Báo cáo thực hành kinh tế lượng 09

Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
Vấn đề nghiên cứu:
Tác động của Xuất khẩu, Đầu t trực tiếp nớc ngoài đến Nhập khẩu.
Toàn cầu hoá và hội nhập Kinh tế Quốc Tế là xu thế tất yếu của tất cả các
quốc gia trên thế giới hiện nay.Với việc gia nhập các tổ chức kinh tế thế giới
và đặc biệt với việc trở thành thành viên chính thức của tổ chức Thơng mại thế
giới WTO. Việt Nam đã và đang tích cực chủ động tham gia vào xu thế này.
WTO là tổ chức thơng mại lớn nhất hành tinh chiếm tới gần 90% giao dịch th-
ơng mại thế giới, gia nhập WTO là tham gia vào sân chơi chung của thị trờng
thế giới, đẩy mạnh xúc tiến thơng mại và xúc tiến đầu t.
Hội nhập vững chắc vào quan hệ kinh tế quốc tế, Việt Nam có cơ hội mở
rộng xuất khẩu các mặt hàng mà đất nớc có thế mạnh. Nhờ có xuất khẩu tăng
cao tạo điều kiện gia tăng lợng ngoại tệ cho nhập khẩu, thúc đẩy sự gia tăng
của nhập khẩu.
Cùng với sự gia tăng của thơng mại quốc tế, đầu t trực tiếp nớc ngoài FDI
cũng tăng mạnh, tạo ra nhiều ngành nghề và sản phẩm mới làm phong phú đa
dạng hơn thị trờng trong nớc, tăng sức cạnh tranh của sản phẩm hàng hoá
trong nớc, giảm thiểu nhập khẩu hàng hoá từ nớc ngoài. Góp phần cải thiện
cán cân thanh toán quốc tế.
Nh vậy việc hiểu rõ và đánh giá thực tế nhập khẩu, xuất khẩu và đầu t trực
tiếp nớc ngoài FDI ở Việt Nam trong bối cảnh hiện nay của nền kinh tế là hết
sức cần thiết.
1
Ta có số liệu về nhập khẩu, xuất khẩu và đầu t trực tiếp nớc ngoài cua
Việt Nam thời kỳ 1992 2006 nh sau:
(Đơn vị: tỷ USD)
Năm IM EX FDI
1992 2580.7 2056.2 2165
1993 3756.6 2895.2 2900
1994 4649.1 4054.3 3765.6
1995 7202.6 6923.6 6530.8

1996 7411.3 7255.9 8497.3
1997 11360.3 9185 4649.1
1998 11499.6 9360.3 3897
1999 11742 11541.4 1568
2000 16748.2 14482.7 2012.4
2001 18624.3 15027 2535.5
2002 19733 16705 1557.7
2003 25255.8 18423.5 1914
2004 34675.3 26485 2222
2005 36978 32419.9 3896.2
2006 44410 42034.6 7565.6
Nguồn số liệu: thời báo kinh tế Việt Nam 2005-2006
Trang web Tổng cục Thống kê.
Trong đó: IM là nhập khẩu, EX là xuất khẩu, FDI là đầu t trực tiếp nớc ngoài.
1.Lập mô hình biểu diễn mối quan hệ giữa nhập khẩu, xuất khẩu và đầu
T trực tiếp nớc ngoài:
Nghiên cứu sự phụ thuộc của nhập khẩu (IM) với xuất khẩu (EX) và đầ t trực
tiếp nớc ngoài ta xây dựng đợc hàm hồi quy tổng thể sau:
PRF: E(Im
i
/ Ex
i
, FDI
i
) =
1
+
2
Ex
i

+
3
FDI
i
Trong đó IM là biến phụ thuộc, EX và FDI là biến độc lập.
Ta có mô hình hồi quy tổng thể nh sau:
PRM: Im
i
=
1
+
2
Ex
i
+
3
FDI
i
+ U
i
2.Với số liệu từ mẫu nêu trên bằng phần mềm Eviews ta ớc lợng mô hình
và thu đợc kết quả nh sau:
Báo cáo 1:
Dependent Variable: IM
Method: Least Squares
Date: 11/25/07 Time: 11:18
Sample: 1992 2006
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
2

EX 1.139836 0.042066 27.09623 0.0000
FDI -0.498972 0.216297 -2.306883 0.0397
C 2330.337 1042.398 2.235554 0.0452
R-squared 0.983979 Mean dependent var 17108.45
Adjusted R-squared 0.981309 S.D. dependent var 12968.33
S.E. of regression 1772.976 Akaike info criterion 17.97556
Sum squared resid 37721310 Schwarz criterion 18.11717
Log likelihood -131.8167 F-statistic 368.5075
Durbin-Watson stat 1.350020 Prob(F-statistic) 0.000000
Từ bảng trên ta có mô hình hồi quy nhập khẩu ( IM ) theo xuất khẩu ( EX ) và
đầu t trực tiếp nớc ngoài ( FDI ) nh sau:
IM
i
=2330.337 + 1.139836 EX
i
- 0.498972 FDI
i
+ e
i
(1)
3. Kiểm định các khuyết tật của mô hình:
3.1. Kim nh s bng 0 ca cỏc h s hi quy:
-i vi
2
:
Kim nh cp gi thuyt:
H
0
:
2

= 0.
H
1
:
2
0.
Tiêu chuẩn kiểm định: T=

2

/Se(

2

) ~ T( n-3).
Min bỏc b gi thuyt: W = {T/ |t
qs
|

> t
0.025
(n-3)}.
Từ kết quả báo cáo 1 ta có t
qs
= 27.09623;
Vi n= 15 và mc ý ngha = 0.05 ta cú t
0.025
(n-3) = t
0.025
(12) = 2,1790.

3
Ta thấy |t
qs
|

> t
0,025
(12) nên t
qs
W tức bác bỏ giả thyết H
0,
chấp nhận H
1
hay khẳng định xuất khẩu EX có tác động đến FDI.
-i vi
3:
Kim nh cp gi thuyt
H
0
:
3
= 0.
H
1
:
3
0.
Tiêu chuẩn kiểm định: T=

3

/Se(

3

) ~ T( n-3).
Min bỏc b gi thuyt: W = { T/ |t
qs
|

> t
0.025
(n-3)}
Từ kết quả báo cáo 1 ta có: t
qs
= -2.306883;
Vi mức ý nghĩa = 0.05 và n= 15 ta cú t
0,025
(n-3) = t
0.025
(12) = 2.1790.
Ta th y |t
qs
|

> t
0.025
(12) nên t
qs
W t c bỏc b H

0
, chp nhn H
1
hay
khẳng định nhập khẩu có tác động đến GDP.
3.2. Kiểm định sự phù hợp của dạng hàm bằng kiểm định Ramsey:
Xét mô hình: Im
i
=
1
+
2
Ex
i
+
3
FDI
i
+ U
i
Ước Lợng mô hình trên thu đợc IM
i
^ và tính đợc IM
i
^
2
Ước lợng mô hình
Im
i
=

1
+

2
Ex
t
+

3
FDI
t
+

4
Im
t
^
2
+ V
t
Bằng phần mềm Eviews ta thu đợc bảng báo cáo sau:
Báo cáo 2:
Ramsey RESET Test:
F-statistic 2.767326 Probability 0.124404
Log likelihood ratio 3.366042 Probability 0.066553
Test Equation:
Dependent Variable: IM
Method: Least Squares
Date: 11/25/07 Time: 12:22

Sample: 1992 2006
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
4
EX 1.438730 0.183917 7.822719 0.0000
FDI -0.361609 0.218167 -1.657483 0.1256
C 31.01328 1690.436 0.018346 0.9857
FITTED^2 -5.75E-06 3.46E-06 -1.663528 0.1244
R-squared 0.987199 Mean dependent var 17108.45
Adjusted R-squared 0.983708 S.D. dependent var 12968.33
S.E. of regression 1655.269 Akaike info criterion 17.88449
Sum squared resid 30139070 Schwarz criterion 18.07331
Log likelihood -130.1337 F-statistic 282.7759
Durbin-Watson stat 1.368586 Prob(F-statistic) 0.000000
Thu đợc R
2
=0.987199
Kiểm định cặp giả thuyết:
Ho: Mô hình chỉ định đúng.
H1: Mô hình chỉ định đúng.
- Tiêu chuẩn kiểm định F - kiểm định sự thu hẹp của hàm hội qui:
F=[( R
2
2
R
1
2
)/1]/ [( 1- R
2
2

)/n-4] ~ F(1; n-4)
- Miền bác bỏ: W

= {F: F > F
05.0
(1;n-4)}
Từ bảng báo cáo trên ta có Fqs = 2.767326
Với mức ý nghĩa = 0.05, n=15 ta có giá trị tới hạn F
05.0
(1,11) = 4.64
Fqs < F
05.0
(1,11)
Cha có cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho. Vậy mô hình có dạng hàm đúng.
3.3. Kiểm định hiện tợng phơng sai sai số thay đổi băng kiểm định White:
Hồi quy mô hình: Im
i
=
1
+
2
Ex
i
+
3
FDI
i
+ U
i
Tìm đợc các phần d e

i
=> e
2
i
Hồi quy mô hình :
e
2
i
=
1
+
2
EX
i
+
3
FDI
i
+
4
EX
i
2
+
5
FDI
i
2
+
6

EX
i
*FDI
i
+ V
i
Ta có bảng sau:

Báo cáo 3:
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 1.343616 Probability 0.329312
Obs*R-squared 6.411165 Probability 0.268240
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 11/25/07 Time: 14:55
Sample: 1992 2006
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 7903873. 5860304. 1.348714 0.2104
EX 116.1680 378.3929 0.307003 0.7658
5
EX^2 0.004649 0.015414 0.301637 0.7698
EX*FDI -0.034006 0.069297 -0.490724 0.6354
FDI -3516.383 2309.619 -1.522495 0.1622
FDI^2 0.347286 0.231425 1.500643 0.1677
R-squared 0.427411 Mean dependent var 2514754.
Adjusted R-squared 0.109306 S.D. dependent var 3659278.
S.E. of regression 3453502. Akaike info criterion 33.23685
Sum squared resid 1.07E+14 Schwarz criterion 33.52007

Log likelihood -243.2764 F-statistic 1.343616
Durbin-Watson stat 2.207575 Prob(F-statistic) 0.329312
Thu đợc R
2
2
=0.412090
- Để kiểm định hiện tợng phơng sai sai số thay đổi trong mô hình hồi quy ban
đầu ta đi kiểm định cặp giả thuyết sau:
H
0
: Mô hình có phơng sai sai số đồng đều.
H
1
: Mô hình có phơng sai sai số thay đổi.
- Tiêu chuẩn kiểm định :
2

=n R
2
2
~
2

(5)
- Miền bác bỏ :W

={
2

:

2

>
2


(5)}
Từ kết quả báo cáo trên ta có:
2
qs

= nR
2
2
= 6.411165
Với mức ý nghĩa = 0.05, ta có giá trị tới hạn
2

0.05
(5) = 11.0705
=>
2
qs

<
2

0.05
(5)
Cha có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H

0
. Vậy mô hình có phơng sai sai số đồng
đều.

3.4.Kiểm định phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên U bằng kiểm định
Jarque Bera .
Bằng phần mềm Eviews ta thu đợc kết quả sau:
Báo cáo 4
0
1
2
3
4
5
-2000 0 2000 4000
Series: Residuals
Sample 1992 2006
Observations 15
Mean -1.55e-12
Median -361.6051
Maximum 3265.128
Minimum -2961.250
Std. Dev. 1641.456
Skewness 0.382773
Kurtosis 2.976226
Jarque-Bera 0.366642
Probability 0.832501
6
Kiểm định cặp giả thuyết:
H

0
: Sai số ngẫu nhiên U có phân phối chuẩn.
H
1
: Sai số ngẫu nhiên U không có phân phối chuẩn.
- Tiêu chuẩn kiểm định:
JB= n(
24
)(
6
22
SkS
+
) ~
)2(2


- Miền bác bỏ: W

={JB, JB >
2


(2)}
Từ kết quả báo cáo trên ta có JBqs = 0.366642
Với mức ý nghĩa = 0.05, ta có
( )
22
05.0

=5.99147 => JBqs <
( )
22
05.0

nên cha
có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H
o
. Vậy sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn.
7
3.5. Kiểm định hiện tợng tự tơng quan bằng kiểm định Breusch Godfrey .
Hồi quy mô hình: Imt =
1
+
2
Ex
t
+
3
FDI
t
+ U
t
Thu đợc e
t

và e
t+1
Hồi quy mô hình: e
t

=

1
+

2
EX
t
+

3
FDI
t
+

4
e
t-1
+

5
e
t-2
+ V
t
Bằng phần mềm Eviews ta thu đợc kêt quả sau:
Báo cáo 5:
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 2.070266 Probability 0.176877
Obs*R-squared 4.392196 Probability 0.111236

Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 11/25/07 Time: 20:27
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
EX 0.025581 0.047796 0.535202 0.6042
FDI 0.089523 0.206220 0.434117 0.6734
C -658.2300 1093.577 -0.601905 0.5606
RESID(-1) 0.373313 0.303742 1.229047 0.2472
RESID(-2) -0.610628 0.355727 -1.716563 0.1168
R-squared 0.292813 Mean dependent var -1.55E-12
Adjusted R-squared 0.009938 S.D. dependent var 1641.456
S.E. of regression 1633.279 Akaike info criterion 17.89577
Sum squared resid 26676018 Schwarz criterion 18.13179
Log likelihood -129.2183 F-statistic 1.035133
Durbin-Watson stat 2.098341 Prob(F-statistic) 0.435836
Ta thu đợc mô hình:
e
t
= -658.2300+ 0.025581EX
t
+ 0.089523FDI
t
+ 0.373313e
t-1
- 0.610628e
t-2
+ V
t

và R
2
2
=0.292813
- Để kiểm định hiện tợng tự tơng quan trong mô hình hồi quy ban đầu ta tiến
hành kiểm định căp giả thuyết sau:
H
o
: Mô hình không có tự tơng quan
H
1
: Mô hình có tự tơng quan
- Tiêu chuẩn kiểm định :
2

=(n-2)
2
e
R
~
2

(2)
- Miền bác bỏ: W

={
2

:
2

>
2


(2)} Giá trị thống kê quan sát :
2
qs

=
4.392196
Giá trị tới hạn:
( )
22
05.0

=5.99147
=>
2
qs

= 4.392196 < 5.99147

2
qs



W

cha có cơ sở để bác bỏ giả thuyết
H
o
.Vậy với mức ý nghĩa

= 0.05 mô hình không có tự tơng quan.
3.6. Kiểm định Đa cộng tuyến bằng phơng phap hồi quy phụ:
Hồi quy mô hình

EX
i
=
1
+
2
FDI
i
+ V
i

8
Bằng phần mềm Eviews ta thu đợc kết quả sau:
Báo cáo 6:
Dependent Variable: EX
Method: Least Squares
Date: 11/25/07 Time: 20:29
Sample: 1992 2006
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
FDI 0.752394 1.410735 0.533335 0.6028

C 11797.28 6043.875 1.951939 0.0728
R-squared 0.021412 Mean dependent var 14589.97
Adjusted R-squared -0.053864 S.D. dependent var 11386.90
S.E. of regression 11689.55 Akaike info criterion 21.69434
Sum squared resid 1.78E+09 Schwarz criterion 21.78875
Log likelihood -160.7076 F-statistic 0.284446
Durbin-Watson stat 0.104967 Prob(F-statistic) 0.602801
Kiểm định cặp giả thuyết:
H
0
: EX
i
không có đa cộng tuyến với FDI
i
H
1
: EX
i
không có đa cộng tuyến với FDI
i
- Tiêu chuẩn kiểm định: Ta sử dụng tiêu chuẩn kiểm định F - kiểm định sự
phù hợp của hàm hồi qui.
F=
)1/()1(
)2/(
2
2
2
2
+

knR
kR
~ F(k-2; n-k+1)
- Miền bác bỏ giả thuyết: W

= {F: F > F
05.0
(k-2;n-k+1)}
Dựa vào bảng trên ta thấy, giá trị F
qs
= 0.284446
Với mức ý nghĩa =0.05, n=15 có giá trị tới hạn F
0.05
(1, 13) = 4.67
Ta thấy F
qs
< F
0.05
(1,13) => F
qs


W

=> cha có cơ sở để bác bỏ giả thuyết
H
o
Vậy, với mức ý nghĩa

=0.05 mô hình đã cho không có hiện tợng Đa cộng
tuyến.
9
4. Phân tích dựa vào kết quả ớc lợng:
4.1 Khi một biến độc lập thay đổi một đơn vị thì biến phụ thuộc thay đổi nh
thế nào?
Từ mô hình hồi quy (1): IM
i
=2330.337 + 1.139836 EX
i
- 0.498972 FDI
i
+ e
i

Ta có :

2

=1.139836 cho ta biết nếu xuất khẩu EX tăng 1 tỷ USD thì nhập
khẩu IM sẽ tăng trung bình 1.139836 tỷ USD khi đầu t trực tiếp nớc ngoài FDI
không đổi.


3

=- 0.498972 cho ta biết khi đầu t trực tiếp nớc ngoai FDI tăng 1 tỷ
thì nhập khẩu IM sẽ giảm trung bình 0.498972 tỷ USD khi xuất khẩu EX
không đổi.
Ta có thể thấy kết quả thu đợc ở trên là hoàn toàn phù hợp với lý thuyết kinh

tế.
4.2 Nếu giá trị của 1 biến độc lập thay đổi 1 đơn vị thì biến phụ thuộc thay
đổi tối đa bao nhiêu?
Khi EX tăng 1 tỷ USD Khoảng tin cậy bên trái với độ tin cậy 0.05 của
2
là:
2


2

+Se(

2

)t
0.05
(12)
Thay số vào ta có:
2
1.139836 + 0.042066*1.7820 = 1.214798
Vậy khi EX tăng 1tỷ USD thì IM tăng tối đa 1.214798 tỷ USD.
Khi FDI giảm 1tỷ USD Khoảng tin cậy bên phải với độ tin cậy 0.05 của
3
là:

3

-Se(

3

)t
0.05
(12)

3
Thay số vào ta có:

3

-Se(

3

)t
0.05
(12)
= - 0.498972 - 0.216297*1.7820 = - 0.884413
=> - 0.884413
3
Vậy khi FDI giảm 1tỷ USD thì IM tăng tối đa là: 0.884413 tỷ USD
4.3 Nếu 1 biến độc lập thay đổi 1 đơn vị thì biến phụ thuộc thay đổi tối thiểu
là bao nhiêu?
Khi EX giảm 1tỷ USD Khoảng tin cậy bên phải với độ tin cậy 0.05 của

2
là:

2

-Se(

2

)t
0.05
(12)

2
Thay số vào ta có:

2

-Se(

2

)t
0.05
(12)
= 1.139836 - 0.042066*1.7820 = 1.064874
=> 1.064874
2
Vậy khi EX giảm 1tỷ USD thì IM giảm tối thiểu là: 1.064874tỷ USD.
Khi FDI tăng 1tỷ USD Khoảng tin cậy bên trái với độ tin cậy 0.05 của
3
là:
3

3

+Se(

3

)t
0.05
(12)
Thay số vào ta có:
3
- 0.498972 + 0.216297*1.7820 = - 0.11353
Vậy khi FDI tăng lên 1tỷ USD thì IM giảm tối thiểu là: 0.11353 tỷ USD
4.4 Sự biến động giá trị của biến phụ thuộc đo bằng phơng sai do các yếu tố
ngẫu nhiên gây ra là bao nhiêu?
10
Để trả lời cho câu hỏi này ta đi tìm khoảng tin cậy hai phía với độ tin cậy 0.05
của
2
Chọn đại lợng thống kê:

2

= (n-3)*

2

/
2

~
2
(n-3)
Vi tin cy :
P{(n-3)*

2

/
2

/2
(n-3)
2
(n-3)*

2

/
2
1
-
/2
(n-3)} = 1-
Theo bỏo cỏo 1 :
^
= 1772.976

2

= (1772.976)
2
= 3143443.897
Vi tin cy 0.05 tơng ứng với mức ý nghĩa

=0.95 và n= 15 ta cú:

2
0.975
(n-3) =
2
0.975
(12) =4.40379

2
0.025
(n-3) =
2
0.025
(12) =23.3367
Khong tin cy ca
2
l:
(12* 3143443.897/ 23.3367)
2
(12 *3143443.897 / 4.40379)
hay 1616395.067
2
8565650.67
Vy giỏ tr ca IM o bng phng sai do cỏc yu t ngu nhiờn gõy ra

bin ng mt lng trong khong 1616395.067
2
8565650.67
5. Kết luận:
Qua các ớc lợng và kiểm định ta có kết luận: Mụ hỡnh hi quy là phù
hợp với lý thuyết kinh tế, không mắc phải các khuyết tật (tự tơng quan, phơng
sai sai số thay đổi, đa cộng tuyến, bỏ sót biến thích hợp), vì vậy có thể kẳng
định mô hình hồi quy nhập khẩu IM theo xuất khẩu EX và đầu t trực tiếp nớc
ngoài FDI là một mô hình tốt.
11