào lĩnh vực kinh tế Trong phần lớn trường hợp, nhà đầu tư lẫn tài sản mà người quản lý nước ngồi sở kinh doanh Trong trường hợp đó, nhà đầu tư thường hay đựoc gọi "cơng ty mẹ" tài sản gọi "công ty con" hay "chi nhánh cơng ty" Vì vậy, phần đầu tư trực tiếp nước (FDI) nằm tổng đầu tư tư nhân nước (I) xuất mơ hình tính GDP b Cơ sở thực tế Ngày nay, thực tế phát triển kinh tế nước, FDI hoạt động thương mại nói chung hoạt động tỉ lệ lạm phát nói riêng ngày có vai trị to lớn việc thúc đẩy kinh tế nước phát triển Trang Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng Về FDI: Khơng nằm ngồi quy luật trên, Việt Nam, tỷ trọng thương mại GDP 15% vào năm 1988 tăng lên 133% vào năm 2005 FDI năm 1988, đạt số trung bình 1,6 tỷ USD/năm thời kỳ 1996-2004 Tỷ trọng đóng góp vào GDP doanh nghiệp FDI tăng lên gấp đôi giai đoạn 1995- 2004, từ 6,5% lên 15% Nước ta bắt đầu công đổi vào năm 1986, Luật đầu tư nước Việt Nam ban hành vào 29/12/1987 nhằm tạo tảng pháp lí cho việc đầu tư vào Việt Nam nhà đầu tư nước Thực tế cho thấy, từ nước ta mở cửa hội nhập, vốn đầu tư trực tiếp nước trở thành nguồn vốn quan trọng kinh tế Việt Nam cơng cơng nghiệp hố, đại hoá đất nước Là thành viên tổ chức thương mại giới WTO Việt Nam có thêm nhiều hội nhận nguồn FDI, vấn đề đặt phải sử dụng chúng cho thật hiệu quả, nhân tố để kinh tế tăng trưởng Cụ thể vai trò FDI phát triển kinh tế: + Bổ sung cho nguồn vốn nước + Tiếp thu cơng nghệ bí quản lý + Tham gia mạng lưới sản xuất toàn cầu + Tăng số lượng việc làm đào tạo nhân công + Mang lại nguồn thu ngân sách lớn Về lạm phát: lạm phát tượng mà kinh tế gặp phải có kinh tế Việt Nam Tùy theo mức độ lạm phát mà ảnh hưởng tới kinh tế khác nhau: + Lạm phát vừa phải (lạm phát mức số): nhìn chung loại lạm phát có ảnh hưởng tích cực đến phát triển kinh tế - xã hội Các nước tư phát triển Nhật Bản, Thụy Điển, Thụy Sĩ, Anh, Pháp, Hoa Kì…thường trì lạm phát mức thấp nhằm đạt mục tiêu kinh tế - xã hội dự định + Lạm phát phi mã (lạm phát mức hai ba số) siêu lạm phát (gấp nhiều lần lạm phát phi mã): có ảnh hưởng xấu xấu tới tất lĩnh vực kinh tế quốc dân Việt Nam trải qua thời kì siêu lạm phát lên tới 774,7% vào năm 1986 khiến cho kinh tế trở nên kiệt quệ (riêng nông sản, so sánh vật giá năm 1986 so với năm 1976 tăng 2000%) Lạm phát tăng trưởng kinh tế số mục tiêu hàng đầu phát triển kinh tế hầu hết quốc gia giới có Việt Nam Một kinh tế muốn trở nên mạnh mẽ cần phải biết kiềm chế lạm phát mức vừa phải để biến tượng trở thành nhân tố quan trọng thực mục tiêu kinh tế - xã hội dự định Như nói, FDI tỉ lệ lạm phát có tác động nhiều đến GDP Việt Nam năm qua Dựa vào kiến thức học môn học Kinh tế Lượng hiểu biết thực tế, chúng em lựa chọn vấn đề “Sự tác động FDI Tỉ lệ lạm phát tới GDP Việt Nam” với giai đoạn nghiên cứu 1990-2010 để làm sáng tỏ mức độ tác động FDI Tỉ lệ lạm phát tới GDP nước ta Trang Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng IV Ước lượng mơ hình hồi quy Ước lượng mơ hình hồi quy với số liệu thu thập phần mềm Eviews 5.1 ta kết sau: Báo cáo 1: Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/10/11 Time: 00:44 Sample: 1990 2010 Included observations: 21 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LP FDI C -0.145882 7.911298 12.36242 0.104048 0.572767 3.372094 -1.402066 13.81243 3.666096 0.1779 0.0000 0.0018 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.920772 0.911969 8.491925 1298.030 -73.10056 0.673168 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 39.80333 28.62122 7.247672 7.396889 104.5962 0.000000 Đồ thị phần dư ei thu từ kết hồi quy mơ sau: 20 15 10 -5 -10 -15 90 92 94 96 98 00 02 04 GDP Residuals Trang 06 08 10 Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng Như vậy, từ Báo cáo ta có mơ hình hồi quy mẫu sau: SRM: GDPi= 12.36242-0.145882*LPi + 7.911298*FDIi + ei Mơ hình cho ta thấy: ^   = 12.36242 cho ta biết, tổng sản phẩm quốc nội trung bình tỉ lệ lạm phát đầu tư trực tiếp nước 12.36242 tỉ USD ^   = -0.145882 cho ta biết tỉ lệ lạm phát tăng 1% điều kiện đầu tư trực tiếp nước ngồi khơng đổi tổng sản phẩm quốc nội trung bình giảm 0.145882 tỉ USD ^   = 7.911298 cho ta biết Đầu tư trực tiếp nước tăng tỉ USD điều kiện tỉ lệ lạm phát khơng đổi tổng sản phẩm quốc nội trung bình tăng 7.911298 tỉ USD V Kiểm định hàm hồi quy Kiểm định phù hợp hệ số hồi quy: 1.1 Hệ số chặn 1 :  H : 1   H : 1  - Kiểm định cặp giả thuyết:  ^ 1  1* - Tiêu chuẩn kiểm định: T  ^ Se( 1 ) ~ T(n-3) - Miền bác bỏ: W  t :| t | t( n/23)  - Từ bảng Báo cáo ta có: tqs= 3.666096; )  2,101 Với n=21, mức ý nghĩa  =0,05 tra bảng thống kê ta có t0(18,025 (18) Có |tqs|=3.666096> t0,025  2,101  tqs W  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1  Với mức ý nghĩa  =0,05 hệ số chặn có ý nghĩa 1.2 Hệ số góc   :  Kiểm định hệ số góc  : H :   H :   - Kiểm định cặp giả thuyết:  ^ - Tiêu chuẩn kiểm định: T     2* ^ Se(  ) ~ T(n-3) - Miền bác bỏ: W  t : t  t  - Từ bảng Báo cáo ta có tqs= -1.402066; Với n=21, mức ý nghĩa  =0,05 tra bảng thống kê ta có t0(18,05)  2.878 Có tqs=-1.402066< t0(18,05)  2.878  tqs W  Chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0 ( n 3) Vậy chấp nhân giả thuyết H0 hay với mức ý nghĩa  =0,05 hệ số góc  có ý nghĩa, phù hợp với lý thuyết kinh tế (khi lạm phát tăng GDP có xu hướng giảm)  Kiểm định hệ số góc  : Trang Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng H :   H1 :   - Kiểm định cặp giả thuyết:  ^ - Tiêu chuẩn kiểm định: T     3* ^ Se(  ) ~ T(n-3) - Miền bác bỏ: W  t : t  t  - Từ bảng Báo cáo ta có tqs=13.81243; Với n=18, mức ý nghĩa  =0,05 tra bảng thống kê ta có t0(18,05)  2.878 Có tqs=13.81243>- t0(18,05)  2.878  tqs W  Chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0 ( n3) Vậy chấp nhân giả thuyết H0 hay với mức ý nghĩa  =0,05 hệ số góc  có ý nghĩa, phù hợp với lý thuyết kinh tế (khi FDI tăng thúc đẩy kinh tế phát triển làm tăng GDP) Kiểm định phù hợp hàm hồi quy: Để kiểm định phù hợp hàm hồi quy trên, ta tiến hành kiểm định cặp giả thuyết sau: o H0 mơ hình khơng phù hợp o H1 mơ hình phù hợp Hay:  H : R    H1 : R  - Tiêu chuẩn kiểm định: F  R * (n  k ) ~ F( 2,18) (1  R ) * (k  1) - Miền bác bỏ: W  F : F  F( 2,18)  - Từ bảng Báo cáo ta có: Fqs=104.5962; 2,18) Với mức ý nghĩa  =0.05 tra bảng thống kê ta có: F0(.05  3.55 ( 2,18)  Fqs=104.5962> F0.05  3.55  Fqs  W  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 Vậy với mức ý nghĩa  =0.05 cho mơ hình phù hợp Kiểm định khuyết tật hàm hồi quy: 3.1 Đa cộng tuyến a Phương pháp hồi quy phụ Xét mô hình hồi quy: GDPi = 1 +  LPi +  FDIi + Ui - Hồi quy mô hình FDI phụ thuộc vào LP để xem mơ hình gốc có tượng đa cộng tuyến hay khơng theo phương pháp hồi quy phụ Bằng phần mềm Eviews ta có bảng báo cáo sau: Trang Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng Báo cáo 2: Dependent Variable: FDI Method: Least Squares Date: 03/10/11 Time: 00:45 Sample: 1990 2010 Included observations: 21 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LP C -0.036818 4.242001 0.040810 0.936585 -0.902185 4.529221 0.3783 0.0002 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.041079 -0.009391 3.401352 219.8147 -54.45446 0.211751 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 3.726667 3.385493 5.376616 5.476094 0.813937 0.378254 - Mô hình hồi quy phụ: FDIi =  +  LPi + Vi ; thu R12 - Kiểm định cặp giả thuyết sau: o H0: Mơ hình gốc khơng có đa cộng tuyến o H1: Mơ hình gốc có đa cộng tuyến - Tiêu chuẩn kiểm định: F  R12 * (n  k  1) ~ F(1,19); (1  R12 ) * (k  2) - Miền bác bỏ: W = { F : F  F (1,19) } - Từ bảng Báo cáo ta có: Fqs=0.813937; Với mức ý nghĩa  =0.05 tra bảng thống kê ta có: F0.05 (1,19)  4.38  Fqs=0.813937< F0.05 (1,19)  4.38  Fqs  W  Chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0, tức chấp nhận giả thuyết H0, bác bỏ giả thuyết H1 Vậy với mức ý nghĩa  =0.05 cho mơ hình gốc khơng có đa cộng tuyến b Độ đo Theil Xét mơ hình hồi quy: GDPi = 1 +  LPi +  FDIi + Ui - Sử dụng phương pháp tính độ đo Theil, ta hồi quy mơ hình sau:  GDPi = 1   LPi  v1i thu R22  GDPi =    FDI i  v2i thu R23 Sử dụng phần mềm Eviews ta thu kết quả: Trang Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng Báo cáo 3: Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/10/11 Time: 00:46 Sample: 1990 2010 Included observations: 21 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LP C -0.437163 45.92215 0.337749 7.751267 -1.294341 5.924471 0.2111 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.081030 0.032663 28.14991 15055.93 -98.83526 0.131760 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 39.80333 28.62122 9.603358 9.702836 1.675318 0.211059 Báo cáo 4: Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 03/10/11 Time: 00:46 Sample: 1990 2010 Included observations: 21 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob FDI C 8.074061 9.713998 0.574957 2.863485 14.04289 3.392369 0.0000 0.0031 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.912119 0.907494 8.705076 1439.789 -74.18887 0.640311 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 39.80333 28.62122 7.256082 7.355561 197.2027 0.000000 - Độ đo Theil ký hiệu m xác định sau: k m  R   ( R  R2 j ) j 2 Từ bảng Báo cáo Báo cáo ta có: R22  0.081030 R23  0.912119 ; R  0.920772  m= 0.920772-[(0.920772-0.081030)+(0.920772-0.912119) = 0.072377  m=0.072377< 0.1  Với độ tin cậy 95% mơ hình gốc khơng có đa cộng tuyến Trang Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng 3.2 Phương sai sai số thay đổi Sử dụng kiểm định White để phát khuyết tật sau: Xét mơ hình: GDPi =  +  2LPi +  3FDIi + Ui - Ước lượng mô hình ta thu phần dư ei  ei2 - Ước lượng mơ hình kiểm định White: ei2 =  +  2LPi +  3FDIi +  LPi +  FDI i2 +  LPi FDIi + Vi Sử dụng phần mềm Eviews thực kiểm định White ta thu kết báo cáo sau: Báo cáo 5: White Heteroskedasticity Test: F-statistic Obs*R-squared 1.658641 7.476743 Prob F(5,15) Prob Chi-Square(5) 0.205182 0.187529 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 03/10/11 Time: 00:47 Sample: 1990 2010 Included observations: 21 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C LP LP^2 LP*FDI FDI FDI^2 -112.9557 3.669128 -0.032849 0.801673 79.83395 -7.613929 87.53735 3.923911 0.042647 0.704288 34.88681 2.845923 -1.290372 0.935069 -0.770259 1.138274 2.288370 -2.675381 0.2165 0.3646 0.4531 0.2729 0.0370 0.0173 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.356035 0.141381 75.53440 85581.68 -117.0811 1.884541 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 61.81096 81.51629 11.72201 12.02044 1.658641 0.205182 - Kiểm định cặp giả thuyết: o Ho: Phương sai sai số không thay đổi (  2=  3=  4=  5=  6=0) o H1: Phương sai sai số thay đổi (Tồn hệ số  j  (j= 2,6 )) - Tiêu chuẩn kiểm định:   nR12 ~  (m) - Miền bác bỏ giả thuyết H0: Wα =  :   2 (m)  Từ bảng Báo cáo ta có:  qs2  7.476743 Với m=5,   0.05 tra bảng thống kê ta có  02.05 (5)  11.0750   qs2  7.476743   02.05 (5)  11.0750   qs2  W  Không đủ sở để bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa α = 0.05 ta chấp nhận giả thuyết H0 cho mơ hình có phương sai sai số khơng thay đổi bác bỏ giả thuyết H1 Trang Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng Kết luận mơ hình khơng mắc phải khuyết tật phương sai sai số thay đổi với độ tin cậy 95% 3.3 Tự tương quan - Xét mơ hình gốc GDPi =  +  2LPi +  3FDIi + Ui thu phần dư et - Ước lượng mơ hình kiểm định Breusch- Godfrey có dạng: et  1   LPt   FDI t  1et 1   et 2  Vt thu R12 , RSS1 Sử dụng phần mềm Eviews để tiến hành kiểm định BG thu kết sau: Báo cáo 6: Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 7.743146 10.32869 Prob F(2,16) Prob Chi-Square(2) 0.004446 0.005717 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 03/10/11 Time: 00:46 Sample: 1990 2010 Included observations: 21 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LP FDI C RESID(-1) RESID(-2) 0.017759 0.049727 -0.364105 0.880064 -0.333195 0.081022 0.465347 2.725546 0.242648 0.258598 0.219186 0.106861 -0.133590 3.626916 -1.288469 0.8293 0.9162 0.8954 0.0023 0.2159 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.491842 0.364803 6.420689 659.6039 -65.99244 1.862137 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.000000 8.056147 6.761185 7.009880 3.871573 0.021941 - Kiểm định cặp giả thuyết: o H0 : mơ hình khơng có tự tương quan o H1 : mơ hình có tự tương quan   H : 1      H :  j  0, j  1,2 Hay:  - Tiêu chuẩn kiểm định   n  p R12 ~  (2) - Miền bác bỏ: Wα =  :   2 (2)  - Từ bảng Báo cáo ta có:  qs2  10.32869 Với mức ý nghĩa   0.05 , p=2 tra bảng thống kê ta có  02.05 (2)  5.9915   qs2  10.32869   02.05 (2)  5.9915   qs2  W  Bác bỏ giả thuyết H0,chấp nhận H0 bác bỏ H1 Trang 10 Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng Vậy với độ tin cậy 95% mơ hình có tự tương quan Do  qs2  10.32869