Phân tích sự ảnh hưởng của Lãi suất tiền gửi tiết kiệm loại 12 tháng (LSTG) và Đầu tư nước ngoài đến Dự trữ ngoại tệ của Inđônêxia từ năm 1976 đến 1995

Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách
Bài báo cáo thực hành kinh tế lợng
Lời mở đầu
Ngày nay, trong xu thế toàn cầu hoá, khi mà hầu hết các nớc trên thế giới
thực hiện chính sách mở cửa thị trờng thì việc thông thơng hàng hoá trở lên tối
cần thiết, và phơng tiện quan trọng giúp cho quá trình trao đổi, thông thơng trở
lên dễ dàng, thuận tiện hơn chính là Ngoại tệ. Việc dữ trữ ngoại tệ không những
giúp các nớc thực hiện quá trình thông thơng trở lên dễ dàng hơn mà còn giúp
cho các nớc tránh đợc những rủi ro khi có lạm phát cao hay khủng hoảng kinh
tế. Nhận thức đợc vấn đề đó nên em đã chọn chủ đề của bài thực hành này là:
Phân tích sự ảnh hởng của Lãi suất tiền gửi tiết kiệm loại 12 tháng
(LSTG) và Đầu t nớc ngoài đến Dự trữ ngoại tệ của In-đô-nê-xi-a từ năm
1976 đến 1995
Năm
Dự trữ ngoại
tệ
LSTG
Đầu t nớc
ngoài
Triệu USD % Triệu USD
y x2 x3
Để tiện cho
việc tính
toán sau này
ta đặt:Dự trữ
ngoại tệ = y;
LSTG = x2;
Đầu t nớc
1976 1492
15
14017

1977 2400
12.1
16477
1978 2461
9
18053
1979 3795
9
18624
1980 5012
9
20938
1981 4521
9
22761
1982 2593
9
25133
1983 3639
18.04
30229
1984 4702
19.11
32026
1985 4838
18.74
36715
1986 3919
15.72
42916

1987 5483
17.5
52495
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998)
1
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách
1988 4948
18.49
54079
1989 5357
18.58
59402
1990 7353
18.53
69872
1991 9151
22.76
79548
1992 10181
18.93
88004
1993 10988
14.2
89148
1994 10820
12.99
96543
1995 13306
16
107831

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
Method: Least Squares
Date: 11/20/07 Time: 12:36
Sample: 1976 1995
Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X2 -123.0378 57.37329 -2.144513 0.0467
X3 0.113415 0.008182 13.86155 0.0000
C 2176.024 784.1585 2.774979 0.0130
R-squared 0.928373 Mean dependent var 5847.950
Adjusted R-squared 0.919946 S.D. dependent var 3327.993
S.E. of regression 941.6176 Akaike info criterion 16.67056
Sum squared resid 15072944 Schwarz criterion 16.81992

Log likelihood -163.7056 F-statistic 110.1695
Durbin-Watson stat 1.512815 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:
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998)
2
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách
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
= 110.1695
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
4.1/ 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
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
= - 2.144513;
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.
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998)
3
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách
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
=13.86155; Với mức ý nghĩa 0.05 => t
18
025.0
= 2.11
=>
qs
t
> t
18
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.
4.2/ 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 2.068911 Probability 0.169602
Log likelihood ratio 2.432082 Probability 0.118875
Test Equation:
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 11/20/07 Time: 12:40
Sample: 1976 1995
Included observations: 20
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998)
4
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X2 -12.26720 95.01410 -0.129109 0.8989
X3 0.047118 0.046770 1.007444 0.3287
C 1964.503 774.6959 2.535838 0.0220
FITTED^2 4.03E-05 2.80E-05 1.438371 0.1696
R-squared 0.936574 Mean dependent var 5847.950
Adjusted R-squared 0.924682 S.D. dependent var 3327.993
S.E. of regression 913.3412 Akaike info criterion 16.64895
Sum squared resid 13347075 Schwarz criterion 16.84810
Log likelihood -162.4895 F-statistic 78.75408
Durbin-Watson stat 1.429017 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
= 2.068911; 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.
4.3/ 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_NXB Thống kê(1998)
5
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách

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 = 1.241813 ; 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
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998)
6
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách
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: 11/20/07 Time: 12:46
Sample: 1976 1995
Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

X2 265.7646 170.6021 1.557804 0.1367
C 1839.024 2671.652 0.688347 0.5000
R-squared 0.118803 Mean dependent var 5847.950
Adjusted R-squared 0.069847 S.D. dependent var 3327.993
S.E. of regression 3209.664 Akaike info criterion 19.08036
Sum squared resid 1.85E+08 Schwarz criterion 19.17993
Log likelihood -188.8036 F-statistic 2.426753
Durbin-Watson stat 0.167833 Prob(F-statistic) 0.136688
=> R
2
1
= 0.118803
+ 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: 11/20/07 Time: 12:47
Sample: 1976 1995
Included observations: 20

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X3 0.104836 0.007819 13.40866 0.0000
C 738.1640 445.4421 1.657149 0.1148
R-squared 0.908995 Mean dependent var 5847.950
Adjusted R-squared 0.903940 S.D. dependent var 3327.993
S.E. of regression 1031.465 Akaike info criterion 16.80999
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998)
7
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách
Sum squared resid 19150563 Schwarz criterion 16.90956
Log likelihood -166.0999 F-statistic 179.7923
Durbin-Watson stat 0.895651 Prob(F-statistic) 0.000000
=> R
2
2
= 0.908995
Độ đo Theil đợc xác định nh sau
m = R
2

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

- R
2

2
)]
= 0.1
=> 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:
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 0.817330 Probability 0.533800
Obs*R-squared 3.579028 Probability 0.465964
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 11/20/07 Time: 12:51
Sample: 1976 1995
Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2256315. 2104731. 1.072021 0.3007
X2 -276895.6 300446.0 -0.921615 0.3713
X2^2 7295.020 10155.62 0.718324 0.4836
X3 42.65776 35.75449 1.193074 0.2514
X3^2 -0.000368 0.000290 -1.269607 0.2236
R-squared 0.178951 Mean dependent var 753647.2
Adjusted R-squared -0.039995 S.D. dependent var 682666.4
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998)
8
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách

S.E. of regression 696184.2 Akaike info criterion 29.95693
Sum squared resid 7.27E+12 Schwarz criterion 30.20587
Log likelihood -294.5693 F-statistic 0.817330
Durbin-Watson stat 2.499795 Prob(F-statistic) 0.533800
=> R
2
1
= 0.178951
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 0.178951 = 3.57902
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
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 1.401973 Probability 0.276575
Obs*R-squared 3.149802 Probability 0.207028
Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 11/20/07 Time: 12:53
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998)
9
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách
X2 -10.10402 63.25933 -0.159724 0.8752
X3 0.001288 0.008076 0.159472 0.8754
C 100.1922 858.2312 0.116743 0.9086
RESID(-1) 0.311948 0.264052 1.181387 0.2558
RESID(-2) -0.370720 0.274091 -1.352542 0.1962
R-squared 0.157490 Mean dependent var -1.46E-12
Adjusted R-squared -0.067179 S.D. dependent var 890.6811
S.E. of regression 920.1125 Akaike info criterion 16.69919
Sum squared resid 12699104 Schwarz criterion 16.94812
Log likelihood -161.9919 F-statistic 0.700986
Durbin-Watson stat 1.927696 Prob(F-statistic) 0.603258
=> R
2
1
= 0.157490
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)x0.157490 = 2.83482.
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
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
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998)
10
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách
- Hệ số
2


cho ta biết khi LSTG tăng lên 1% (Đầu t nớc ngoài không đổi) thì l-
ợng Dự trữ ngoại tệ trung bình giảm 123.0378 triệu USD. Điều này phù hợp với
thực tiễn.
- Hệ số
3

cho ta biết khi Đầu t nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD (LSTG không
đổi) thì lợng Dự trữ ngoại tệ trung bình tăng 0.113415 triệu USD. Điều này cũng
hoàn toàn phù hợp với thực tiễn
- Hệ số R
2
= 0.928373 cho ta biết 92.8373% sự thay đổi của Dự trữ ngoại tệ là do
ảnh hởng của LSTG và Đầu t nớc ngoài gây ra.
- Nếu LSTG tăng lên 1% thì Dự trữ ngoại tệ giảm:
+ tối đa là:

2

)3(
22
)

(



n
tSe


với mức ý nghĩa 0.05 ta có
2
-123.0378 57.37329 x 1.74 = - 222.86732
Vậy: Nếu LSTG tăng lên 1% thì Dự trữ ngoại tệ giảm tối đa là 222.86732

triệu USD
+ tối thiểu là:

2

)3(
22
)

(


+
n
tSe


với mức ý nghĩa 0.05 ta có
2
-123.0378 + 57.37329 x 1.74 = - 23.20827
Vậy: Nếu LSTG tăng lên 1% thì Dự trữ ngoại tệ giảm tối thiểu 23.20827
triệu USD
- Nếu Đầu t nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ ngoại tệ tăng
+ tối đa là:

3

)3(
33
)

(


+
n
tSe


với mức ý nghĩa 0.05 ta có
3
0.113415 + 0.008182 x 1.74 = 0.127652
Vậy: nếu Đầu t nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ ngoại tệ tăng tối
đa 0.127652 triệu USD
+ tối thiểu là:

3

)3(
33
)

(



n
tSe

với mức ý nghĩa 0.05 ta có
3
0.113415 - 0.008182 x 1.74 = 0.099178
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998)
11
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách
Vậy: nếu Đầu t nớc ngoài tăng lên 1 triệu USD thì Dự trữ ngoại tệ tăng 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 :
499252.8561
2

1992673.757
Nh vậy sự biến động của Dự trữ ngoại tệ đo bằng phơng sai do các yếu tố ngẫu
nhiên gây ra nằm trong [499252.8561, 1992673.757] triệu USD.
$$$ - Hết- $$$
Nguồn: T liệu kinh tế các nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998)
12