Bài thực hành kinh tế lượng

Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
BO CO THC HNH KINH T LNG
SINH VIấN: BI TH M
LP : K43/05.01
I. Vn nghiờn cu:
Nghiờn cu mi quan h gia tng cõn i ti khon vóng lai vi cỏn
cõn hng húa v dch v, thu nhp giai on 1988 - 2002.
+C s lý thuyt la chn mụ hỡnh:
Bt ngun t tm quan trng ca mụn hc kinh t lng. Kinh t lng l
mt mụn hc cú phm vi nghiờn cu rng v úng vai trũ to ln trong nn kinh
t mi quc gia. Kinh t lng cung cp cỏc thụng tin cn thit cho vic nghiờn
cu, phõn tớch, d oỏn, d bỏo v ra cỏc quyt nh kinh t.
+Cơ sở thực tế để lựa chọn mô hình:
Việc nghiên cứu mối quan hệ giữa cán cân hàng hóa, dịch vụ và thu nhập
đến tổng cân đối tài khoản vãng lai có ý nghĩa vô cùng to lớn. Từ việc nghiên
cứu đó tạo cơ sở cho việc hoạch định các chính sách kinh tế đợc đúng đắn, phù
hợp. Xuất phát từ vai trò to lớn nên việc hồi qui mô hình này là cần thiết.
* Cỏc bin kinh t s dng l:
Y: Tng cõn i ti khon vóng lai _ bin ph thuc (triu USD)
X
2
: cỏn cõn hng húa_bin gii thớch (triu USD)
X
3
: dch v v thu nhp_bin gii thớch (triu USD)
Bng s liu
n v tớnh: triu USD
nm X2 X3 Y
1988 28 2154 1937
1989 -312 3602 2964
1990 -1633 5176 3122

1991 -110 5456 4880
1992 -1822 8211 5915
1993 -2724 7471 4211
1994 1354 10707 11400
1995 977 14809 14900
1996 2224 11665 12822
1997 1031 18300 18123
1998 14347 5297 18544
1999 11976 4220 15185
2000 12299 2103 13281
2001 14768 2515 16138
2002 18538 1258 18692
SV: Bùi Thị Mỹ Lớp: K43/05.01
1
Ngun s liu: Ban th kớ ASEAN
Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
Lp mụ hỡnh hi qui
Mụ hỡnh hi qui tng th mụ t mi quan h gia bin ph thuc Y v cỏc
bin gii thớch X
2
, X
3
cú dng:
PRM: Y
i
=
1
+
2
X

2i
+
3
X
3i
+ U
i
Trong đó: U
i
là sai số ngẫu nhiên.
Mô hình hồi qui mẫu có dạng:
SRM: Y
i
=
1


+
2


X
2i
+
3


X
3i
+ e

i

II. Ước lợng mô hình hồi qui:
Hồi qui tổng cân đối tài khoản vãng lai theo cán cân hàng hóa và dịch vụ,
thu nhập
Ước lợng mô hình với các số liệu thu thập đợc bằng phần mềm Eviews ta
thu đợc kết quả nh báo cáo 1 (với mức ý nghĩa 5%):
Báo cáo 1:
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 11/19/07 Time: 16:22
Sample: 1988 2002
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X2 0.949746 0.004518 210.1916 0.0000
X3 0.950987 0.006573 144.6870 0.0000
C -210.6875 64.79691 -3.251506 0.0069
R-squared 0.999743 Mean dependent var 10807.60
Adjusted R-squared 0.999701 S.D. dependent var 6280.621
S.E. of regression 108.6902 Akaike info criterion 12.39174
Sum squared resid 141762.7 Schwarz criterion 12.53335
Log likelihood -89.93803 F-statistic 23367.43
Durbin-Watson stat 2.038700 Prob(F-statistic) 0.000000
Nh vậy, từ báo cáo 1 ta có mô hình hồi qui mẫu nh sau:
SRM: Y
i
= -210.6875 + 0.949746 *X
2i
+0.950987 *X
3i

+ e
i
+Ta có kết quả ớc lợng nh sau:
- R
2
=0.999743 cho biết 99.9743% sự thay đổi của Tng cõn i ti
khon vóng lai đợc giải thích bằng sự thay đổi của dch v v thu nhp,cỏn cõn
hng húa.
-
2


,
3


> 0 phù hợp với lý thuyết kinh tế
+ ý nghĩa của các hệ số trong mô hình:
1


= -210.6875 cho biết khi không có cán cân hàng hóa, dịch vụ và thu nhập
thì tổng cân đối tài khoản vãng lai trung bình là -210.6875 triệu USD. Điều này phù
SV: Bùi Thị Mỹ Lớp: K43/05.01
2
Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
hợp với lý thuyết kinh tế bởi vì ngoai cán cân hàng hóa, dịch vụ và thu nhập thì tổng
cân đối tài khoản vãng lai còn chịu ảnh hởng của chuyển tiền đơn phơng.
2

= 0.949746 cho biết nếu cán cân hàng hóa tăng( giảm) 1triệu USD
trong điều kiện dịch vụ và thu nhập không thay đổi thì tổng cân đối tài khoản
vãng lai trung bình sẽ tăng ( giảm) là o.949746 triệu USD.
3


= 0.950987 cho biết khi dich vụ và thu nhập tăng ( giảm ) 1 triệu USD
trong điều kiện cán cân hàng hóa không đổi thì tổng cân đối tài khoản vãng lai
trung bình sẽ tăng( giảm) là o.950987 triệu USD.
2


,
3


Phù hợp với lý thuyết kinh tế vì trong điều kiện các yếu tố khác
không đổi thì cán cân hàng hóa, dịch vụ và thu nhập có mối quan hệ cùng chiều
với tổng cân đối tài khoản vãng lai.
III. Kiểm định các khuyết tật của mô hình
1. Phát hiện mô hình chứa biến không phù hợp
1.1. Kiểm định
2
:
Kiểm định cặp giả thuyết:
H
o
:
2

= 0.
H
1
:
2
0.
Ta sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: T =
)

(
0

2
2


Se

T
(n-3)
.
Miền bác bỏ của bài toán là : W

= {T/ T > T
)3(
2/
n

}
Theo kết quả báo cáo 1(mức ý nghĩa = 0.05), ta có:

T
qs
=210.1956> T
0.025
(12) = 2.16
T
qs
W

=> bác bỏ H
o
, chp nhn H
1
Vậy biến X
2
trong mô hình là phù hợp.
1.2. Kiểm định

3
.
Kiểm định cặp giả thuyết:
H
o
:
3
= 0.
H
1
:
3

0.
Ta sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: T =
)

(
0

3
3


Se

T
(n-3)
.
Miền bác bỏ: W

= {T/ T

> T
)3(
2/
n

}
Theo kết quả báo cáo 1(mức ý nghĩa = 0.05), ta có:
T
qs
=144.6870> T

)12(
025.0
= 2.16
=> T
qs
W

Vậy bác bỏ H
o
,chấp nhận H
1

Nh vậy, biến X
3
có ý nghĩa trong mô hình.
2. Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi qui
Kiểm định cặp giả thuyết: H
o
:
2
=
3
= 0
SV: Bùi Thị Mỹ Lớp: K43/05.01
3
Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
H
1
:
J

0 (với j = 2,3)
Chọn tiêu chuẩn kiểm định: F =
)/()1(
)1/(
2
2
knR
kR


F (k-1, n-k)
Miền bác bỏ: W


= {F/ F>F

(k-1, n-k)}
Với mức ý nghĩa = 0.05 và theo kết quả báo cáo 1, ta có:
F
qs
= 23367.43> F
0,05
(2,12) =3,8 bác bỏ H
0
, chấp nhận H
1
Nh vậy, mô hình là phù hợp và sự thay đổi của cỏn cõn hng húa, dch v v
thu nhp có tác động đến sự thay đổi của Tng cõn i ti khon vóng lai.
3.Phát hiện hiện tợng mô hình thiếu biến thích hợp:
Để phát hiện mô hình có bỏ sót biến thích hợp hay không ta sử dụng kiểm

định Ramsay, thu đợc kết quả nh báo cáo 5:
Báo cáo 5
Ramsey RESET Test:
F-statistic 0.618799 Probability 0.557998
Log likelihood ratio 1.750201 Probability 0.416820
Test Equation:
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 11/19/07 Time: 16:49
Sample: 1988 2002
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X2 0.953225 0.085242 11.18259 0.0000
X3 0.955829 0.084010 11.37754 0.0000
C -196.2641 231.1339 -0.849136 0.4157
FITTED^2 -2.06E-06 9.21E-06 -0.223508 0.8276
FITTED^3 1.04E-10 2.77E-10 0.376280 0.7146
R-squared 0.999772 Mean dependent var 10807.60
Adjusted R-squared 0.999680 S.D. dependent var 6280.621
S.E. of regression 112.3167 Akaike info criterion 12.54172
Sum squared resid 126150.4 Schwarz criterion 12.77774
Log likelihood -89.06293 F-statistic 10941.72
Durbin-Watson stat 2.105313 Prob(F-statistic) 0.000000
Kiểm định cặp giả thuyết:
Ho: Mô hình chỉ định đúng.
H1: Mô hình chỉ định sai.
Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: F =
)/()1(
)1/()(
2

2
2
1
2
2
knR
pRR


Miền bác bỏ của bài toán: W

={F/ F>F

(p-1,n-k)}
Theo báo cáo trên ta có:
SV: Bùi Thị Mỹ Lớp: K43/05.01
4
Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
F
qs
= 0.618799< F
0.05
(2,10) = 4.1
=>F
qs


W

=> cha đủ cơ sở bác bỏ H

o
. Vậy với mức ý nghĩa =0.05 thì
mô hình đã cho đợc chỉ định đúng.
4. Phát hiện hiện tợng đa cộng tuyến
Ta xét mô hình hồi qui : Y
i
=
1


+
2

*X
2i
+
3

*X
3i
+ U
i
với n=15, =0.05
Sử dụng phơng pháp hồi qui phụ để phát hiện đa cộng tuyến trong mô hình
ban đầu.
Hồi qui X
2
theo X
3
với mô hình hồi qui:

X
2i
=
1
+
2
X
3i
+ V
i
Sử dụng phần mềm Eviews, thu đợc kết quả sau:
Báo cáo 2
Dependent Variable: X2
Method: Least Squares
Date: 11/19/07 Time: 16:38
Sample: 1988 2002
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X3 -0.693902 0.354580 -1.956967 0.0722
C 9491.600 2981.448 3.183554 0.0072
R-squared 0.227557 Mean dependent var 4729.400
Adjusted R-squared 0.168138 S.D. dependent var 7314.775
S.E. of regression 6671.547 Akaike info criterion 20.57266
Sum squared resid 5.79E+08 Schwarz criterion 20.66706
Log likelihood -152.2949 F-statistic 3.829719
Durbin-Watson stat 0.189302 Prob(F-statistic) 0.072177
Kiểm định cặp giả thuyết:
H
o
: Mô hình đã cho không có đa cộng tuyến.

H
1
: Mô hình đã cho có đa cộng tuyến.
Để kiểm định cặp giả thuyết trên ta dùng tiêu chuẩn kiểm định F_Kiểm
định sự phù hợp của hàm hồi qui.
F =
( )
)1/()1(
)2/
2
2
+

knR
kR
j
j
~ F(k - 2, n - k + 1)
Miền bác bỏ: W

= {F
j
/F
j
>F


(k-2, n-k+1)}
Theo kết quả ở báo cáo 2( với mức ý nghĩa

0.05) ta có:
F
qs
= 3.829719< F
0,05
(1,13) = 4.67
=> Nh vậy cha đủ cơ sở để bác bỏ Ho. Mô hình đã cho không có hiện tợng
đa cộng tuyến.
5. Phát hiện hiện tợng phơng sai sai số thay đổi:
Để phát hiện tợng phơng sai sai số thay đổi ta dùng kiểm định White.
SV: Bùi Thị Mỹ Lớp: K43/05.01
5
Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
Hồi quy mô hình sau;
e
i
2
=
1

+
2

*X
2i
+
3

*X
3i

+
4

* X
2i

*
X
3i
+
5

* X
2i

2
+

6

*
X
3i
2
+ V
i
Sử dụng phần mềm Eviews thu đợc kết quả nh ở báo cáo 3:
Báo cáo 3
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 1.219307 Probability 0.374169

Obs*R-squared 6.057550 Probability 0.300659
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 11/19/07 Time: 16:38
Sample: 1988 2002
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -8859.187 12724.63 -0.696223 0.5039
X2 6.680599 2.907005 2.298104 0.0471
X2^2 -0.000294 0.000142 -2.075792 0.0677
X2*X3 -0.000552 0.000308 -1.792371 0.1067
X3 4.373927 2.972872 1.471280 0.1753
X3^2 -0.000186 0.000140 -1.332512 0.2154
R-squared 0.403837 Mean dependent var 9450.849
Adjusted R-squared 0.072635 S.D. dependent var 10907.02
S.E. of regression 10503.44 Akaike info criterion 21.64597
Sum squared resid 9.93E+08 Schwarz criterion 21.92919
Log likelihood -156.3448 F-statistic 1.219307
Durbin-Watson stat 3.047431 Prob(F-statistic) 0.374169
SV: Bùi Thị Mỹ Lớp: K43/05.01
6
Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
Kiểm định cặp giả thuyết:
H
o
: phơng sai sai số không thay đổi.
H
1
: Phơng sai sai số thay đổi.

Để kiểm định cặp giả thuyết trên ta sử dụng tiêu chuẩn kiểm định
2

2
= nR
2


2(m)
, trong đó m là số biến giải thích trong mô hình
Miền bác bỏ: W

= {
2
/
2
>

2(m)
}
Theo báo cáo 3( mức ý nghĩa = 0.05), ta có:

2
qs
= 6.05755<
)5(2
05.0
= 11.0705
=>
2

qs


W

=> Cha đủ cơ sở để bác bỏ H
o
. Vậy với mức ý nghĩa 5% mô hình đã cho không
có hiện tợng phơng sai sai số thay đổi.
6. Phát hiện tự tơng quan
Sử dụng kiểm định Breusch Godfrey( BG) để phát hiện tự tơng quan
bậc1.
Hồi qui mô hình: Y
i
=
1


+
2

*X
2i
+
3

*X
3i
+ U
i

vi n = 15, =0,05 thu
đợc ei và hồi qui mô hình sau: : e
t
=
1
+
2
X
2
+
3
X
3
+
1
e
t-1
+ V
i
Sử dụng phần mềm Eviews, hồi qui mô hình trên thu đợc kết quả nh ở báo
cáo 4:
Báo cáo 4
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.074549 Probability 0.789883
Obs*R-squared 0.100974 Probability 0.750664
Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 11/19/07 Time: 16:45
Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X2 -0.000516 0.005069 -0.101802 0.9207
X3 -0.000346 0.006958 -0.049696 0.9613
C 4.200979 69.18261 0.060723 0.9527
RESID(-1) -0.091947 0.336759 -0.273037 0.7899
R-squared 0.006732 Mean dependent var 6.40E-13
Adjusted R-squared -0.264160 S.D. dependent var 100.6276
S.E. of regression 113.1405 Akaike info criterion 12.51832
Sum squared resid 140808.4 Schwarz criterion 12.70713
Log likelihood -89.88737 F-statistic 0.024850
Durbin-Watson stat 2.026574 Prob(F-statistic) 0.994388
Kiểm định cặp giả thuyết sau:
H
o
: Mô hình không có tự tơng quan.
SV: Bùi Thị Mỹ Lớp: K43/05.01
7
Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
H
1
: Mô hình có t tơng quan.
Để kiểm định cặp giả thuyết trên ta sử dụng tiêu chuẩn kiểm định
2

2
=(n-p) R
2

2
(p).

Miền bác bỏ: : W

= {
2
/
2
>
2
(p)}.
Theo kết quả của báo cáo trên( mức ý nghĩa =0.05), ta có:

2
qs
= 0.100974<
0.05
2
(1) = 5.99147

2

W

=> không đủ cơ sở bác bỏ H
o
Nh vậy, mô hình không có tự tơng quan bậc 1.
7. Kiểm định tính phân bố chuẩn của phơng sai sai số ngẫu nhiên
Kiểm định cặp giả thuyết:
H
o
: U có phân phối chuẩn.

H
1
: U không có phẩn phối chuẩn.
Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định Jarque - Berra để kiểm định cặp giả thuyết
trên. Phần mềm Eviews cho kết quả nh sau:
0
1
2
3
4
5
-200 -150 -100 -50 0 50 100 150
Series: Residuals
Sample 1988 2002
Observations 15
Mean 6.40e-13
Median 8.362944
Maximum 142.5177
Minimum -189.1665
Std. Dev. 100.6276
Skewness -0.514048
Kurtosis 2.243105
Jarque-Bera 1.018669
Probability 0.600895
Từ kết quả báo cáo trên ta thấy:
JB = 1.018669<
0.05
2
(2) = 5.99147 (mức ý nghĩa = 0.05)
cha có cơ sở bác bỏ H

o
Nh vậy, sai số ngẫu nhiên U có phân phối chuẩn.
SV: Bùi Thị Mỹ Lớp: K43/05.01
8
Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
IV. Khắc phục khuyết tật của mô hình
Ta thấy mô hình đã cho không bị khuyết tật nào vì vậy ta không cần khắc
phục khuyết tật cho mô hình hồi quy.
V. Phân tích và kết luận về tính quy luật trong sự thay đổi các giá trị của
tổng cân đối tài khoản vãng lai do ảnh hởng của cán cân hàng hóa, dịch vụ
và thu nhập trong mô hình.
Va. Phân tích mô hình:
* Khi cán cân hàng hóa thay đổi 1 triệu USD trong điều kiện dịch vụ và thu
nhập không thay đổi thì tổng cân đối tài khoản vãng lai thay đổi 0.949746 triệu
USD. Khi cán cân hàng hóa tăng thì tổng cân đối tài khoản vãng lai cũng tăng.
Tổng cân đối tài khoản vãng lai và cán cân hàng hóa tác động cùng chiều với nhau.
* Khi dịch vụ và thu nhập thay đổi 1 triệu USD trong điều kiện cán cân
hànghóa không thay đổi thì tổng cân đối tài khoản vãng lai thay đổi là
0.950987triệu USD. Khi dịch vụ và thu nhập tăng thì tổng cân đối tài khoản tài
khoảnvãng lai cũng tăng. Nh vây, tổng cân đối tài khoản vãng lai và dịch vụ,thu
nhập tác động cùng chiều với nhau.
1. Khi 1 biến độc lập thay đổi thì biến phụ thuộc thay đổi nh thế nào?
Khoảng tin cậy 2 phía đối với
j


j
- Se(

j
)*

t
0,025
(n-3)



j






j
+ Se(


j
)*

t
0,025
(n-3)
Với n = 15, = 0.05 theo báo cáo 1 ta thu đợc:
2

= 0.949746, Se(
2


) =0.004518

3


= 0.950987, Se(
3


) =0.006573
*Với
2


:
-Se(


2
) t
)12(
025.0



2

2
+Se(


2
) t
)12(
025.0
0.949746-0.004518*2.179


2

0.949746+0.004518*2.179
=> 0.939901



2

0.959591
Nh vậy với mức ý nghĩa = 0.05 thì khi cán cân hàng hóa tăng 1 triệu
USD thì tổng cân đối tài khoản vãng lai sẽ tăng trong khoảng từ 0.939901 đến
0.959591 triệu USD.
* Với
3
:

3
-Se(


3
) *t
)12(
025.0



3




3
+Se(


3
)* t
)12(
025.0

0.950987-0.006573*2.179

3


0.950987-0.006573*2.179
=>0.936664



3


0.96531
SV: Bùi Thị Mỹ Lớp: K43/05.01
9
Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
Nh vậy, khi dịch vụ và thu nhập tăng 1 triệu USD thì tổng cân đối tài
khoản vãng lai tăng trong khoảng từ o.936664 triệu USD đến 0.96531 triệu USD.
2. Nếu giá trị của biến độc lập tăng thêm 1 đơn vị( hoặc %) thì biến phụ thuộc
thay đổi tối đa, tối thiểu bao nhiêu?
Khoảng tin cậy 2 phía đối với
j
:


j
- Se(


j

)*

t
0,025
(n-3)



j






j
+ Se(


j
)*

t
0,025
(n-3)
Với n = 15, = 0.05 theo báo cáo 1 ta thu đợc:
2


= 0.949746, Se(

2


) =0.004518

3


= 0.950987, Se(
3


) =0.006573
+ Khoảng tin cậy bên trái của hệ số
j
:
j






j
+ Se(


j
)*

t
0,05
(n-3)
* Với
2

:

2



2
+Se(


2
)*t
)12(
05.0
=>

2


0.949746+0.004518*1.782
=>

2

0.957797
* Với
3

:

3




3
+Se(


3
) t
)12(
05.0

=>

3
0.9

2
50987+0.006573*1.782
=>

3


0.962700
+Khoảng tin cậy bên phải của
j

:
j







j
- Se(


j
)*

t
0,05
(n-3)
* Với
2

:

2





2
-Se(


2
)t
)12(
05.0
)
=>

2

0.949746-0.004518*1.782
=>

2

0.941695
* Với
3

:

3




3
- Se(


3
) t
)12(
05.0
=>

3
0.950987-0.006573*1.782
=>

3

0.939274
SV: Bùi Thị Mỹ Lớp: K43/05.01
10
Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
Vậy với mức ý nghĩa = 0.05 thì khi cán cân hàng hóa tăng thêm 1 triệu
USD thì tổng cân đối tài khoản vãng lai tăng tối đa là 0.957797 triệu USD và
tăng tối thiểu là 0.941695 triệu USD.
Với mức ý nghĩa = 0.05 thì khi dich vụ và thu nhập tăng 1 triệu USD thì

tổng cân đối tài khoản vãng lai tăng tối đa là 0.962700 và tăng tối thiểu là
o.939274 triệu USD.
3. Sự biến động giá trị của biến phụ thuộc đo bằng phơng sai do các yếu tố
ngâu nhiên gây ra là bao nhiêu?
Với mức ý nghĩa 5% cho trớc khoảng tin cậy của
2
đợc xác định nh sau:

)12(2
025.0
2
)3(


n



2


)12(2
975.0
2
)3(


n

=>

3367.23
12*)6902.108(
2

2


40379.4
12)6902.108(
2
6074.668437

2


32191.07063
Vậy sự biến động của tổng cân đối tài khoản vãng lai đo bằng phơng sai
do cán cân hàng hóa và dich vụ,thu nhập gây ra trong khoảng từ 6074.668437
đến 32191.07063.
Vb. Đánh giá mô hình:
Mô hình trên đã cho thấy cán cân hàng hóa, dịch vụ và thu nhập có ảnh h-
ởng đến tổng cân đối tài khoản vãng lai của singgapore. Mô hình trên đợc đánh
giá là tốt và về cơ bản đã phân tích đợc tác động của 2 nhân tố này đến tổng cân
đối tài khoản vãng lai.
SV: Bùi Thị Mỹ Lớp: K43/05.01
11