ghiên cứu mối quan hệ giữa tổng sản phẩm quốc nội GDP với đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI và tỉ lệ lạm phát của Việt Nam từ năm 1990 đến hết năm 2010

Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng

BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG
Họ và tên các thành viên trong nhóm:

Lớp: CQ 47/ 15.03

1. Vũ Xuân Thành
2. Đỗ Thị Thảo
3. Nguyễn Thị Thanh Nga
4. Nguyễn Thu Hiền

5. Đặng Thị Thu Hiền
I. Vấn đề nghiên cứu
Nghiên cứu mối quan hệ giữa tổng sản phẩm quốc nội GDP với đầu tư trực tiếp nước
ngoài FDI và tỉ lệ lạm phát của Việt Nam từ năm 1990 đến hết năm 2010. Từ đó xây dựng
mơ hình kinh tế lượng để phân tích những tác động, ảnh hưởng của các biến kinh tế với
nhau, cụ thể là tác động của 2 bến giải thích là FDI và LP đến GDP của nước ta trong
giai đoạn 1990-2010.
Các biến kinh tế sử dụng: Mơ hình gồm 3 biến sau:
 GDP: Tổng sản phẩm quốc nội (tỉ USD) (biến phụ thuộc)
 FDI: Đầu tư trực tiếp nước ngồi (tỉ USD) (biến giải thích)
 LP: Tỉ lệ lạm phát (%) (biến giải thích)
II. Thu thập số liệu
Bảng số liệu:
Năm
1990
1991
1992
1993
1994

1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010

GDP
6.47
7.64
9.87
13.18
16.29
20.79
24.69
26.84
27.23
28.7
31.17
32.52

35.09
39.56
45.45
52.93
60.93
71.1
90.27
93.16
101.99

LP
36
81.8
37.7
8.4
9.5
16.9
5.7
3.2
7.7
4.2
0.1
-0.6
3.9
3.1
7.8
8.2
7.6
12.63
22.97

6.88
11.75

FDI
0.2
0.33III.
0.58
1.02
2.04
2.56
2.71
3.12
2.37
2.33
2.4
2.45
2.6
2.65
2.9
3.3
4.1
8.1
11.5
10
11

Ghi chú:

Trang 1

Báo cáo thực hành mơn Kinh tế Lượng

III. Mơ hình kinh tế lượng:
- Mơ hình hồi quy tổng thể:
PRM: GDPi = 1 +  2 LPi+  3 FDIi + Ui
- Mơ hình hồi quy mẫu:






SRM: GDPi = 1 +  2 LPi +  3 FDIi + ei

Cơ sở lý thuyết và thực tế lựa chọn mơ hình:
a. Cơ sở lý thuyết
- - Khái niệm:
 Tổng sản phẩm quốc nội GDP (Gross Domestic Product): là một chỉ tiêu đo
lường tổng giá trị thị trường của tất cả các hàng hóa và dịch vụ cuối cùng
được sản xuất ra trong phạm vi lãnh thổ quốc gia trong một thời kỳ nhất định
(thường là 1 năm). (Giáo trình Kinh tế học vĩ mơ – Học viện Tài chính)
 Đầu tư quốc tế trực tiếp FDI (Foreign Direct Investment): là hoạt động đầu tư dài
hạn, trong đó chủ sở hữu vốn trực tiếp quản lý và điều hành hoạt đống sử
dụng vốn. (Giáo trình Kinh tế quốc tế 2010 - Học viện Tài chính)
 Lạm phát (LP): là hiện tượng kinh tế, trong đó giấy bạc lưu thơng vượt q
nhu cầu cần thiết, làm cho chúng bị mất giá dẫn đến giá cả của hầu hết các
hàng hóa trong lưu thơng khơng ngừng tăng lên. (Giáo trình Lý thuyết tiền tệ - Học
viện tài chính)

- Cơng thức tính:
 Một trong các chỉ số được dùng để nghiên cứu lạm phát đó là Chỉ sổ giảm
phát GDP. Cụ thể, chỉ số này được xác định bằng cách so sánh giữa GDP
theo giá hiện hành và GDP theo giá năm gốc. Chỉ số này cho thấy sự thay đổi
giá của tất cả các mặt hàng tạo nên tổng sản phẩm quốc nội. Nó được sử dụng
để phân tích sự ảnh hưởng của giá cả lên các cân đối vĩ mô của nền kinh tế
quốc dân.
 +Theo phương pháp chi tiêu tính GDP ta có:
GDP = C + I + G + NX
Trong đó:
C: Chi tiêu cho tiêu dùng cá nhân về hàng hóa và dịch vụ
I: Tổng đầu tư tư nhân trong nước
G: Chi tiêu của chính phủ cho hàng hóa và dịch vụ
NX: Xuất khẩu ròng
Trên thực tế, nguồn vốn FDI đầu tư vào Việt Nam chủ yếu vào lĩnh vực kinh tế.
Trong phần lớn trường hợp, cả nhà đầu tư lẫn tài sản mà người đó quản lý ở nước ngồi
là các cơ sở kinh doanh. Trong những trường hợp đó, nhà đầu tư thường hay đựoc gọi
là "công ty mẹ" và các tài sản được gọi là "công ty con" hay "chi nhánh cơng ty". Vì
vậy, một phần đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) sẽ nằm trong tổng đầu tư tư nhân trong
nước (I) và xuất hiện trong mơ hình tính GDP.
b. Cơ sở thực tế
Ngày nay, trong thực tế phát triển của nền kinh tế các nước, FDI và hoạt động
thương mại nói chung cũng như hoạt động tỉ lệ lạm phát nói riêng ngày càng có vai trị to
lớn trong việc thúc đẩy nền kinh tế các nước phát triển.
Trang 2


Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng

Về FDI: Không nằm ngoài quy luật trên, ở Việt Nam, tỷ trọng thương mại trên

GDP chỉ là 15% vào năm 1988 nhưng đã tăng lên 133% vào năm 2005. FDI về cơ bản là
bằng 0 cho đến năm 1988, nhưng đã đạt con số trung bình 1,6 tỷ USD/năm trong thời kỳ
1996-2004. Tỷ trọng đóng góp vào GDP của các doanh nghiệp FDI đã tăng lên hơn gấp
đôi trong giai đoạn 1995- 2004, từ 6,5% lên 15%. Nước ta bắt đầu công cuộc đổi mới vào
năm 1986, Luật đầu tư nước ngoài tại Việt Nam được ban hành vào 29/12/1987 nhằm tạo
ra một nền tảng pháp lí cho việc đầu tư vào Việt Nam của các nhà đầu tư nước ngoài.
Thực tế cho thấy, từ khi nước ta mở cửa hội nhập, vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài trở
thành một nguồn vốn quan trọng đối với nền kinh tế Việt Nam trong cơng cuộc cơng
nghiệp hố, hiện đại hố đất nước. Là 1 thành viên của tổ chức thương mại thế giới WTO
Việt Nam càng có thêm nhiều cơ hội nhận được những nguồn FDI, vấn đề đặt ra là phải sử
dụng chúng sao cho thật hiệu quả, là một nhân tố để nền kinh tế tăng trưởng. Cụ thể vai trò
của FDI trong phát triển kinh tế:
+ Bổ sung cho nguồn vốn trong nước
+ Tiếp thu cơng nghệ và bí quyết quản lý
+ Tham gia mạng lưới sản xuất toàn cầu
+ Tăng số lượng việc làm và đào tạo nhân công
+ Mang lại nguồn thu ngân sách lớn
Về lạm phát: lạm phát là hiện tượng mà bất cứ nền kinh tế nào cũng gặp phải trong
đó có nền kinh tế Việt Nam. Tùy theo mức độ của lạm phát mà sự ảnh hưởng của nó tới
nền kinh tế là khác nhau:
+ Lạm phát vừa phải (lạm phát ở mức 1 con số): nhìn chung loại lạm phát này có ảnh
hưởng tích cực đến sự phát triển kinh tế - xã hội. Các nước tư bản phát triển như Nhật
Bản, Thụy Điển, Thụy Sĩ, Anh, Pháp, Hoa Kì…thường duy trì lạm phát ở mức thấp nhằm
đạt được những mục tiêu kinh tế - xã hội đã dự định.
+ Lạm phát phi mã (lạm phát ở mức hai hoặc ba con số) và siêu lạm phát (gấp nhiều lần
lạm phát phi mã): có ảnh hưởng xấu và rất xấu tới tất cả các lĩnh vực trong nền kinh tế
quốc dân. Việt Nam cũng đã từng trải qua thời kì siêu lạm phát lên tới 774,7% vào năm
1986 khiến cho nền kinh tế trở nên kiệt quệ (riêng các nông sản, so sánh vật giá năm 1986
so với năm 1976 thì tăng 2000%).
Lạm phát và tăng trưởng kinh tế là 2 trong số những mục tiêu hàng đầu về phát triển

kinh tế của hầu hết các quốc gia trên thế giới trong đó có Việt Nam. Một nền kinh tế muốn
trở nên mạnh mẽ cần phải biết kiềm chế lạm phát ở mức vừa phải để biến hiện tượng này
trở thành nhân tố quan trọng thực hiện những mục tiêu kinh tế - xã hội đã dự định.
Như vậy có thể nói, FDI và tỉ lệ lạm phát có tác động ít nhiều đến GDP của Việt
Nam trong những năm qua. Dựa vào những kiến thức đã học của môn học Kinh tế Lượng
và những hiểu biết thực tế, chúng em lựa chọn vấn đề “Sự tác động của FDI và Tỉ lệ lạm
phát tới GDP của Việt Nam” với giai đoạn nghiên cứu 1990-2010 để làm sáng tỏ mức độ
tác động của FDI và Tỉ lệ lạm phát tới GDP của nước ta.

Trang 3


Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng

IV. Ước lượng mơ hình hồi quy
Ước lượng mơ hình hồi quy với các số liệu thu thập được bằng phần mềm Eviews 5.1
ta được kết quả như sau:
Báo cáo 1:
Dependent Variable: GDP
Method: Least Squares
Date: 03/10/11 Time: 00:44
Sample: 1990 2010
Included observations: 21
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LP
FDI
C

-0.145882
7.911298
12.36242

0.104048
0.572767
3.372094

-1.402066
13.81243
3.666096

0.1779
0.0000
0.0018

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat

0.920772
0.911969
8.491925
1298.030
-73.10056
0.673168

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)

39.80333
28.62122
7.247672
7.396889
104.5962
0.000000

Đồ thị phần dư ei thu được từ kết quả hồi quy mơ hình như sau:

20
15
10
5
0
-5
-10

-15
90

92

94

96

98

00

02

04

GDP Residuals

Trang 4

06

08

10


Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng

Như vậy, từ Báo cáo 1 ta có mơ hình hồi quy mẫu như sau:
SRM: GDPi= 12.36242-0.145882*LPi + 7.911298*FDIi + ei
Mơ hình trên cho ta thấy:
^

  1 = 12.36242 cho ta biết, tổng sản phẩm quốc nội trung bình khi tỉ lệ lạm phát và
đầu tư trực tiếp nước ngoài bằng 0 là 12.36242 tỉ USD.
^

  2 = -0.145882 cho ta biết khi tỉ lệ lạm phát tăng 1% trong điều kiện đầu tư trực tiếp
nước ngồi khơng đổi thì tổng sản phẩm quốc nội trung bình giảm 0.145882 tỉ USD.
^

  3 = 7.911298 cho ta biết khi Đầu tư trực tiếp nước ngoài tăng 1 tỉ USD trong điều
kiện tỉ lệ lạm phát khơng đổi thì tổng sản phẩm quốc nội trung bình tăng 7.911298 tỉ
USD.
V. Kiểm định hàm hồi quy
1. Kiểm định sự phù hợp của các hệ số hồi quy:
1.1. Hệ số chặn 1 :
 H 0 : 1  0
 H 1 : 1  0

- Kiểm định cặp giả thuyết: 

^

1  1*

- Tiêu chuẩn kiểm định: T 

^

Se( 1 )

~ T(n-3)

- Miền bác bỏ: W  t :| t | t( n/23) 
- Từ bảng Báo cáo 1 ta có: tqs= 3.666096;
)
 2,101
Với n=21, mức ý nghĩa  =0,05 tra bảng thống kê ta có t0(18,025
(18)
Có |tqs|=3.666096> t0,025  2,101  tqs W  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả
thuyết H1  Với mức ý nghĩa  =0,05 thì hệ số chặn có ý nghĩa.
1.2. Hệ số góc  2 và  3 :
 Kiểm định hệ số góc  2 :
H 0 :  2  0
H 1 :  2  0

- Kiểm định cặp giả thuyết: 

^

- Tiêu chuẩn kiểm định: T 

 2   2*
^

Se(  2 )

~ T(n-3)

- Miền bác bỏ: W  t : t  t 
- Từ bảng Báo cáo 1 ta có tqs= -1.402066;
Với n=21, mức ý nghĩa  =0,05 tra bảng thống kê ta có t0(18,05)  2.878
Có tqs=-1.402066< t0(18,05)  2.878  tqs W  Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0
( n 3)

Vậy chấp nhân giả thuyết H0 hay với mức ý nghĩa  =0,05 thì hệ số góc  2 có ý nghĩa, phù
hợp với lý thuyết kinh tế (khi lạm phát tăng thì GDP có xu hướng giảm).
 Kiểm định hệ số góc  3 :
Trang 5


Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng

H 0 :  3  0
H1 :  3  0

- Kiểm định cặp giả thuyết: 

^

- Tiêu chuẩn kiểm định: T 

 3   3*
^

Se(  3 )

~ T(n-3)

- Miền bác bỏ: W  t : t  t 
- Từ bảng Báo cáo 1 ta có tqs=13.81243;
Với n=18, mức ý nghĩa  =0,05 tra bảng thống kê ta có t0(18,05)  2.878
Có tqs=13.81243>- t0(18,05)  2.878  tqs W  Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0
( n3)

Vậy chấp nhân giả thuyết H0 hay với mức ý nghĩa  =0,05 thì hệ số góc  3 có ý nghĩa, phù
hợp với lý thuyết kinh tế (khi FDI tăng thì thúc đẩy nền kinh tế phát triển làm tăng GDP).
2. Kiểm định sự phù hợp hàm hồi quy:
Để kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy trên, ta tiến hành kiểm định cặp giả thuyết
sau:
o H0 là mơ hình khơng phù hợp
o H1 là mơ hình phù hợp
Hay:

 H 0 : R 2  0

 H1 : R 2  0

- Tiêu chuẩn kiểm định: F 

R 2 * (n  k )
~ F( 2,18)
(1  R 2 ) * (k  1)

- Miền bác bỏ: W  F : F  F( 2,18) 
- Từ bảng Báo cáo 1 ta có: Fqs=104.5962;
2,18)

Với mức ý nghĩa  =0.05 tra bảng thống kê ta có: F0(.05
 3.55
( 2,18)
 Fqs=104.5962> F0.05  3.55  Fqs  W  Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả
thuyết H1.
Vậy với mức ý nghĩa  =0.05 có thể cho rằng mơ hình trên là phù hợp.
3. Kiểm định các khuyết tật của hàm hồi quy:
3.1. Đa cộng tuyến
a. Phương pháp hồi quy phụ
Xét mơ hình hồi quy: GDPi = 1 +  2 LPi +  3 FDIi + Ui
- Hồi quy mơ hình FDI phụ thuộc vào LP để xem mơ hình gốc có hiện tượng đa
cộng tuyến hay khơng theo phương pháp hồi quy phụ. Bằng phần mềm Eviews ta
có bảng báo cáo sau:

Trang 6


Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng

Báo cáo 2:
Dependent Variable: FDI
Method: Least Squares
Date: 03/10/11 Time: 00:45
Sample: 1990 2010
Included observations: 21
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LP
C

-0.036818
4.242001

0.040810
0.936585

-0.902185
4.529221

0.3783
0.0002

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat

0.041079
-0.009391
3.401352

219.8147
-54.45446
0.211751

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)

3.726667
3.385493
5.376616
5.476094
0.813937
0.378254

- Mơ hình hồi quy phụ: FDIi =  1 +  2 LPi + Vi ; thu được R12 .
- Kiểm định cặp giả thuyết sau:
o H0: Mơ hình gốc khơng có đa cộng tuyến
o H1: Mơ hình gốc có đa cộng tuyến
- Tiêu chuẩn kiểm định: F 

R12 * (n  k  1)
~ F(1,19);
(1  R12 ) * (k  2)

- Miền bác bỏ: W = { F : F  F (1,19) }
- Từ bảng Báo cáo 2 ta có: Fqs=0.813937;

Với mức ý nghĩa  =0.05 tra bảng thống kê ta có: F0.05 (1,19)  4.38
 Fqs=0.813937< F0.05 (1,19)  4.38  Fqs  W
 Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, tức là chấp nhận giả thuyết H0, bác bỏ giả thuyết H1
Vậy với mức ý nghĩa  =0.05 thì có thể cho rằng mơ hình gốc khơng có đa cộng tuyến.
b. Độ đo Theil
Xét mơ hình hồi quy: GDPi = 1 +  2 LPi +  3 FDIi + Ui
- Sử dụng phương pháp tính độ đo Theil, ta lần lượt hồi quy các mơ hình sau:
 GDPi = 1   2 LPi  v1i thu được R22
 GDPi =  1   2 FDI i  v2i thu được R23
Sử dụng phần mềm Eviews ta thu được kết quả:

Trang 7


Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng

Báo cáo 3:
Dependent Variable: GDP
Method: Least Squares
Date: 03/10/11 Time: 00:46
Sample: 1990 2010
Included observations: 21
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LP
C

-0.437163
45.92215

0.337749
7.751267

-1.294341
5.924471

0.2111
0.0000

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat

0.081030
0.032663
28.14991
15055.93
-98.83526
0.131760

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)

39.80333
28.62122
9.603358
9.702836
1.675318
0.211059

Báo cáo 4:
Dependent Variable: GDP
Method: Least Squares
Date: 03/10/11 Time: 00:46
Sample: 1990 2010
Included observations: 21
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

FDI
C

8.074061
9.713998

0.574957
2.863485

14.04289
3.392369

0.0000
0.0031

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat

0.912119
0.907494
8.705076
1439.789
-74.18887
0.640311

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)

39.80333
28.62122
7.256082
7.355561
197.2027
0.000000

- Độ đo Theil được ký hiệu là m và được xác định như sau:
k

m  R 2   ( R 2  R2 j )
j 2

Từ bảng Báo cáo 3 và Báo cáo 4 ta có: R22  0.081030 và R23  0.912119 ; R 2  0.920772
 m= 0.920772-[(0.920772-0.081030)+(0.920772-0.912119)
=
0.072377
 m=0.072377< 0.1
 Với độ tin cậy 95% thì mơ hình gốc khơng có đa cộng tuyến.

Trang 8

Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng

3.2. Phương sai sai số thay đổi
Sử dụng kiểm định White để phát hiện khuyết tật này như sau:
Xét mơ hình: GDPi =  1 +  2LPi +  3FDIi + Ui
- Ước lượng mơ hình trên ta thu được phần dư ei  ei2
- Ước lượng mơ hình của kiểm định White:
ei2 =  1 +  2LPi +  3FDIi +  4 LPi 2 +  5 FDI i2 +  6 LPi FDIi + Vi
Sử dụng phần mềm Eviews thực hiện kiểm định White ta thu được kết quả báo cáo sau:
Báo cáo 5:
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic
Obs*R-squared

1.658641
7.476743

Prob. F(5,15)
Prob. Chi-Square(5)

0.205182
0.187529

Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 03/10/11 Time: 00:47
Sample: 1990 2010
Included observations: 21
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
LP
LP^2
LP*FDI
FDI
FDI^2

-112.9557
3.669128
-0.032849
0.801673
79.83395
-7.613929

87.53735
3.923911
0.042647
0.704288
34.88681
2.845923

-1.290372
0.935069
-0.770259
1.138274
2.288370
-2.675381

0.2165
0.3646
0.4531
0.2729
0.0370
0.0173

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat

0.356035
0.141381
75.53440
85581.68
-117.0811
1.884541

Mean dependent var
S.D. dependent var

Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)

61.81096
81.51629
11.72201
12.02044
1.658641
0.205182

- Kiểm định cặp giả thuyết:
o Ho: Phương sai sai số không thay đổi (  2=  3=  4=  5=  6=0)
o H1: Phương sai sai số thay đổi (Tồn tại ít nhất 1 hệ số  j  0 (j= 2,6 ))
- Tiêu chuẩn kiểm định:  2  nR12 ~  2 (m)
- Miền bác bỏ giả thuyết H0: Wα =  2 :  2  2 (m) 
Từ bảng Báo cáo 5 ta có:  qs2  7.476743
Với m=5,   0.05 tra bảng thống kê ta có  02.05 (5)  11.0750
  qs2  7.476743   02.05 (5)  11.0750   qs2  W
 Không đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 vì thế với mức ý nghĩa α = 0.05 ta chấp

nhận giả thuyết H0 cho rằng mơ hình có phương sai sai số không thay đổi và bác bỏ giả
thuyết H1.
Trang 9


Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng

Kết luận mô hình khơng mắc phải khuyết tật phương sai sai số thay đổi với độ tin cậy 95%.

3.3. Tự tương quan
- Xét mơ hình gốc GDPi =  1 +  2LPi +  3FDIi + Ui thu được phần dư et
- Ước lượng mơ hình của kiểm định Breusch- Godfrey có dạng:
et  1   2 LPt   3 FDI t  1et 1   2 et 2  Vt thu được R12 , RSS1
Sử dụng phần mềm Eviews để tiến hành kiểm định BG thu được kết quả sau:
Báo cáo 6:
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic
Obs*R-squared

7.743146
10.32869

Prob. F(2,16)
Prob. Chi-Square(2)

0.004446
0.005717

Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 03/10/11 Time: 00:46
Sample: 1990 2010
Included observations: 21
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LP
FDI
C
RESID(-1)
RESID(-2)

0.017759
0.049727
-0.364105
0.880064
-0.333195

0.081022
0.465347
2.725546
0.242648
0.258598

0.219186
0.106861
-0.133590
3.626916
-1.288469

0.8293
0.9162
0.8954
0.0023
0.2159

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat

0.491842
0.364803
6.420689
659.6039
-65.99244
1.862137

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.000000
8.056147
6.761185

7.009880
3.871573
0.021941

- Kiểm định cặp giả thuyết:
o H0 : mơ hình khơng có tự tương quan
o H1 : mơ hình có tự tương quan

 H 0 : 1   2  0

 H 1 :  j  0, j  1,2

Hay: 

- Tiêu chuẩn kiểm định  2  n  p R12 ~  2 (2)
- Miền bác bỏ: Wα =  2 :  2  2 (2) 
- Từ bảng Báo cáo 6 ta có:  qs2  10.32869
Với mức ý nghĩa   0.05 , p=2 tra bảng thống kê ta có  02.05 (2)  5.9915
  qs2  10.32869   02.05 (2)  5.9915   qs2  W
 Bác bỏ giả thuyết H0,chấp nhận H0 và bác bỏ H1.
Trang 10


Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng

Vậy với độ tin cậy 95% thì mơ hình có tự tương quan.
Do  qs2  10.32869 <3*  02.05 (2)  3 * 5.9915 =17.9745 nên ta không cần khắc phục khuyết tật
này của mơ hình.
3.4. Kiểm định bỏ sót biến
Sử dụng kiểm định Ramsey:

Xuất phát từ mơ hình gốc GDPi =  1 +  2LPi +  3FDIi + Ui
^

- Ước lượng mơ hình này ta thu được R2, Yt
^

^

- Ước lượng mơ hình sau: Yt  1   2 LPt   3 FDI t   4 Yt 2   5 Yt 3  Vt thu được R12 .
Sử dụng phần mềm Eviews tiến hành kiểm định Ramsey thu được kết quả như sau:
Báo cáo 7:
Ramsey RESET Test:
F-statistic
Log likelihood ratio

1.010417
2.497735

Prob. F(2,16)
Prob. Chi-Square(2)

0.386154
0.286829

Test Equation:
Dependent Variable: GDP
Method: Least Squares
Date: 03/10/11 Time: 00:47
Sample: 1990 2010
Included observations: 21

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LP
FDI
C
FITTED^2
FITTED^3

-0.025034
10.34614
3.951439
0.003547
-6.15E-05

0.136075
10.52072
8.090634
0.026191
0.000155

-0.183971
0.983407

0.488397
0.135419
-0.396623

0.8563
0.3400
0.6319
0.8940
0.6969

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat

0.929657
0.912071
8.487015
1152.471
-71.85169
0.765562

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)

39.80333
28.62122
7.319208
7.567904
52.86386
0.000000

- Ta kiểm định cặp giả thuyết sau:
o
o

H0 : mơ hình chỉ định đúng (khơng bỏ sót biến thích hợp).
H1 : mơ hình chỉ định sai (bỏ sót biến thích hợp)


H 0 :  2  3   4  5  0
 H 1 :  j  0, j  2,5


Hay: 

- Tiêu chuẩn kiểm định: F 

R  R n  k ' ~ F  p  1; n  k '
1  R  p  1
2
1

2

2
1

Trang 11


Báo cáo thực hành môn Kinh tế Lượng

- Miền bác bỏ: Wα = F : F  F  p  1; n  k ' 
Từ bảng Báo cáo 7 ta có: Fqs  1.010417 ;
2,16)
Với p=3; n=21; k’=5; mức ý nghĩa   0.05 ta có F0(.05
 3.63
2,16)
 3.63  Fqs  W
 Fqs  1.010417  F0(.05
 Chưa đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, tức là chấp nhận giả thuyết H0, bác bỏ giả

thuyết H1.
Kết luận: Mơ hình gốc chỉ định đúng với độ tin cậy 95%.

3.5. Kiểm định tính phân bố chuẩn của phương sai sai số ngẫu nhiên
- Ta kiểm định cặp giả thuyết sau:
o Ho: U có phân phối chuẩn
o H1: U khơng có phân phối chuẩn
- Dùng tiêu chuẩn Jarque- Bera (JB) để kiểm định cặp giả thuyết trên. Phần mềm
Eviews cho kết quả như sau:
Báo cáo 8:
5

Series: Residuals
Sample 1990 2010
Observations 21

4

3

2

Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis

0.000000
-1.483041
17.23996
-10.82559
8.056147
0.599186
2.656413

Jarque-Bera
Probability

1.359880

0.506647

1

0
-10

-5

0

5

10

15

Từ kết quả báo cáo 8 ta thấy: JB= 1.359880 <  02.05 (2)= 5.9915.
 chưa có cơ sở bác bỏ Ho  Với mức ý nghĩa 5% có thể chấp nhận giả thuyết H0, bác
bỏ giả thuyết H1. Như vậy sai số ngẫu nhiên U có phân phối chuẩn.
VI. Khắc phục khuyết tật của mơ hình
Từ các kiểm định trên, ta thấy mơ hình chỉ mắc phải khuyết tự tương quan. Nhưng Do
  10.32869 <3*  02.05 (2)  3 * 5.9915 =17.9745 nên ta không cần khắc phục khuyết tật này
của mơ hình và có thể coi như mơ hình gốc là khá tốt. Vậy ta sử dụng mơ hình này để
phân tích và đánh giá các biến kinh tế.
Kết luận: Mơ hình được sử dụng là:
SRM: GDPi= 12.36242-0.145882LPi + 7.911298FDIi + ei
2
qs

 --Hết-- 
Trang 12