Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
BỘ TÀI CHÍNH
HỌC VIỆN TÀI CHÍNH
Giảng viên hương dẫn: TS. Phạm Thị Thắng.
Thành viên:
Nguyễn Chiểu.
Nguyễn Phương.
Đặng Bích.
Phạm Ngọc.
1
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
BÁO CÁO
THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG
Vấn đề nghiên cứu
Sự phụ thuộc của nhập khẩu vào tổng thu nhập quốc dân và tỷ giá hối
đoái của Hàn Quốc từ năm 1992 đến năm 2007.
Cơ sở lý luận
Cán cân thương mại là một trong những chỉ tiêu quan trọng mà m ỗi
quốc gia đều quan tâm, đặc biệt trong nền kinh tế mở cửa h ội nh ập qu ốc
tế. Cán cân thương mại được quyết định bởi 2 nhân tố quan trọng là xu ất
khẩu và nhập khẩu. Trong những năm vừa qua Hàn Quốc không ngừng
chú trọng tăng xuất nhập khẩu để thúc đẩy kinh tế phát triển m ặt khác
Hàn Quốc là một quốc gia có tỉ giá hối đối thả nổi Vì vậy mà nhóm em
quyết định lựa chọn nghiên cứu mức ảnh hưởng của tổng thu nh ập qu ốc
dân và tỷ giá hối đoái tới nhập khẩu. Từ đó giúp các nhà ho ạch đ ịnh đ ưa
ra những quyết định kinh tế phù hợp.
Dựa trên cơ sở thu thập số liệu về nhập khẩu, tổng thu nh ập qu ốc
dân và tỉ giá hối đoái của Hàn Quốc từ năm 1992 đến năm 2007:
2
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
Ta có bảng số liệu sau:
Năm
Y
X2
X3
1992
81775
257525
780.7
1993
83800
290676
802.7
1994
102348
340208
803.4
1995
135119
398838
771.3
1996
150339
448596
804.5
1997
144616
491135
951.3
1998
93282
484103
1401.4
1999
119752
529500
1188.8
2000
160481
603236
1131.0
2001
141098
651415
1291.0
2002
152126
720539
1251.1
2003
178827
767114
1191.6
2004
224463
826893
1145.3
2005
261238
865241
1024.1
2006
309383
908744
954.8
2007
356846
975013
929.3
Trong đó: Y là Nhập khẩu
(đvt: tỉ Won)
X2 Tổng thu
nhập quốc nội (đvt: tỉ Won)
X3 là Tỷ giá hối đối
Won Hàn Quốc/ 1 đơ la Mỹ (Won/1
USD) (đvt: Won)
Nguồn: Ngân hàng phát triển châu Á
ADB.
/>
3
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
I. Mơ hình hồi quy
Từ những kiên thức đã h ọc được nghiên c ứu ở môn kinh t ế
học vĩ mô và kinh tế học vi mô, chúng ta biết rằng t ổng thu nh ập
quốc dân và tỉ giá hối đối là 2 nhân tố có quy ết đ ịnh quan tr ọng đ ến
nhập khẩu. Từ lý thuyết kinh tế ta có:
eu
Y=
Lấy log 2 vế ta được :
Mơ hình hồi quy tổng thể
PRM: log(Yi)=
+
X2i) +
log(X3i) + Ui
Trong đó: Yi là giá trị quan sát ở kỳ thứ i.
Ui là yếu tố ngẫu nhiên.
II. Ước lượng các tham số trong mơ hình hồi quy.
Hàm hồi quy mấu có dạng:
4
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
SRM:log(
=
+
log(X2i) +
log(X3i) + ei
Trong đó:
là các ước lượng điểm của các hệ số hồi
quy tổng thể; ei là ước lượng điểm của Ui.
Ta th ấy mơ hình trên là tuy ến tính nên có th ể s ử d ụng ph ương pháp bình
phương nhỏ nhất. Với số liệu ở bảng số liệu, bằng Eviews thu được kết quả:
Báo cáo 1.
Dependent Variable: LOG(Y)
Method: Least Squares
Date: 06/01/11 Time: 10:10
Sample: 1992 2007
Included observations: 16
Variable
t-Statistic
Prob.
LOG(X2)
LOG(X3)
C
1.263886
-1.133685
3.063610
0.036437
0.074919
0.473144
34.68725
-15.13217
6.475004
0.0000
0.0000
0.0000
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat
5
Coefficient Std. Error
0.989521
0.987908
0.048513
0.030596
27.37277
1.435805
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
11.93930
0.441182
-3.046596
-2.901736
613.7603
0.000000
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
Phần dư ei thu được từ kết quả hồi quy mơ hình như sau:
Từ kết quả bảng Eviews ta có:
=3.063610,
=1.263886,
= -1.133685
Ta có hàm hồi quy mẫu:
log(
=3.063610 +1.263886 log(X2) -1.133685log(X3i)
a. Kiểm định giả thuyết về các hệ số hồi quy.
i. kiểm định hệ số với
.
Ta dùng cặp kiểm định giải thuyết sau:
H0:
=0
H1:
Miền bác bỏ:
Ta có:
= {t:
0
>
= 34.68725.
Với độ tin cậy là 1- = 0.95 ta có:
6
}.
= 2.16.
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
. Vậy bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1.
Ta có:
Như vậy tốc độ tăng xuất khẩu có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng
của tổng mức lưu chuyển hàng hoá xuất nhập khẩu.
ii. Kiểm định giả thuyết đối với
3
:
Ta kiểm định cặp giả thuyết:
H0:
3
H1:
3
Miền bác bỏ: W = {t:
=0
0
>
Ta có: Tqs = -15.13217 =>
}
= 15.13217
Với độ tin cậy là 1- = 0.95 ta có:
= 2.16
. Vậy bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1.
Ta có:
Như vậy tốc độ tăng nhập khẩu có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng của
tổng mức lưu chuyển hàng hoá xuất nhập khẩu.
b. Kiểm định sự phụ hợp của hàm hồi quy
Ta kiểm định cặp giả thuyết:
H0: R2 = 0 ( hàm hồi quy không phù hợp)
H1 : R2
0 ( hàm hồi quy phù hợp)
Tiêu chuẩn kiểm định:
F=
Miền bác bỏ: W = {F: Fqs > F (k-1; n-k)
Ta có: Fqs = 613.7603
7
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
Với độ tin cậy 1- = 0.95 ta có: F0.05(2;13) = 3.81
Fqs > F0.05(2;13). Vậy bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả
thuyết H1.
Kết luận: hàm hồi quy phù hợp.
III. Các khuyết tật của mơ hình.
1)Kiểm định các biến bỏ sót – kiểm định Ramsey.
Bằng phần mềm Eviews ta thu được kết quả sau:
Báo cáo 2.
Ramsey RESET Test:
F-statistic
Log likelihood ratio
2.020656
2.490001
Prob. F(1,12)
Prob. Chi-Square(1)
0.180637
0.114572
Test Equation:
Dependent Variable: LOG(Y)
Method: Least Squares
Date: 06/01/11 Time: 10:14
Sample: 1992 2007
Included observations: 16
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
LOG(X2)
LOG(X3)
C
FITTED^2
-1.455346
1.332656
9.186797
0.089572
1.913257
1.736529
4.331586
0.063013
-0.760665
0.767425
2.120885
1.421498
0.4615
0.4577
0.0554
0.1806
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat
0.991031
0.988789
0.046714
0.026187
28.61777
1.576337
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
11.93930
0.441182
-3.077221
-2.884074
441.9721
0.000000
Kiểm định cặp giả thuyết
8
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
H0: mơ hình khơng bỏ sót biến thích hợp
H1: mơ hình bỏ sót biến thích hợp.
Tiêu chuẩn kiểm định:
F=
F(1;n-4)
Miền bác bỏ: W = {F: F >F (1;n-4)}
Giá trị của thống kê quan sát: Fqs= 2.020656
Với độ tin cậy: 1- = 0.95 ta có: F0.05(1; 12) = 4.75
Fqs khơng thuộc miền bác bỏ giả thuyết nên chưa có cơ sở để bác bỏ
giả thuyết H0.
Vậy mơ hình khơng bỏ sót biến hay nói cách khác mơ hình chỉ định đúng.
2) Hiện tượng tự tương quan.
a)Phát hiện tự tương quan bằng kiểm định Durbin-Watson.
Theo kết quả báo cáo 1 ta có: dqs = 1.435805
Với độ tin cậy 1- = 0.95 và k = k-1= 3-1 = 2.
Suy ra với k = 2; n=16;
= 0.05 thì dL = 0.982; dU = 1.539.
Suy ra dL < dqs< dU.
Vậy chưa có kết luận về tự tương quan trong mơ hình.
b) Phát hiện hiện tượng tự tương quan bằng kiểm định BreuschGodfrey(BG).
phát hiện tự tương quan bậc 1
Bằng phần mềm Eviews ta thu được kết quả sau:
9
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
Báo cáo 3.
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic
Obs*R-squared
0.663730
0.838590
Prob. F(1,12)
Prob. Chi-Square(1)
0.431118
0.359800
Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 06/01/11 Time: 10:16
Sample: 1992 2007
Included observations: 16
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
LOG(X2)
LOG(X3)
C
RESID(-1)
0.008233
-0.018788
0.021653
0.248110
0.038276
0.079333
0.480121
0.304543
0.215110
-0.236823
0.045099
0.814696
0.8333
0.8168
0.9648
0.4311
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat
0.052412
-0.184485
0.049153
0.028992
27.80345
1.792997
Từ báo cáo ta thu được:
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
-2.44E-15
0.045163
-2.975432
-2.782284
0.221243
0.879787
= 0.838590
Kiểm định cặp giả thuyết:
H0: mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan.
H1: mơ hình có hiện tượng tự tương quan.
10
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
Tiêu chuẩn kiểm định:
= (n-2)R2
Miền bác bỏ giả thuyết: W = {
/
Với độ tin cậy 1- = 0.95 ta có:
<
(p)
>
(p)}
= 3.84146
nên chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0.
Vậy khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 1.
Phát hiện tự tương quan bậc 2
Bằng phần mềm Eviews ta thu được kết quả sau:
Báo cáo 4:
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic
Obs*R-squared
0.713442
1.837159
Prob. F(2,11)
Prob. Chi-Square(2)
0.511290
0.399086
Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 06/01/11 Time: 00:33
Sample: 1992 2007
Included observations: 16
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
LOG(X2)
LOG(X3)
C
RESID(-1)
RESID(-2)
-0.000761
-0.000485
0.013124
0.277021
-0.275289
0.039965
0.082738
0.484772
0.309179
0.312593
-0.019034
-0.005865
0.027072
0.895989
-0.880664
0.9852
0.9954
0.9789
0.3894
0.3973
R-squared
Adjusted R-squared
11
0.114822
-0.207060
Mean dependent var
S.D. dependent var
-2.44E-15
0.045163
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat
0.049619
0.027083
28.34851
1.881212
Theo báo cáo ta có:
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
-2.918563
-2.677129
0.356721
0.834181
= 1.837159; p = 2.
Kiểm định cặp giả thuyết:
H0: mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan.
H1: mơ hình có hiện tượng tự tương quan.
Tiêu chuẩn kiểm định: :
= (n-2)R2
Miền bác bỏ giả thuyết: W = {
/
Với độ tin cậy 1- = 0.95 ta có:
Suy ra
<
(p)
>
(p)}
= 5.99147
nên chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0.
Vậy khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 2.
Kết luận: mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan.
c. Phương sai sai số thay đổi
Phát hiện phương sai sai số thay đổi dựa vào kiểm định White.
Mơ hình hồi quy:
e²i= α1 + α2
+ α3
+ α4
+ α5
+ α6
+
bằng phần mềm Eview ta thu được kết quả sau:
Báo cáo 5:
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic
Obs*R-squared
12
0.704739
4.168912
Prob. F(5,10)
Prob. Chi-Square(5)
0.632952
0.525362
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 06/01/11 Time: 00:34
Sample: 1992 2007
Included observations: 16
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
LOG(X2)
(LOG(X2))^2
(LOG(X2))*(LOG(X3))
LOG(X3)
(LOG(X3))^2
1.651520
-0.145750
0.000461
0.019407
-0.206674
-0.003119
2.035678
0.135255
0.005497
0.016877
0.500153
0.031482
0.811287
-1.077590
0.083852
1.149920
-0.413222
-0.099078
0.4361
0.3065
0.9348
0.2769
0.6882
0.9230
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat
Ta thu được
0.260557
-0.109164
0.002495
6.23E-05
76.94973
2.842167
= 0.260557;
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
0.001912
0.002369
-8.868717
-8.578996
0.704739
0.632952
=4.168912
Kiểm định cặp giả thuyết:
: Mơ hình có phương sai sai số đồng đều.
: Mơ hình có phương sai sai số khơng đồng đều.
Dùng tiêu chuẩn kiểm định:
=nR2 ~
Trong đó m = 5 là số biến giải thích trong mơ hình
Miền bác bỏ:
Với mức ý nghĩa
={
/
>
, ta có
}
=4.168912<
= 11.0705
khơng thuộc miền bác bỏ vì thế chưa có cơ sở bác bỏ H 0 vậy mơ
hình có phương sai sai số đồng đều.
d. Hiện tượng đa cộng tuyến
Phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến bằng phương pháp Theil:
13
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
Hồi quy mơ hình :
Log (Yi) =
+ log(X2) + Vi
Bằng phần mềm Eviews ta có:
Báo cáo 6:
Dependent Variable: LOG(Y)
Method: Least Squares
Date: 06/01/11 Time: 00:46
Sample: 1992 2007
Included observations: 16
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
LOG(X2)
C
0.958131
-0.732092
0.126058
1.667895
7.600711
-0.438932
0.0000
0.6674
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat
14
0.804935
0.791001
0.201692
0.569516
3.981437
0.677603
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
11.93930
0.441182
-0.247680
-0.151106
57.77081
0.000002
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
Hồi quy mơ hình:
log(Yi) =
+ log(X3) + Vi
Bằng phần mềm Eviews ta có:
Báo cáo 7:
Dependent Variable: LOG(Y)
Method: Least Squares
Date: 06/01/11 Time: 00:49
Sample: 1992 2007
Included observations: 16
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
LOG(X3)
C
0.307421
9.813506
0.581079
4.019710
0.529052
2.441347
0.6051
0.0285
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat
0.019601
-0.050428
0.452169
2.862391
-8.935564
0.298926
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)
Tính độ đo Theil: m= R2 – [(R2 Ta có: R2 = 0.989521 ;
) + ( R2 -
= 0.804935 ;
11.93930
0.441182
1.366945
1.463519
0.279896
0.605057
)
= 0.019601
m = -0.164985 ~ 0
15
Vậy coi như chấp nhận mơ hình khơng có đa cộng tuyến.
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
e.
Bài báo cáo thực hành kinh tế
Kiểm định tính phân phối của sai số ngẫu nhiên
Bằng kết quả Eviews ta thu được kết quả sau:
6
Series: Residuals
Sample 1992 2007
Observations 16
5
4
Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis
Jarque-Bera
Probability
3
2
1
0
-0.10
-0.05
-0.00
-2.44e-15
-0.002957
0.070693
-0.092942
0.045163
-0.401117
2.439378
0.638583
0.726664
0.05
Từ kết quả báo cáo, ta thu được JB = 0.638583
Kiểm định cặp giả thuyết:
Ho: sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn.
H1: sai số ngẫu nhiên khơng có phân phối chuẩn.
2
2
(K −3)
~
Tiêu chuẩn kiểm định: JB = n S +
6
24
2(2)
S là hệ số nhọn, K là hệ số bất đối xứng.
Miền bác bỏ W = { JB: JB >
Với
= 0.05 ta có
Ta có JBqs = 0.638583 <
}
= 5.9915
= 5.9915
Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết Ho vì vậy sai số ngẫu nhiên có phân
phối chuẩn.
16
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
IV. Phân tích và kết luận về tính quy luật trong sự thay đổi
giá trị các biến trong mơ hình.
1) Khi một biến độc lập thay đổi thì biến phụ thuộc thay đổi thế
nào?
Theo báo cáo 1 và hàm hồi quy mẫu ta có nhận xét như sau:
= 1.263886 cho biết khi tổng Thu nhập quốc dân tăng 1% thì nh ập
khẩu tăng 1.263886 khi tỉ giá hối đối khơng đổi.
= -1.133685 cho biết khi tỉ giá hối đoái tăng 1% thì nhập kh ẩu giảm
1.133685% trong khi tổng thu nhập quốc dân khơng đổi.
,
đều có ý nghĩa kinh tế.
Từ báo cáo 1 ta thu được R2 = 0.989521 như vậy sự biến động của tổng
thu nhập quốc dân và tỷ giá hối đối sẽ giải thích được 98,9521% sự biến
động của nhập khẩu.
2) Nếu tổng thu nhập quốc dân tăng 1% khi tỷ giá hối đối khơng
đổi thì nhập khẩu tăng trong khoảng, tăng tối thiểu, tăng tối đa
là bao nhiêu?
a)
Tăng trong khoảng:
- Se(
Trong đó Se(
1.18518208
)
) =0.036437 ;
+ Se(
)
=2.16
1.34258992
Như vậy khi tổng thu nhập quốc dân tăng 1% mà tỷ giá h ối đối khơng
đổi
thì
nhập
khẩu
trung
bình
tăng
trong
khoảng
(1.18518208;1.34258992)%.
17
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
b) Tăng tối thiểu:
- Se(
Thay số ta được
)
1.199356
Như vậy khi tổng thu nhập quốc dân tăng 1% và tỷ giá hối đối khơng
đổi và nhập khẩu trung bình tăng tối thiểu là 1.199356%.
c) Tăng tối đa:
+ Se(
Thay số ta được:
)
1.328416%
Như vậy khi tổng thu nhập quốc dân tăng 1% và tỷ giá hối đối khơng
đổi và nhập khẩu trung bình tăng tối đa là 1.328416%
f. Nếu tỷ giá hối đoái tăng 1% khi tổng thu nhập quốc dân
khơng đổi thì nhập khẩu giảm trong khoảng, giảm tối
thiểu, giảm tối đa là bao nhiêu?
a)
Giảm trong khoảng
- Se(
Trong đó Se(
18
-1.29551
)
) =0.074919;
+ Se(
)
=2.16
-0.97186
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
Như vậy tỷ giá hối đoái tăng 1% mà tổng thu nhập quốc dân khơng
đổi thì nhập khẩu trung bình giảm trong khoảng (0.97186 ; 1.29551)%.
b)
Giảm tối thiểu:
+ Se(
Thay số ta được
)
-1.0095
Như vậy khi tỷ giá hối đoái tăng 1% và t ổng thu nh ập qu ốc dân không
đổi thì nhập khẩu trung bình giảm tối thiểu là 1.0095%.
c)
Giảm tối đa:
- Se(
Thay số ta được:
)
- 1.26642
Khi tỷ giá hối đối tăng 1% và tổng thu nhập quốc dân khơng
đổi thì nhập khẩu trung bình giảm tối đa là 1.26642.
g. Sự biến động của biến phụ thuộc đo bằng phương sai do
các yếu tố ngẫu nhiên.
a)
19
Tìm khoảng tin cậy của
By Econometric Group
Bộ mơn kinh tế lượng
lượng
Trong đó
Bài báo cáo thực hành kinh tế
= 0.0485132;
(16-3) = 24.7256 ;
(16-3)= 5.0088.
Thay số vào ta được:
0.0012374
0.00610845
Vậy khi các yếu tố ngẫu nhiên thay đổi thì nhập khẩu trung bình
thay đổi trong khoảng (0.0012374 0.00610845 ).
b)
Ta tìm khoảng tin cậy bên trái
Thay số ta được kết quả
0.00519289
Vậy khi các yếu tố ngẫu nhiên thay đổi thì nh ập kh ẩu trung bình
tăng tối đa là 0.00519289%.
c) Ta tìm khoảng tin cậy bên phải
Thay số ta được kết quả: 0.0013682
.
Vậy khi các yếu tố ngẫu nhiên thay đổi thì nhập khẩu trung bình tăng
tối thiểu là 0.0013682%.
20
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
V. Dự báo và ý nghĩa.
1)Dự báo.
a) Dự báo giá trị trung bình của nhập khẩu.
400000
Forecast: YF
Actual: Y
Forecast sample: 1992 2007
Included observations: 16
350000
300000
Root Mean Squared Error
Mean Absolute Error
Mean Abs. Percent Error
Theil Inequality Coefficient
Bias Proportion
Variance Proportion
Covariance Proportion
250000
200000
150000
100000
50000
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
7244.010
5603.044
3.534735
0.019582
0.003255
0.109621
0.887124
2006
YF
21
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
a) So sánh số liệu thực tế Y và số liệu dự báo YF
obs
Y
1992
81775
1993
83800
1994 102348
1995 135119
1996 150339
1997 144616
1998
93282
1999 119752
2000 160481
2001 141098
2002 152126
2003 178827
2004 224463
2005 261238
2006 309383
2007 356846
YF
77625.21
87657.23
106838.2
136797
151307.2
140302.4
88799.97
119844.8
149527.8
141825
166942.8
190958.5
219604.1
263994.2
304101.7
342754
Nhận xét: qua so sánh số liệu thực tế và số liệu dự báo, ta thấy số liệu
dự báo gần với số liệu thực tế nên ta có thể dung mơ hình này đ ể d ự báo
cho tương lai.
22
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
b) Dự báo mức nhập khẩu đến năm 2010.
Số liệu dự báo tổng thu nhập quốc dân và tỷ giá h ối đoái năm 2008, 2009,
2010 như sau:
năm
X2
200
8
986730
200
100723
9
3
201
120757
0
9
Dùng Eviews dự báo ta có kết quả sau:
500000
X3
1242.3
1021.5
989.7
Forecast: YF
Actual: Y
Forecast sample: 1992 2010
Included observations: 16
400000
300000
Root Mean Squared Error
Mean Absolute Error
Mean Abs. Percent Error
Theil Inequality Coefficient
Bias Proportion
Variance Proportion
Covariance Proportion
200000
100000
7244.010
5603.044
3.534735
0.019582
0.003255
0.109621
0.887124
0
92
94
96
98
00
02
04
06
08
10
YF
Kết luận: Dựa vào đồ thị ta thấy đến năm 2010 sản lượng nhập khẩu
trung bình của Hàn Quốc tăng.
23
By Econometric Group
Bộ môn kinh tế lượng
lượng
Bài báo cáo thực hành kinh tế
2) Ý nghĩa.
Việc xây dựng mơ hình này là để giúp các nhà hoạch đ ịnh chính sách
thương mại xuất nhập khẩu đưa ra những quyết định chính xác nhất
mang lai hiệu quả nhất cho quốc gia. Mặt khác, từ mơ hình trên ta cũng có
thể thấy mức độ ảnh hưởng của nhân tố tổng sản ph ẩm quốc nội, t ỷ giá
hối đối và những nhân tố khác có ảnh hưởng đến nhập khẩucủa Hàn
Quốc.
Tổng sản phẩm quốc nội tác động rất mạnh đến nhập khẩu từ những
chi tiêu chính phủ, chi tiêu hộ đình... Như vậy, chính phủ cần khuy ến
khích người dân tiêu dùng hàng nội để giảm mức độ ảnh h ưởng của tổng
sản phẩm quốc nội đến nhập khẩu. Nhưng, do không thể giảm nhập
khẩu bằng cách giảm tổng sản phẩm quốc nội nên cần chú ý đến việc
điều chỉnh hợp lý tỷ giá hối đối cho phù hợp, nếu cần thi ết có th ể s ử
dụng chính sách bảo hộ mậu dịch...
24
By Econometric Group