Phân tích sự ảnh hưởng của Nợ nước ngoài và Tỷ giá hối đoái (TGHĐ) đến Dự trữ ngoại tệ của Thái Lan từ năm 1976 đến 1995

Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Vơng Mạnh Cờng
Bài báo cáo thực hành kinh tế lợng
Phân tích sự ảnh hởng của Nợ nớc ngoài và Tỷ giá hối đoái (TGHĐ) đến
Dự trữ ngoại tệ của Thái Lan từ năm 1976 đến 1995.
Năm Dự trữ quốc tế Nợ nớc ngoài TGHĐ
Triệu USD Triệu USD Bạt/USD
y x2 x3
1976 1893 2326 20.4
1977 1915 3344 20.4
1978 2557 5029 20.34
1979 3129 6645 20.42
1980 3026 8297 20.48
1981 2727 10852 21.82
1982 2652 12238 23
1983 2556 13902 23
1984 2689 15013 23.64
1985 3003 17552 27.16
1986 3776 18505 26.3
1987 5211 20305 25.72
1988 7112 21717 25.29
1989 10508 23496 25.7
1990 14273 28088 25.59
1991 18416 37705 25.52
1992 21182 41812 25.4
1993 25440 42697 25.32
1994 30279 48095 25.15
1995 36945 56789 24.92
Từ số liệu trên ta có mô hình hồi quy:
Y
i
=

1
+
2
X
2i
+
3
X
3i
+ U
i
(*)
Ước lợng mô hình trên bằng phần mềm Eviews ta có kết quả ớc lợng sau:
Dependent Variable: Y
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_1998
1
1
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Vơng Mạnh Cờng
Method: Least Squares
Date: 11/24/07 Time: 08:53
Sample: 1976 1995
Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X2 0.796624 0.031829 25.02835 0.0000
X3 -1482.092 216.5890 -6.842875 0.0000
C 27903.41 4728.382 5.901259 0.0000
R-squared 0.979359 Mean dependent var 9964.450
Adjusted R-squared 0.976931 S.D. dependent var 10777.86
S.E. of regression 1637.003 Akaike info criterion 17.77660
Sum squared resid 45556255 Schwarz criterion 17.92596

Log likelihood -174.7660 F-statistic 403.3031
Durbin-Watson stat 1.164432 Prob(F-statistic) 0.000000
I - Kiểm định sự phù hợp của Mô hình hồi quy (*)
Kiểm định cặp giả thuyết:
H
0
: R
2
= 0
H
1
: R
2
> 0
Tiêu chuẩn kiểm định:
F = R
2
(n-k)/[(1-R
2
)(k-1)] ~ F
(k -1, n - k)

Min bác b giả thuyết H
0
:
W

= { F / F > F
),1( knk

}
Từ báo cáo trên ta có:
F
qs
= 403.3031
Với mức ý nghĩa 0.05 ta có F
)17,2(
05.0
= 3.59 => F
qs
> F
)17,2(
05.0
Vậy ta bác bỏ giả thuyết H
0
, chấp nhận giả thuyết H
1
hay Mô hình hồi quy (*)
là phù hợp.
II - Kiểm định việc chỉ định mô hình
2.1/ Kiểm định mô hình chứa biến không phù hợp
a, Kiểm định biến X
2
có phải là biến phù hợp của mô hình (*) không ta làm các
bớc nh sau:
Kiểm định cặp giả thuyết sau:
H
0
:
2

= 0
H
1
:
2
0
Tiêu chuẩn kiểm định
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_1998
2
2
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Vơng Mạnh Cờng
T =
)

(

2
2


Se
~ T
(n - 3)
Miền bác bỏ giả thuyết H
0
W

= { t /
t
> t

)3(
2/
n

}
ta có t
qs
= 25.02835;
Với mức ý nghĩa 0.05 => t
17
025.0
= 2.11
=>
qs
t
> t
17
025.0
=> bác bỏ giả thuyết H
0
chấp nhận giả thuyết H
1
hay là biến X
2
trong mô hình là biến thích hợp.
b, Kiểm định biến X
3
có phải là biến phù hợp của mô hình (*) không ta làm các
bớc nh sau:
Kiểm định cặp giả thuyết sau:

H
0
:
3
= 0
H
1
:
3
0
Tiêu chuẩn kiểm định
T =
)

(

3
3


Se
~ T
(n - 3)
Miền bác bỏ giả thuyết H
0
W

= { t /
t
> t

)3(
2/
n

}
ta có t
qs
= -6.842875; Với mức ý nghĩa 0.05 => t
17
025.0
= 2.11
=>
qs
t
> t
17
025.0
=> bác bỏ giả thuyết H
0
chấp nhận giả thuyết H
1
hay là biến X
3
trong mô hình là biến thích hợp.
2.2/ Kiểm định các biến bỏ sót
Để kiểm định các biến bỏ sót ta dùng kiểm Ramsey thu đợc kết quả sau (trong tr-
ờng hợp này ta nghi ngờ mô hình đã cho bỏ sót 1 biến):
Ramsey RESET Test:
F-statistic 2.529611 Probability 0.131290
Log likelihood ratio 2.935626 Probability 0.086645

Test Equation:
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 11/24/07 Time: 08:56
Sample: 1976 1995
Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_1998
3
3
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Vơng Mạnh Cờng
X2 0.610883 0.120697 5.061287 0.0001
X3 -1000.914 366.8340 -2.728520 0.0149
C 19089.37 7157.036 2.667217 0.0169
FITTED^2 6.78E-06 4.27E-06 1.590475 0.1313
R-squared 0.982177 Mean dependent var 9964.450
Adjusted R-squared 0.978835 S.D. dependent var 10777.86
S.E. of regression 1567.981 Akaike info criterion 17.72982
Sum squared resid 39337042 Schwarz criterion 17.92897
Log likelihood -173.2982 F-statistic 293.9039
Durbin-Watson stat 1.180574 Prob(F-statistic) 0.000000
Kiểm định cặp giả thuyết sau:
H
0
: Mô hình chỉ định đúng
H
1
: Mô hình chỉ định sai
Tiêu chuẩn kiểm định
F =

)1)(1(
)')((
2
1
22
1


pR
knRR
~ F
(p -1, n k)
(với k = k+p-1= 4)
Miền bác bỏ giả thuyết H
0

W

= { F / F > F
)',1( knp

}
ta có F
qs
=2.529611; với mức ý nghĩa 0.05 => F
)16,1(
05.0
= 4.49
=> F
qs

< F
)17,1(
05.0
=> cha có cơ sở bác bỏ giả thuyết H
0
hay mô hình đã cho không
bỏ sót biến.
2.3/ Kiểm định tính phân phối chuẩn của U

Sử dụng cặp giả thuyết
H
0
: U có phân phối chuẩn
H
1
: U không có phân phối chuẩn
bằng tiêu chuẩn kiểm định Jarque Bera (JB) ta thu đợc kết quả sau:
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_1998
4
4
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Vơng Mạnh Cờng

Tiêu chuẩn kiểm định:
JB = n[S
2
/6 + (K - 3)/24] ~
2
(2)
Miền bác bỏ giả thuyết H
0

:
W

= { JB / JB >
2

(2)
}
Từ kết quả báo cáo: JB = 1.49751 ; Với mức ý nghĩa 0.05 =>
2
05.0
(2)
= 5.99147
=>JB <
2
05.0
(2)
=> cha có cơ sở bác bỏ giả thuyết H
0
hay U có phân phối chuẩn.
III - Kiểm định các khuyết tật của mô hình hồi quy
1/ Kiểm định Đa cộng tuyến
Cho mô hình hồi quy
Y
i
=
1
+
2
X

2i
+
3
X
3i
+ U
i
(*)
+ Ước lợng mô hình hồi quy:
Y
i
=
1
+
2
X
2i
+ V
i

Ta thu đợc kết quả ớc lợng nh sau:
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 11/24/07 Time: 08:58
Sample: 1976 1995
Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X2 0.650470 0.044437 14.63812 0.0000
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_1998
5

5
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Vơng Mạnh Cờng
C -4163.978 1186.034 -3.510843 0.0025
R-squared 0.922506 Mean dependent var 9964.450
Adjusted R-squared 0.918200 S.D. dependent var 10777.86
S.E. of regression 3082.539 Akaike info criterion 18.99953
Sum squared resid 1.71E+08 Schwarz criterion 19.09911
Log likelihood -187.9953 F-statistic 214.2746
Durbin-Watson stat 0.222461 Prob(F-statistic) 0.000000
=> R
2
1
= 0.922506
+ Ước lợng mô hình hồi quy:
Y
i
=
1
+
2
X
3i
+ V
i

Ta thu đợc kết quả sau:
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 11/24/07 Time: 08:58
Sample: 1976 1995

Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X3 2155.563 960.0816 2.245187 0.0376
C -41291.60 22933.96 -1.800457 0.0886
R-squared 0.218779 Mean dependent var 9964.450
Adjusted R-squared 0.175378 S.D. dependent var 10777.86
S.E. of regression 9787.233 Akaike info criterion 21.31018
Sum squared resid 1.72E+09 Schwarz criterion 21.40976
Log likelihood -211.1018 F-statistic 5.040865
Durbin-Watson stat 0.140546 Prob(F-statistic) 0.037556
=> R
2
2
= 0.218779
Độ đo Theil đợc xác định nh sau
m = R
2

- [(R
2
- R
2
1
) + (R
2

- R
2
2
)]

= 0.161926
=> Mô hình (*) có đa cộng tuyến thấp => coi nh không có đa cộng tuyến.
2/ Kiểm định Ph ơng sai sai số thay đổi (PSSS thay đổi)
Để kiểm định PSSS thay đổi ta dùng kiểm định White:
- Ước lợng mô hình:
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_1998
6
6
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Vơng Mạnh Cờng
e
2
i
=
1
+
2
X
2i
+
3
X
3i
+
4
X
2
2i
+
5
X

2
3i
+
6
X
2i
X
3i
+ V
i
(a)
thu đợc kết quả sau:
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 0.294847 Probability 0.876753
Obs*R-squared 1.457890 Probability 0.834074
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 11/24/07 Time: 09:01
Sample: 1976 1995
Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -58105586 91331365 -0.636206 0.5342
X2 77.99967 275.2749 0.283352 0.7808
X2^2 -0.001425 0.003978 -0.358128 0.7252
X3 5297780. 7742285. 0.684266 0.5042
X3^2 -116136.7 159636.3 -0.727508 0.4781
R-squared 0.072894 Mean dependent var 2277813.
Adjusted R-squared -0.174334 S.D. dependent var 1926514.
S.E. of regression 2087699. Akaike info criterion 32.15334

Sum squared resid 6.54E+13 Schwarz criterion 32.40227
Log likelihood -316.5334 F-statistic 0.294847
Durbin-Watson stat 1.419680 Prob(F-statistic) 0.876753
=> R
2
1
= 0.072894
Kim nh cp gi thuyt :
H
0
: PSSS không thay đổi
H
1
: PSSS thay i
Tiêu chun kim nh :

2
= n R
2
1
~
2
(5)
Min bác b giả thuyết H
0
:
W

= {
2

/
2
>
2

(5)
}
T kt qu báo cáo trên ta có:
2
qs
= n R
2
1
= 20 x 0.072894 = 1.45788
Vi mức ý nghĩa 0.05 ta tìm c
2
05.0
(5)
= 11.0705 >
2
qs
=> cha có c s bác b gi thuyt H
0

Vy: mô hình (*) không có PSSS thay đổi
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_1998
7
7
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Vơng Mạnh Cờng
3/ Kiểm định tự t ơng quan

Kiểm định tự tơng quan trong Mô hình bằng kiểm định BG ta thu đơc kết quả
sau:
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 3.187709 Probability 0.070198
Obs*R-squared 5.965186 Probability 0.050661
Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 11/24/07 Time: 09:02
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X2 0.002826 0.029817 0.094772 0.9258
X3 -60.49709 219.9544 -0.275044 0.7870
C 1345.489 4793.589 0.280685 0.7828
RESID(-1) 0.493778 0.234681 2.104037 0.0527
RESID(-2) -0.480884 0.258124 -1.862999 0.0822
R-squared 0.298259 Mean dependent var 2.14E-12
Adjusted R-squared 0.111128 S.D. dependent var 1548.450
S.E. of regression 1459.878 Akaike info criterion 17.62241
Sum squared resid 31968678 Schwarz criterion 17.87135
Log likelihood -171.2241 F-statistic 1.593854
Durbin-Watson stat 1.626490 Prob(F-statistic) 0.227227
=> R
2
1
= 0.298259
Kiểm định cặp giả thuyết:
H
0
: Mô hình không có tự tơng quan

H
1
: Mô hình có tự tơng quan
Tiêu chun kim nh:
2 = (n-2)R
2
1
~
2
(2)
Miền bác b giả thuyết H
0
:
W

= {
2
/
2
>
2

(2)
}
Ta có:
2
qs
= (20 - 2)x0.298259 = 5.368662
Với mức ý nghĩa 0.05 ta có
2

05.0
(2)
= 5.99147
=>
2
qs
<
2
05.0
(2)
=> Cha có cơ sở bác bỏ giả thuyết H
0

Vậy: mô hình (*) không có tự tơng quan
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_1998
8
8
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Vơng Mạnh Cờng
Kết luận: Sau hàng loạt những kiểm định trên ta thấy mô hình
(*) không có khuyết tật. Vậy mô hình đã cho là một mô hình hoàn
hảo.
III- Một vài nhận xét về mô hình
- Hệ số
2


cho ta biết khi Nợ nớc ngoài tăng lên 1triệu USD (trong điều kiện tỷ
giá hối đoái không đổi) thì lợng Dự trữ quốc tế trung bình tăng 0.796624 triệu
USD.
- Hệ số

3


cho ta biết khi tỷ giá hối đoái tăng lên 1 Bạt/USD (trong điều kiện nợ
nớc ngoài không đổi) thì lợng Dự trữ quốc tế trung bình giảm 1482.092 triệu
USD.
- Hệ số R
2
= 0.979359 cho ta biết 97.9359% sự thay đổi của Dự trữ quốc tế là do
ảnh hởng của Nợ nớc ngoài và Tỷ giá hối đoái gây ra.
- Nếu Nợ nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ quốc tế tăng:
+ tối đa là:

2

)3(
22
)

(


+
n
tSe


với mức ý nghĩa 0.05 ta có
2
0.796624 + 0.031829 x 1.74 = 0.852

Vậy: Nếu Nợ nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ quốc tế tăng tối đa
là 0.852 triệu USD
+ tối thiểu là:

2

)3(
22
)

(



n
tSe


với mức ý nghĩa 0.05 ta có
2
0.796624 0.031829 x 1.74 = 0.741
Vậy: Nếu Nợ nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ quốc tế giảm tối
thiểu 0.741 triệu USD
- Nếu TGHĐ tăng lên 1 Bạt/USD thì Dự trữ quốc tế giảm:
+ tối thiểu là:

3

)3(
33

)

(


+
n
tSe


với mức ý nghĩa 0.05 ta có
3
-1482.092 + 216.589 x 1.74 = 0.127652
Vậy: nếu TGHĐ tăng lên 1 Bạt/ USD thì Dự trữ quốc tế giảm tối đa
0.127652 triệu USD
+ tối đa là:

3

)3(
33
)

(



n
tSe

với mức ý nghĩa 0.05 ta có
3
-1482.092 - 216.589 x 1.74 = 0.099178
Vậy: nếu Đầu t nớc ngoài tăng lên 1 Bạt/USD thì Dự trữ quốc tế giảm tối
thiểu 0.099178 triệu USD
- Ta có khoảng tin cậy của
2
nh sau :
(n-3)

2

(n-3)


2







2

2
2/

(n-3)



2
2/1


(n-3)
Với mức ý nghĩa =0.05,ta có :
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_1998
9
9
B¸o c¸o thùc hµnh Kinh TÕ Lîng_V¬ng M¹nh Cêng
499252.8561 ≤
2
σ
≤ 1992673.757
Nh vËy sù biÕn ®éng cña Dù tr÷ quèc tÕ ®o b»ng ph¬ng sai do c¸c yÕu tè ngÉu
nhiªn g©y ra n»m trong [499252.8561, 1992673.757] triÖu USD.
$$$ - HÕt- $$$
Nguån: T liÖu kinh tÕ c¸c níc thµnh viªn ASEAN_1998
10
10