Mô hình kinh tế lượng để phân tích những tác động ảnh hưởng của nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI potx

Ph n 1: Đ t v n đ ầ ặ ấ ề
Mô t s li u:ả ố ệ
S li u tìm đ c t trang web c a T ng c c Th ng kê, cho bi t GDP, FDI c aố ệ ượ ừ ủ ổ ụ ố ế ủ
Vi t Nam trong các năm t 1998 đ n 2007( s b )ệ ừ ế ơ ộ
V n đ nghiên c uấ ề ứ :
Th nghi m xây d ng mô hình kinh t l ng đ phân tích nh ng tác đ ng, nhử ệ ự ế ượ ể ữ ộ ả
h ng c a ngu n v n đ u t tr c ti p n c ngoài ưở ủ ồ ố ầ ư ự ế ướ FDI đ n t ng s n ph m trongế ổ ả ẩ
n c GDP.ướ
Lí do ch n đ tài: ọ ề
- Th nh t, đây là v n đ có liên quan đ n lĩnh v c kinh t . Nh ng đi u tìmứ ấ ấ ề ế ự ế ữ ề
hi u đ c trong đ tài này s giúp ích cho vi c nghiên c u các môn h c khác nhể ượ ề ẽ ệ ứ ọ ư
kinh t vĩ mô,…cũng nh cho công vi c sau này. ế ư ệ
- Th hai, N c ta b t đ u công cu c đ i m i vào năm 1986. Lu t đ u tứ ướ ắ ầ ộ ổ ớ ậ ầ ư
n c ngoài t i Vi t Nam đ c ban hành vào 29/12/1987 nh m t o ra m t n n t ngướ ạ ệ ượ ằ ạ ộ ề ả
pháp lí cho vi c đ u t vào Vi t Nam c a các nhà đ u t n c ngoài. Th c t choệ ầ ư ệ ủ ầ ư ướ ự ế
th y, t khi n c ta m c a h i nh p, v n đ u t tr c ti p n c ngoài tr thành m tấ ừ ướ ở ử ộ ậ ố ầ ư ự ế ướ ở ộ
ngu n v n quan tr ng đ i v i n n kinh t Vi t Nam trong công cu c công nghi pồ ố ọ ố ớ ề ế ệ ộ ệ
hoá, hi n đ i hoá đ t n c. Là 1 thành viên c a t ch c th ng m i th gi i WTOệ ạ ấ ướ ủ ổ ứ ươ ạ ế ớ
Vi t Nam càng có thêm nhi u c h i nh n đ c nh ng ngu n FDI, v n đ đ t ra làệ ề ơ ộ ậ ượ ữ ồ ấ ề ặ
ph i s d ng chúng sao cho th t hi u qu , là m t nhân t đ n n kinh t tăng tr ngả ử ụ ậ ệ ả ộ ố ể ề ế ưở
FDI là 1 hình th c c a đ u t qu c t , trong đó ch đ u t đ a các ph ng ti nứ ủ ầ ư ố ế ủ ầ ư ư ươ ệ
đ u t ra n c ngoài đ tr c ti p t ch c qu n lý quá trình s n xu t kinh doanh thuầ ư ướ ể ự ế ổ ứ ả ả ấ
l i nhu n. FDI có vai trò r t to l n trong phát tri n kinh t :ợ ậ ấ ớ ể ế
+ B sung cho ngu n v n trong n cổ ồ ố ướ
+ Ti p thu công ngh và bí quy t qu n lýế ệ ế ả
+ Tham gia m ng l i s n xu t toàn c uạ ướ ả ấ ầ
+ Tăng s l ng vi c làm và đào t o nhân côngố ượ ệ ạ
+ Mang l i ngu n thu ngân sách l nạ ồ ớ
Vi c nghiên c u nh ng tác đ ng c a đ u t tr c ti p n c ngoài đ n tăngệ ứ ữ ộ ủ ầ ư ự ế ướ ế
tr ng kinh t giúp ta bi t đ c m c đ nh h ng c a FDI đ n GDP nh th nào.ưở ế ế ượ ứ ộ ả ưở ủ ế ư ế
Thông qua vi c tìm hi u lý thuy t cũng nh nh ng ch tiêu, hi u đ c nh ng đ cệ ể ế ư ữ ỉ ể ượ ữ ặ

đi m, tính ch t và xu h ng phát tri n đ t đó đ a ra nh ng đ nh h ng, gi i phápể ấ ướ ể ể ừ ư ữ ị ướ ả
nh m thu hút và s d ng v n FDI đ t hi u qu cao nh t góp ph n vào s tăng tr ngằ ử ụ ố ạ ể ả ấ ầ ự ưở
GDP.
Đó là lí do nhóm chúng em ch n nghiên c u v n đ này.ọ ứ ấ ề
Ph n 2. Xây d ng mô hìnhầ ự
Mô hình g m 2 bi n. Bi n ph thu c là GDP (nghìn t đ ng) (Y) , bi n đ cồ ế ế ụ ộ ỷ ồ ế ộ
l p là FDI (nghìn t đ ng) (X)ậ ỷ ồ

iii
UFDIββGDP +*+=
21
hay ta có th vi t l i:ể ế ạ

iii
UXββY +*+=
21

- Phân tích t ng quan gi a các bi n: Trong 1 năm, n u t ng s v n đ u tươ ữ ế ế ổ ố ố ầ ư
tr c ti p n c ngoài vào Vi t Nam tăng thì có thêm nhi u d án đ c c p v n, t đóự ế ướ ệ ề ự ượ ấ ố ừ
s n xu t tăng, GDP có th s tăng theo.ả ấ ể ẽ
(ĐVT: nghìn t đ ng)ỷ ồ
Năm Y
i
(GDP) X
i
(FDI)
1998 361 20
1999 400 23
2000 442 27
2001 481 30

2002 530 35
2003 613 38
2004 715 41
2005 840 51
2006 974 66
2007 1144 129
Ph n ầ 3 . c l ng mô hình h i quyướ ượ ồ
Mô hình h i quy t ng th : ồ ổ ể

iii
UXββY +*+=
21
(1)
Mô hình h i quy m u:ồ ẫ

ii
XββY *
ˆ
+
ˆ
=
21
∧
=> d ng m u ng u nhiên: ạ ẫ ẫ
iii
eXY ++=
∧
*
ˆˆ
21

ββ
(2)
Trong đó:
∧
i
Y
là c l ng c a Yướ ượ ủ
i
∧
1
β
là c l ng c a ướ ượ ủ
β
1
∧
2
β
là c l ng c a ướ ượ ủ
β
2
e
i
là c l ng c a Uướ ượ ủ
i

Bây gi ta s tìm các ờ ẽ
β
ˆ
, d a trên b ng tính các giá tr trung gian sau:ự ả ị
(ĐVT: nghìn t đ ng)ỷ ồ

TT Y
i
X
i
x
i
y
i
x
i
2
1 361 20 -26 -289 676
2 400 23 -23 -250 529
3 442 27 -19 -208 361
4 481 30 -16 -169 256
5 530 35 -11 -120 121
6 613 38 -8 -37 64
7 715 41 -5 65 25
8 840 51 5 190 25
9 974 66 20 324 400
10 1144 129 83 494 6889
∑
=
n
i 1
6500
460
9346
y
i

2
y
i
*x
i
Y
ˆ
e
i
e
i
2
X
i
2
83521 7514 456.2567 -95.2567 9073.838895 400
62500 5750 478.6115 -78.6115 6179.767932 529
43264 3952 508.4179 -66.4179 4411.33744 729
28561 2704 530.7727 -49.7727 2477.321665 900
14400 1320 568.0307 -38.0307 1446.334142 1225
1369 296 590.3855 22.6145 511.4156103 1444
4225 -325 612.7403 102.2597 10457.04624 1681
36100 950 687.2563 152.7437 23330.63789 2601
104976 6480 799.0303 174.9697 30614.39592 4356
244036 41002 1268.4811 -124.4811 15495.54426 16641
622952 69643 6499.983 103997.64 30506
T b ng tính ta có: ừ ả
650
10
6500

==Y

46
10
460
==X

XXx
ii
−=

YYy
ii
−=
=> +
4516.7
9346
69643
1
2
1
2
===
∑
∑
=
=
∧
n
i

i
n
i
ii
x
yx
β
(3)
+
2247.30746*4156.7650*
ˆ
21
=−=−=
∧
XY
ββ
(4)
V y đ ng h i quy m u là: ậ ườ ồ ẫ
ii
XY *4156.72247.307 +=
∧
(5)
1 . Ý nghĩa c a các h s ủ ệ ố
β
ˆ
:
4516.7
ˆ
2
=

β
có ý nghĩa là n u FDI tăng 1 nghìn t đ ng thì GDP tăng 7.4516ế ỷ ồ
nghìn t đ ngỷ ồ
2247.307
ˆ
1
=
β
có ý nghĩa là n u FDI = 0 thì GDP là 307.2247 nghìn t đ ngế ỷ ồ
2 . Đ l ch tiêu chu n c a các ộ ệ ẩ ủ
β
ˆ
:
Ph ng saiươ và đ l ch tiêu chu n c a các ộ ệ ẩ ủ
β
ˆ
đ c xác đ nh b i các công th cượ ị ở ứ
sau đây:
2
1
2
1
2
1
)
ˆ
(
σβ
∑
∑

=
=
=
n
i
i
n
i
i
xn
X
Var
;
)
ˆ
()
ˆ
(
11
ββ
VarSe =
(6)
2
1
2
2
1
)
ˆ
(

σβ
∑
=
=
n
i
i
x
Var
;
)
ˆ
()
ˆ
(
22
ββ
VarSe =
(7)
Trong công th c này ứ
2
σ
ch a bi t, c l ng c a nó là:ư ế ướ ượ ủ
705.12999
8
64.103997
2
ˆ
1
2

2
==
−
=
∑
=
n
e
n
i
i
σ
=>
0162488.114=
ˆ
σ
(8)
Thay
2
ˆ
σ
vào các bi u th c (6); (7) ta có ph ng sai và đ l ch tiêu chu n c a các ể ứ ươ ộ ệ ẩ ủ
β
ˆ

t ng ng là: ươ ứ
194958.4342705.12999*
9346*10
30506
)

ˆ
(
1
==
β
Var
1398.65194958.4342)
ˆ
(
1
==
β
Se
3909378.1705.12999*
9346
1
)
ˆ
(
2
==
β
Var
17938.13909378.1)
ˆ
(
2
==
β
Se

3 . Kho ng tin c y 95% cho các h s h i quy:ả ậ ệ ố ồ
Kho ng tin c y c a các h s h i quy đ c cho b i công th c:ả ậ ủ ệ ố ồ ượ ở ứ
2;1));
ˆ
(
ˆ
()
ˆ
(
ˆ
(
)2(
2/
)2(
2/
=+≤≤−
−−
isetset
i
n
iii
n
i
βββββ
αα
(9)
Trong đó v i kho ng tin c y 95% thì m c ý nghĩa là: ớ ả ậ ứ
05.0
=
α

, ta có:
306.2
)8(
025.0
=t
(10)
V y kho ng tin c y đ i v i ậ ả ậ ố ớ
1
ˆ
β
là:
)1398.65*306.22247.3071398.65*306.22247.307(
1
+≤≤−
β

)437.457012.157(
1
≤≤
β
V y kho ng tin c y đ i v i ậ ả ậ ố ớ
2
ˆ
β
là:
)17938.1*306.24516.717938.1*306.24516.7(
2
+≤≤−
β

)1712.107319.4(
2
≤≤
β
4 . H s thu đ c t hàm h i quy có phù h p v i lý thuy t kinh t khônệ ố ượ ừ ồ ợ ớ ế ế g (v iớ
m c ý nghĩa 5%)ứ
a. H s ch nệ ố ặ :
Ki m đ nh gi thi t :ể ị ả ế



≠
=
0:
0:
11
10
β
β
H
H
Tiêu chu n ki m đ nh :ẩ ể ị
716389.4
1389.65
2247.307
)(
1
11
==
−

=
∧
∧
β
ββ
Se
t

306.2
)8(
025.0
)2(
2/
==
−
tt
n
α


2
2/
||
−
>
n
tt
α
 bác b ỏ
0

H

→
ch p nh n gi thi t ấ ậ ả ế
1
H

→
H s ch n có ý nghĩa ệ ố ặ
b. H s góc : ệ ố
+Ki m đ nh gi thi t ể ị ả ế



≠
=
0:
0:
2
20
β
β
H
H
Tiêu chu n ki m đ nh : ẩ ể ị
3182.6
17938.1
4516.7
)(
2

22
2
==
−
=
∧
∧
β
ββ
Se
t

306.2
)8(
025.0
)2(
2/
==
−
tt
n
α

)8(
025.02
|| tt >
;
Do đó gi thi t ả ế
0
H

b bác b . ị ỏ Đi u này có nghĩa là FDI có nh h ng đ n GDPề ả ưở ế
 Phù h p v i lý thuy t kinh tợ ớ ế ế.
5 . Đo đ phù h p c a mô hình:ộ ợ ủ
Ta có:
622952
1
2
==
∑
=
n
i
i
yTSS
1976.5189499346*)4516.7(*
ˆ
2
1
22
2
===
∑
=
n
i
i
xESS
β
H s : ệ ố
833.0

622952
1976.518949
2
===
TSS
ESS
R
Nh v y FDI gi i thích đ c 83.3% s bi n đ ng c a GDPư ậ ả ượ ự ế ộ ủ
Ki m đ nh s phù h p:ể ị ự ợ
Ki m đ nh gi thi t :ể ị ả ế



≠
=
0:
0:
2
2
0
RH
RH

(
0
H
: Mô hình không phù h p ; ợ
H
: Mô hình phù h p )ợ
Tiêu chu n ki m đ nh: ẩ ể ị

9042.39
8
833.01
1
833.0
1
1
2
2
=
−
=
−
−
−
=
kn
R
k
R
F
V i ớ
32.5;05.0
)8,1()2,1(
===
−
αα
α
FF
n

Nh v y: ư ậ
)2,1( −
>
n
FF
α
do đó bác b gi thi t ỏ ả ế
0
2
=R
t c là mô hình h i quy phùứ ồ
h pợ
6. D báo giá tr trung bình và giá tr cá bi t: ự ị ị ệ
Gi s đ n năm 2008 v n FDI đ u t vào Vi t Nam là Xả ử ế ố ầ ư ệ
o
=140 nghìn t đ ng,ỷ ồ
bây gi ta s d báo giá tr trung bình và giá tr cá bi t c a GDP Vi t Nam năm 2008.ờ ẽ ự ị ị ệ ủ ệ
Ta có: ph ng sai c a giá tr trung bình:ươ ủ ị
2972.13590)
9346
)46140(
10
1
(705.12999)
)(
1
()
ˆ
(
2

1
2
2
2
=
−
+=
−
+=
∑
=
n
i
i
o
o
x
XX
n
YVar
σ

5774.116)
ˆ
()
ˆ
(
==
oo
YVarYSe

Ph ng sai c a giá tr cá bi t là:ươ ủ ị ệ
0022.26590)
9346
)46140(
10
1
1(705.12999)
)(1
1()(
2
1
2
2
2
=
−
++=
−
++=
∑
=
n
i
i
o
o
x
XX
n
YVar

σ

0644.163)()( ==
oo
YVarYSe
M t c l ng đi m c a GDP khi FDI là 140 nghìn t đ ng là:ộ ướ ượ ể ủ ỷ ồ
4487.1350140*4516.72247.307
ˆ
=+=
o
Y
306.2
)8(
025.0
=t
Do v y kho ng tin c y 95% cho m c GDP trung bình là:ậ ả ậ ứ
)
ˆ
(
ˆ
)140/()
ˆ
(
ˆ
)8(
025.00
)8(
025.0 oooo
YsetYXYEYsetY +≤=≤−
5774.116*306.24487.1350)140/(5774.116*306.24487.1350 +≤=≤−

o
XYE

276.1619)140/(6212.1081 ≤=≤
o
XYE
Do v y kho ng tin c y 95% cho m c GDP cá bi t là:ậ ả ậ ứ ệ
)(
ˆ
)(
ˆ
)8(
025.00
)8(
025.0 oooo
YsetYYYsetY +≤≤−
0644.163*306.24487.1350
ˆ
0644.163*306.24487.1350 +≤≤−
o
Y

4752.17264222.974 ≤≤
o
Y
7. K t lu n rút ra t mô hìnhế ậ ừ :
T nh ng ki m đ nh trên ta có th rút ra m t s k t lu n sau:ừ ữ ể ị ở ể ộ ố ế ậ
- Ngu n v n đ u t tr c ti p n c ngoài FDI có nh h ng đ n t ng thu nh pồ ố ầ ư ự ế ướ ả ưở ế ổ ậ
trong n c GDP.ướ
- Mô hình l a ch n có phù h p v i lí thuy t kinh tự ọ ợ ớ ế ế

- FDI gi i thíchả đ cượ 83.3% s bi n đ ng c a GDPự ế ộ ủ
8. K t lu nế ậ :
T mô hình trên ta th y vai trò to l n c a ngu n v n FDI đ i v i GDP là ừ ấ ớ ủ ồ ố ố ớ m tộ
v n đ quan tr ng c n ph i đ c xem xét, quan tâm vì nó ph n ánh s “ ấ ề ọ ầ ả ượ ả ự h ng th như ị ”
c a m t đ t n c.ủ ộ ấ ướ
FDI tăng có th làm GDP tăng.ể
Đ c hàm:ọ
TT Y X
1 361 20
2 400 23
3 442 27
4 481 30
5 530 35
6 613 38
7 715 41
8 840 51
9 974 66
10 1144 129
SUMMARY OUTPUT
Regression Statistics
Multiple R 0.912719418 R
R Square 0.833056736 R
2
Adjusted R Square 0.812188828
Standard Error 114.0162488
σ
Observations 10 n
ANOVA
df SS MS F Significance F
Regression 1 518954.36 518954.36 39.92047 0.000228

Residual 8 103997.64 12999.70499
Total 9 622952
Coefficients
Standard
Error t Stat P-value
Lower
95% Upper 95%
Lower
95.0%
Upper
95.0%
Intercept 307.2246951 65.13981083 4.716389119 0.001509 157.012 457.437368 157.012 457.4374
X Variable 1 7.451637064 1.179380275 6.318264957 0.000228 4.731981 10.1712929 4.731981 10.17129
P-value <
α
=> bác b gi thi t Hỏ ả ế
o
P-value >
α
=> ch p nh n gi thi t Hấ ậ ả ế
o
t Stat : Ki m đ nh t v i ể ị ớ
α
= 5%