ẢNH HƯỞNG CỦA XUẤT KHẨU VÀ vốn đầu tư TRỰC TIẾP nước NGOÀI đến NHẬP KHẨU CỦA VIỆT NAM QUA CÁC năm

Báo cáo thực hành
Number one
Họ tên các thành viên trong nhóm:

Nhóm sinh viên thực hiện:
1.Phạm Trần Phương Thảo
2. Nguyễn Như Quỳnh
3.Bùi Quang Mạnh
4.Trần Minh Long
5. Phan Công Lực
6. Đặng Thanh Tâm

CQ48/01.01
CQ48/01.01
CQ48/01.01
CQ48/01.01
CQ48/01.01
CQ48/01.01

Nhiệm vụ của từng thành viên trong nhóm:
1. Phạm Trần Phương Thảo:
• Tiếp nhận yêu cầu từ giáo viên, phân công các nhiệm vụ tới từng thành
viên trong nhóm.
• Làm phần kiểm định đa cộng tuyến, tự tương quan của mô hình hồi quy
• Tổng hợp bài báo cáo thực hành kinh tế lượng
2. Nguyễn Như Quỳnh:
• Tìm kiếm số liệu.
• Làm phần kiểm định phương sai sai số thay đổi, tự tương quan.
3. Bùi Quang Mạnh:
• Tìm kiếm số liệu.
• Làm phần kiểm định các biến bỏ sót, tính phân bổ chuẩn của mô hình

hồi quy.
4. Trần Minh Long:
• Tìm kiếm số liệu.
• Làm phần kiểm định sự phù hợp và phát hiện biến không phù hợp của
mô hình hồi quy.
5. Phan Công Lực:
• Tìm kiếm số liệu.
• Làm phần lập và ước lượng mô hình hồi quy.
6. Đặng Thanh Tâm:
• Tìm kiếm số liệu.
• Làm phần mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc của mô
hình hồi quy.
Các thành viên tham gia đầy đủ 100%.

1


Bỏo cỏo thc hnh
Number one

ANH HNG CUA XUT KHU VA VễN U T
TRC TIấP NC NGOAI ấN NHP KHU CUA VIấT
NAM QUA CAC NM
I, PHN M U:
Không một quốc gia nào là một hòn đảo đơn độc. Tất cả các nớc đều tham gia vào
nền kinh tê thế giới và liên hệ với nhau thông qua hoạt động thơng mại và tài
chính, thông thơng hàng hoá trở nên tối cần thiết. Việc nghiên cứu mối quan hệ
xuất khẩu và vốn đầu t trực tiếp nớc ngoài tới nhập khẩu có ý nghĩa quan trọng tới
việc hoạch định chính sách kinh tế của chính phủ. Trong những năm gần đây nền
kinh tế Việt Nam luôn phát triển khởi sắc với tốc độ tăng trởng kinh tế cao do đó

mà lợng vốn đầu t trực tiếp nớc ngoài thu hút đợc ngày một tăng. Cùng với đó tổng
kim ngạch xuất nhập khẩu ca Việt Nam có những thay đổi tích cực. Giữa xuất
khẩu, nhập khẩu và vốn đầu t nớc ngoài có những ảnh hởng rõ rệt.
K t khi thc hin chớnh sỏch i mi, m ca nn kinh t v hi nhp quc t,
nn kinh t Vit Nam ó cú nhng thay i rừ nột v mi mt vi tc tng
trng cao, nnh. V u t, sau khi Lut u t nc ngoi ti Vit Nam cú
hiu lc ngy 01/01/1988 cho ti cui nm 2009, ó cú 89 quc gia v vựng lónh
th u t gn 11.000 d ỏn ti Vit Nam, u t vo cỏc lnh vc khỏc nhau ca
nn kinh t, trung bỡnh mi nm nh nc cp phộp cho khong 400 d ỏn u t
trc tip nc ngoi. Nhng nm gn õy, tr giỏ vn FDI thu hỳt c ó vt
ngng 10 t USD. So vi nhiu quc gia, nhng con s trờn õy cha hn n
tng nhng i vi Vit Nam, iu ny mang ý ngha vụ cựng quan trng. ú l
ngun vn b sung rt cn thit tin hnh cụng nghip húa, hin i húa t
nc; gúp phn phỏt trin ngun nhõn lc, to vic lm; gúp phn tớch cc chuyn
dch c cu kinh t t nc, tng ngun thu cho ngõn sỏch nh nc, c bit, u
t trc tip nc ngoi cú kh nng nh hng ln n hot ng xut nhp khu
ca Vit Nam. Bờn cnh nhng tỏc ng tớch cc cn phỏt huy, cng cú nhng tỏc
ng tiờu cc cn hn ch. Ngc li, hot ng xut nhp khu nc ta cng cú
kh nng tỏc ng tr li n dũng u t trc tip nc ngoi vo Vit Nam.
Cng ging nh u t trc tip nc ngoi, hot ng xut nhp khu cng cú vai
trũ ht sc quan trng i vi nn kinh t, nh kh nng thỳc y tng trng v l
c s ỏnh giỏ mc phỏt trin ca mt nn kinh t. Vn t ra l chỳng ta
phi tin hnh nghiờn cu v ỏnh giỏ mt cỏch chớnh xỏc v rừ rng mi quan h
v kh nng tng tỏc ln nhau gia u t trc tip nc ngoi v hot ng xut
nhp khu Vit Nam, t ú a ra nhng gii phỏp nhm khuyn khớch nhng
2


Bỏo cỏo thc hnh
Number one

tỏc ng tớch cc v hn ch cỏc tỏc ng tiờu cc gia chỳng, phỏt huy ti a vai
trũ ca FDI cng nh hot ng xut nhp khu i vi phỏt trin kinh t Vit
Nam.
Vỡ vy, xem xột xut khu v vn u t nc ngoi cú tỏc ng nh th
no ti nhp khu, sau õy ta nghiờn cu vn ny bng vic hi quy nhp khu
v vn u t trc tip nc ngoi.

II. VN NGHIấN CU:
1, Muc ich nghiờn cu:
Xây dựng mô hình kinh tế lợng về mối quan hệ giữa nhập khẩu, xuất khẩu và
đầu t trực tiếp nớc ngoài (vốn pháp định) của Việt Nam(đơn vị triu USD). Qua
đó đa ra các chính sách quản lý có hiệu quả nhằm kiểm soát nền kinh tế nhằm kích
thích đầu t, thúc đẩy tăng trởng bền vững.
2, Bang sụ liờu:
( n v: triu USD )
Nm
Y
X2
1993
3924
2985
1994
5826
4054
1995
8359
5621
1996
11285 7463
1997

11875 9484
1998
11310 9307
1999
11743 11542
2000
15637 14483
2001
16218 15029
2002
19746 16706
2003
25261 20150
2004
31969 26485
2005
36761 32447
2006
44891 39826
2007
62765 48561
2008
80714 62685
2009
69949 57196
2010
95826 67994
Trong ú:
+ Y : Nhp khu
+ X2 : Xut khu

X3
2900
3765.6
6530.8
8497.3
4649.1
3897
1568
2012.4
2535.5
1557.7
1512
2084
5300
10200
20300
64010
21480
18595

3


Báo cáo thực hành
Number one
+ X3 : Đầu tư trực tiếp nước ngoài
( vốn pháp định)

Nguồn số liệu : www.adb.org

( Ngân Hàng Châu Á)

III, LẬP VÀ ƯỚC LƯỢNG MÔ HÌNH HỒI QUI
1.Xây dựng mô hình của mẫu số liệu thu thập được:theo mẫu số liệu đã có
(Bảng 1)
- Xét hàm hồi quy tổng thể:
(PRF): E(Log(Y)/Log(X2),Log( X3)) = β1 + β2Log(X2)+ β3Log(X3)
Trong ®ã:
Y: biÕn phô thuéc
X2, X3: lµ c¸c biÕn gi¶i thÝch
- M« h×nh håi quy tæng thÓ:
(PRM):

Log(Yi)= β1 + β2Log(X2) + β3log(X3) + Ui

Với Ui: Là biến ngẫu nhiên.
-Hµm håi quy mÉu:
(SRF):

Log( Yˆi = βˆ1 + βˆ 2 X 2 + βˆ3 X 3
Trong đó: βˆ1 , βˆ 2 , βˆ3 : là ước lượng điểm của β1,β2,β3
4


Báo cáo thực hành
Number one
7. Ước lượng mô hình hồi quy:
Ước lượng mô hình trên bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất với các số
liệu đã cho thông qua phần mềm Eview ta thu được kết quả như sau:
Báo cáo 1:

Dependent Variable: LOG(Y)
Method: Least Squares
Date: 05/21/12 Time: 23:11
Sample: 1993 2010
Included observations: 18
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LOG(X2)
LOG(X3)
C

0.916843
0.083788
0.308989

0.026387
0.023340
0.218995

34.74608
3.589835
1.410940

0.0000
0.0027
0.1787

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

0.992619
0.991634
0.085220
0.108937
20.42535
1.134125

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

9.963403
0.931734
-1.936150
-1.787755

1008.563
0.000000

Với mức ý nghĩa α= 0.05, từ bảng báo cáo 1 ta thu được mô hình hồi quy mẫu
như sau:
(SRF): Log(Y) = 0.308989 + 0.916843*Log(X2)+ 0.083788*Log(X3) + ei (1)
Bảng đồ thị phần dư:
obs
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002

Actual
8.27487
8.67009
9.03109
9.33123
9.38219
9.33344
9.37101
9.65740
9.69388
9.89071

Fitted
8.31297
8.61550
8.96127
9.24320
9.41239
9.38033
9.50138
9.73039
9.78368
9.83985

Residual
-0.03810
0.05458
0.06983
0.08803
-0.03020
-0.04689
-0.13036
-0.07300
-0.08980
0.05086

|
|
|
|
|

|
|*
|
|
|

Residual Plot
. * |
.
.
| * .
.
| *.
.
|
*
. * |
.
. * |
.
.
|
.
.* |
.
*
|
.
.
| * .

|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
5


Bỏo cỏo thc hnh
Number one
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010

10.1370
10.3725
10.5122
10.7120
11.0472

11.2987
11.1555
11.4703

10.0092
10.2867
10.5511
10.7938
11.0333
11.3636
11.1881
11.3345

0.12781
0.08579
-0.03889
-0.08182
0.01387
-0.06491
-0.03255
0.13575

Trong đó: Actual : giá trị thực của Y
Fitted
Residual: giá trị của phần d

|
|
|
|

|
|
|
|

.
|
.
|
. * |
.*
|
.
|*
.* |
. * |
.
|

. *|
* |
. |
. |
. |
. |
. |
. *|

: giá trị của Yi

IV, KIM NH CC KHUYT TT CA Mễ HèNH
1. Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy:
Xét cặp giả thuyết:
H0 : R = 0 ( mụ hỡnh hi quy khụng phự hp)
H1 : R2> 0 (mụ hỡnh hi quy phự hp)
Mc y nghia = 0.05
Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định:
R2

( k 1)

F= (1 R 2 )

~ F(k-1,n-k)

(n k )

Ta có:
Fqs = 1008.563
F 0.05(2,15) = 3.68
Miền bác bỏ:
W ={ Fqs : Fqs> F0.05(k-1,n-k)}
Theo báo cáo ta có : Fqs> F 0.05(2,15) Fqs W
Vậy bác bỏ H0, chấp nhận H1
Kết luận: Vi mc ý ngha = 0.05 mô hình hồi quy phù hợp.
6


Bỏo cỏo thc hnh
Number one

2. Kiờm inh a cụng tuyờn:
2.1. S dung phng phap hụi quy phu:

Bao cao 2:
Dependent Variable: LOG(X2)
Method: Least Squares
Date: 05/22/12 Time: 00:15
Sample: 1993 2010
Included observations: 18
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LOG(X3)
C

0.503975
5.421083

0.181731
1.571056

2.773195
3.450597

0.0136
0.0033

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

0.324627
0.282416
0.807407
10.43049
-20.63015
0.142688

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

9.745845
0.953138
2.514461
2.613391
7.690610

0.013571

Xét cặp giả thuyết:
H0 : Mô hình không có đa cộng tuyến
H1 : Mô hình có đa cộng tuyến
Mc y nghia = 0.05
Tiêu chuẩn kiểm định:
R2

( k 2)

F= (1 R 2)

~ F(k-2,n-k+1)

(n k + 1)

Miền bác bỏ :

W ={Fqs : Fqs>F (k-2,n-k+1)}

Ta có

F0.05(1,16) = 4.49 va Fqs = 7.690610

:

Nhận thấy :

Fqs> F0.05(1,16) Fqs W

Vậy bác bỏ H0, chấp nhận H1
7


Báo cáo thực hành
Number one
KÕt luËn : Với mức ý nghĩa α= 0.05m« h×nh cã hiÖn tîng ®a céng tuyÕn.
2.2. Sử dụng phương pháp độ đo Theil :

Hồi quy mô hình: Yi = α1 + α2X2i + Vi.
Ta thu được kết quả:
Báo cáo 3:
Dependent Variable: LOG(Y)
Method: Least Squares
Date: 05/22/12 Time: 00:30
Sample: 1993 2010
Included observations: 18
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LOG(X3)
C

0.545853
5.279269

0.167650
1.449332

3.255902
3.642553

0.0050
0.0022

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

0.398517
0.360924
0.744849
8.876810
-19.17853
0.169638

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion

Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)

9.963403
0.931734
2.353170
2.452100
10.60090
0.004959

→R2-2= 0.398517

Báo cáo 4:
Dependent Variable: LOG(Y)
Method: Least Squares
Date: 05/22/12 Time: 00:34
Sample: 1993 2010
Included observations: 18
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LOG(X2)

C

0.970813
0.502009

0.028629
0.280268

33.91052
1.791176

0.0000
0.0922

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

0.986277
0.985419
0.112508
0.202527
14.84439

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion

F-statistic

9.963403
0.931734
-1.427154
-1.328224
1149.924

8


Báo cáo thực hành
Number one
Durbin-Watson stat

0.700564

Prob(F-statistic)

0.000000

→ R2 -3= 0.9862770

• Tính độ đo Theil :
m = R2-[ (R2-R2-2)+( R2- R2 -3)]
= 0.992619 – [ (0.992619 - 0.398517)+(0.992619-0.986277)]
= 0.392175
Kết luận: Với mức ý nghĩa α= 0.05Mô hình đã cho có đa cộng tuyến thấp.
3. Kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định White:
Ước lượng mô hình ban đầu thu được ei

Ta ước lượng mô hình của kiểm định White sau:
ei2 =α1 + α2.Log(X2)+ α3.Log2(X2)+ α4.Log(X2).Log(X3) +α5.Log(X3) + α6.Log2(X3)+ Vi

Từ E-views ta có bảng kết quả :
Báo cáo 5 :
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic
Obs*R-squared

0.647521
3.824544

Prob. F(5,12)
Prob. Chi-Square(5)

0.668883
0.574944

Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 05/22/12 Time: 00:46
Sample: 1993 2010
Included observations: 18
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
LOG(X2)
(LOG(X2))^2
(LOG(X2))*(LOG(X3))
LOG(X3)

0.115853
-0.020486
0.002424
-0.002732
-0.003599

0.251675
0.045587
0.003547
0.005206
0.031449

0.460328
-0.449387
0.683409
-0.524746
-0.114423

0.6535
0.6612

0.5073
0.6093
0.9108

9


Bỏo cỏo thc hnh
Number one
(LOG(X3))^2

0.001584

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

0.212475
-0.115661
0.006045
0.000438
70.06299
2.257190

0.002208

0.717224

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

0.4870
0.006052
0.005723
-7.118110
-6.821319
0.647521
0.668883

Kiểm định giả thuyết thông kê:
H0: Phơng sai sai số không thay đổi
H1: Phơng sai sai số thay đổi
Mc y nghia = 0.05
Tiêu chuẩn kiểm định:

2 =

nR1 ~ X (m)

Vi m l s bin gii thớch trong mụ hỡnh White v m=5.
Miền bác bỏ:

W = { :

>2(5)0.05 }

Ta có:

qs2 = 3.824544 va
Nhận thấy

qs2 <

2(5)

= 11.0705

0.05

qs W

2(5)
0.05

2

Vậy cha có cơ sở bác bỏ H0 nên chấp nhận H0.
Kết luận : Vi mc ý ngha = 0.05 mô hình không có hiện tợng phơng sai sai
số thay đổi.
4. Kiờm inh t tng quan:
a. Kim nh Durbin- Watson:

T bỏo cỏo 1 ta cú dqs = 1.134125 . Vi = 0.05, k=2 ta cú:

dU= 1.535; dL= 1.046
4-dU= 2.465 ; 4-dL=2.954

10


Báo cáo thực hành
Number one
Lập bảng Durbin- Watson:
Tự tương quan Không có kết Không có tự
(+)
luận
tương quan
0
1.046
1.535

Không có kết Tự tương quan
luận
(-)
2.465
2.954
4

=> Từ bảng nhận thấy dqs= 1.134125 thì không có kết luận về sự tự tương quan
b . Kiểm định Breusch-Godfrey để phát hiện hiện tượng tự tương quan bậc 1.

Từ E-views ta có bảng kết quả sau:
Báo cáo 6:
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic
Obs*R-squared

2.381437
2.616735

Prob. F(1,14)
Prob. Chi-Square(1)

0.145082
0.105742

Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 05/22/12 Time: 01:03
Sample: 1993 2010
Included observations: 18
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LOG(X2)

LOG(X3)
C
RESID(-1)

0.005869
-0.002688
-0.030924
0.425445

0.025535
0.022402
0.210514
0.275692

0.229844
-0.119982
-0.146899
1.543191

0.8215
0.9062
0.8853
0.1451

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

0.145374
-0.037760
0.081548
0.093100
21.83918
1.500215

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

-1.23E-15
0.080050
-1.982131
-1.784270
0.793812
0.517415

KiÓm ®Þnh cÆp gi¶ thuyÕt:
11


Bỏo cỏo thc hnh
Number one
H0: Mô hình không có tự tơng quan bậc 1
H1: Mô hình có tự tơng quan bậc 1

Mc y nghia = 0.05
Tiêu chuẩn kiểm định:

= (n-1)R1 ~ (1)
Miền bác bỏ: W= {

qs2 : qs2 > 02.05 (1) }

Ta có : 02.05 (1) =3.8415
Nhận thấy

va qs = 2.616735
2

qs2 < 02.05 (1) qs2 W

Vậy cha có cơ sở bác bỏ H0 nên chấp nhận H0
Kết luận :Vi mc ý ngha = 0.05 mô hình không có hiện tợng tự tơng quan bc 1.

5. Kiờm inh cac biờn bo sot bng kiờm inh Ramsay:
Phỏt hin mụ hỡnh thiu bin thớch hp bng kim nh Ramsey.
T Eviews ta cú bng kt qu kim nh sau:
Bỏo cỏo 7:
Ramsey RESET Test:
F-statistic
Log likelihood ratio

0.240089
0.652877

Prob. F(2,13)
Prob. Chi-Square(2)

0.789969
0.721489

Test Equation:
Dependent Variable: LOG(Y)
Method: Least Squares
Date: 05/22/12 Time: 01:32
Sample: 1993 2010
Included observations: 18
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LOG(X2)
LOG(X3)
C
FITTED^2
FITTED^3

6.714593
0.588049

-17.28940
-0.670651
0.023572

10.80339
0.963965
33.98627
1.219122
0.041877

0.621526
0.610031
-0.508717
-0.550110
0.562892

0.5450
0.5524
0.6195
0.5916
0.5831

12


Bỏo cỏo thc hnh
Number one
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression

Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat

0.992882
0.990691
0.089896
0.105056
20.75179
1.132977

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

9.963403
0.931734
-1.750199
-1.502874
453.3070
0.000000

Kiểm định cặp giả thuyết:
H0: Mô hình không bỏ sót biến thích hợp
H1: Mô hình bỏ sót biến thích hợp
Mc y nghia = 0.05
Tiêu chuẩn kiểm định:

F=

( R 2 new R 2 old ) /( p 1)
(1 R 2 new ) /(n k )

~ F ( p 1,n k ).

Miền bác bỏ : W = { Fqs : Fqs>F(p-1, n-k-p+1) }
Từ bảng báo cáo ta thu đợc: Fqs
= 0.240089
F0.05 ( 2,13) = 3.81
Ta thấy:Fqs< F0.05(2, 13) Fqs W
Vậy cha có cơ sở bác bỏ H0 nên chấp nhận H0.
Kết luận:Vi mc ý ngha = 0.05 mô hình không bỏ sót biến thích hợp.
6. Kiờm inh tinh phõn phụi chuõn cua sai sụ ngõu nhiờn:
Dựng kim nh Jarque-Bera kim nh s phõn phi chun ca sai s ngu
nhiờn. T E-views ta thu c kt qu nh sau:
Bỏo cỏo8:

13


Bỏo cỏo thc hnh
Number one
6

Series: Residuals
Sample 1993 2010
Observations 18

5
4
3
2
1
0
-0.1

-0.0

Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis

-1.23e-15
-0.031374
0.135745
-0.130363
0.080050
0.249119
1.844448

Jarque-Bera
Probability

1.187656

0.552209

0.1

Kiểm định cặp giả thuyết:
H0: U có phân phối chuẩn
H1: U không có phân phối chuẩn
Tiêu chuẩn kiểm định:
JB =n* (

S 2 (k 3) 2
+
) ~ 2(2)
6
24

Với:

S là hệ số bất đối xứng
K là hệ số nhọn.
Min bỏc b gi thuyt H0:
W = { JB: JB > 2(2)}
Từ trên ta có:
JB = 1.187656
Với mc ý ngha = 0.05
JB< 02.05 ( 2) = 5.99147 =>JBW

Cha cú c s bỏc b H0 nờn tm chp nhn H0.
Kết luận: Vy vi = 0.05 thỡ sai s ngu nhiờn U cú phõn phi chun.
7. Kiờm inh s tha biờn trong mụ hinh:

14


Bỏo cỏo thc hnh
Number one
a. Kim nh s bng khụng ca h s hi quy 2 .

Kim nh một cặp giả thuyết:
H0: 2 = 0
H1: 2 0
Tiêu chuẩn kiểm định :

tqs

2 2*
=
~ T (n-3)

Se( )
2

Miền bác bỏ

:

Theo báo cáo ta có :

W

=

{ tqs : / tqs / > t/2(n-3)}

tqs = 34.74608 va t0.025 (15)=2.131

Ta thấy: | tqs | > t 0.025 (15) tqs W
Vậy bác bỏ H0, chấp nhận H1 nghĩa là hệ số 2 phù hợp. Hay bin X2 cú nh
hng ti Y.
b. Kim nh s bng khụng ca h s hi quy 3

Xét cặp giả thuyết:H0: 3 = 0
H1:3 0
Tiêu chuẩn kiểm định:

tqs

=

3 3*
~ T(n-3)

Se( )
3

Miền bác bỏ
:
W = { tqs : /tqs/ > t/2(n-3) }
Theo báo cáo ta có :
tqs

= 3.589835 v t0.025(15) = 2.131
Ta thấy: / tqs / > t0.025(15) tqs W
Vậy bác bỏ H0, chấp nhận H1 nghĩa là hệ số 3 là phù hợp. Hay bin X3 cú nh
hng ti Y.

V. PHN TCH, éNH GI, D BO V KIM éNH
1.Phõn tớch mụ hỡnh :
Bỏo cỏo 1:
Dependent Variable: LOG(Y)
Method: Least Squares
Date: 05/21/12 Time: 23:11
Sample: 1993 2010
Included observations: 18
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LOG(X2)

0.916843

0.026387

34.74608

0.0000

15


Báo cáo thực hành
Number one
LOG(X3)
C
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat

0.083788
0.308989
0.992619
0.991634
0.085220
0.108937
20.42535
1.134125

0.023340
0.218995

3.589835

1.410940

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

0.0027
0.1787
9.963403
0.931734
-1.936150
-1.787755
1008.563
0.000000

(SRF): Log(Y) = 0.308989 + 0.916843*Log(X2)+ 0.083788*Log(X3) + ei (1)
Ý nghĩa của các hệ số ước lượng :
βˆ1 Không có ý nghĩa kinh tế
βˆ 2 = 0.916843 cho biết khi Xuất khẩu tăng 1% đơn vị thì nhập khẩu tăng

0.912843% đơn vị với điều kiện FDI không đổi.
βˆ3 = 0.083788 cho biết khi FDI tăng 1% đơn vị thì Nhập khẩu tăng 0.083788%

đơn vị với điều kiện Xuất khẩu không đổi.
R2 = 0.992619 cho biết 99.2619% sự thay đổi của biến phụ thuộc ( Nhập khẩu) là
do sự thay đổi của các biến độc lập có mặt trong hàm hồi quy gây ra.( Xuất khẩu
và đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI).

1.1.Khi 1 biến độc lập thay đổi thì biến phụ thuộc thay đổi như thế nào :
a/ Khoảng tin cậy đối xứng của β 2
( n − 3)
βˆ 2 - Se( βˆ 2 )t α / 2 ≤

β 2 ≤ βˆ 2 + Se( βˆ 2 )t α( n/−23)

Ta có : Tá/2(n-3)=T0.025(18-3)=T0.02515=2.131;
βˆ 2 =0.916843, Se( βˆ 2 )= 0.026387
⇒ 0.916843 – 0.026387*2.131 ≤
⇔ 0.860612 ≤

β 2 ≤ 0.916843 + 0.026387*2.131

β 2 ≤ 0.973073

Vậy khi Xuất khẩu thay đổi 1 triệu USD thì Nhập khẩu thay đổi trong khoảng
(0.860612; 0.973073) triệu USD.
16


Báo cáo thực hành
Number one
b/ Khoảng tin cậy đối xứng của β 3
βˆ3 - Se( βˆ3 )t α( n/−23) ≤ β 3 ≤ βˆ3 + Se( βˆ3 )t α( n/−23)

Ta có : T0.025( 18-3)=T0.02515= 2.131 ;
βˆ3 = 0.083788 ;Se( βˆ3 )= 0.023340.
⇒ 0.083788 – 0.023340*2.131 ≤ β 3 ≤ 0.083788 + 0.023340*2.131
⇔ 0.03405 ≤ β 3 ≤ 0.133526

Vậy khi Ðầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) thay đổi 1 triệu USD thì Nhập khẩu thay
đổi trong khoảng : (0.03405 ; 0.133526) triệu USD.

1.2 . Nếu giá trị của biến giải thích tăng thêm 1đơn vị (hoặc 1 %) thì
giá trị cuả biến phụ thuộc thay đổi tối đa , tối thiểu là bao nhiêu
a. Ðối với biến X2.
β 2 ≥ βˆ 2 - Se( βˆ 2 )t α( n −3)

* Tãng (giảm) Tối thiểu:

⇒ β 2 ≥ 0.916843 - 0.026387*1.753
⇔ β 2 ≥ 0.87059

Vậy khi Xuất khẩu tăng (giảm)1 triệu USD thì Nhập khẩu tăng (giảm) tối thiểu là
0.087059triệu USD với điều kiện đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI không đổi
* Tãng (giảm) tối đa : β 2 ≤ βˆ 2 + Se( βˆ 2 )t α( n −3)
⇒ β 2 ≤ 0.916843 + 0.026387*1.753
⇔ β 2 ≤ 0.963099

Vậy khi Xuất khẩu tăng (giảm) 1 triệu USD thì Nhập khẩu tăng (giảm) tối đa là
0.963099 triệu USD với điều kiện đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI không đổi.
b. Ðối với biến X3

*Tãng (giảm) tối thiểu:

β 3 ≥ βˆ3 - Se( βˆ3 )t α( n −3)

⇒ β 3 ≥ 0.083788 – 0.023340*1.753
17

Báo cáo thực hành
Number one
⇔ β 3 ≥ 0.042873

Vậy khi FDI tăng (giảm) 1 triệu USD thì Nhập khẩu tăng (giảm) tối thiểu là 0.042873
triệu USD với điều kiện Xuất khẩu không ðổi.
* Tãng (giảm) tối đa:

β 3 ≤ βˆ3 + Se( βˆ3 )t α( n −3)

⇒ β 3 ≤ 0.083788 + 0.023340*1.753
⇔ β 3 ≤ 0.124703

Vậy khi FDI tăng (giảm) 1 triệu USD thì Nhập khẩu tăng (giảm) tối đa là 0.124703
triệu USD với điều kiện Xuất khẩu không đổi.

1.3. Sự biến động giá trị của biến phụ thuộc đo bằng phương sai do các yếu tố
ngẫu nhiên gây ra là bao nhiêu?
a/ Khoảng tin cậy đối xứng của σ 2 :

(n − 3)σˆ 2
χ α2 (/n2−3)

( n − 3)σˆ 2
≤σ ≤
χ 12−(αn −/ 32)
2

Ta có σˆ = 0.085220 ;

χ α2(/n2−3) = χ0.0252(15) =27.4884.

χ1-α/22(n-3)= χ0.9752(15)=6.2621.
Hay 0.003963 ≤ σ 2 ≤ 0.017396 Vậy ảnh hưởng của các yếu tố ngẫu nhiên tới
Nhập khẩu nằm trong khoảng [ 0.3963; 1.7396 ] %
b/ Khoảng tin cậy bên trái:

σ

2

≤

(n − 3)σˆ 2
χ12−(αn −3)

χ1-α2(n-3)= χ1- 0.052(18-3)= χ0.952(15)= 7.2609
σ2

≤ 0.015003

Vậy ảnh hưởng của các yếu tố ngẫu nhiên đến Nhập khẩu tối đa là 1.5003 %.
c/ Khoảng tin cậy bên phải:

18


Báo cáo thực hành

Number one

( n − 3)σˆ 2
σ ≥
χ α2 ( n −3)
2

2(n-3)

2(15)

Ta có χα

=χ0.05

Thay số ta được

σ2

= 24.9958

≥ 0.00435

Vậy ảnh hưởng của các yếu tố ngẫu nhiên tới Nhập khẩu tối thiểu là 0.4358%.

Dự báo Nhập khẩu năm 2011-2013:

2.

Với X20= 69100 ; X30=20100

Đơn vị : triệu USD

X21= 72500; X31=19640
X22= 74650; X32=25400

Ta có bảng dự báo sau:
obs
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013

X2
2985.000
4054.000
5621.000
7463.000
9484.000
9307.000
11542.00
14483.00
15029.00
16706.00
20150.00
26485.00
32447.00
39826.00
48561.00
62685.00
57196.00
67994.00
69100.00
72500.00
74650.00

X3
2900.000
3765.600
6530.800
8497.300
4649.100
3897.000

1568.000
2012.400
2535.500
1557.700
1512.000
2084.000
5300.000
10200.00
20300.00
64010.00
21480.00
18595.00
20100.00
19640.00
25400.00

YF
4076.387
5516.511
7795.216
10334.03
12239.05
11852.91
13378.12
16821.13
17741.82
18766.89
22230.14
29340.65
38218.85

48718.32
61900.68
86127.23
72263.47
83662.32
85464.68
89139.36
93554.42

SEY
391.8910
518.1483
727.4189
954.6319
1085.177
1049.732
1215.339
1512.954
1578.143
1727.418
2073.111
2716.236
3408.964
4360.075
5680.134
8587.429
6685.679
7774.055
7964.487
8326.349

8822.455

Y
3924.000
5826.000
8359.000
11285.00
11875.00
11310.00
11743.00
15637.00
16218.00
19746.00
25261.00
31969.00
36761.00
44891.00
62765.00
80714.00
69949.00
95826.00
NA
NA
NA

Dựa vào báo cáo ta có:
( n − 3)
( n − 3)
Yˆo - Se(Y0)t α / 2 ≤ Y0 ≤ Yˆo + Se(Y0)t α / 2
( n − 3)

• Năm 2011: n=19 =>t α / 2 = t0.025 (16)=2.120
19


Báo cáo thực hành
Number one
 85464.68–7964.487* 2.120 ≤ Y0 ≤ 85464.68+ 7964.487* 2.120

68618.12756 ≤ Y0 ≤ 102349.3924
( n − 3)

• Năm 2012: n=20 =>t α / 2 = t0.025 (17) = 2.110
 89139.36 –8326.349 * 2.110 ≤ Y0 ≤ 89139.36 + 8326.349* 2.110

 71570.76361 ≤ Y0 ≤ 106707.9564
( n − 3)

• Năm 2013: n= 21 =>t α / 2 = t0.025 (18) = 2.101
 93554.42–8822.455 * 2.101 ≤ Y0 ≤ 93554.42+ 8822.455* 2.101

 75018.44205 ≤ Y0 ≤ 112090.398
Biểu đồ dự báo:
120000

Forecast: YF
Actual: Y
Forecast sample: 1993 2013
Included observations: 18

100000
80000

Root Mean Squared Error
Mean Absolute Error
Mean Abs. Percent Error
Theil Inequality Coefficient
Bias Proportion
Variance Proportion
Covariance Proportion

60000
40000
20000

3538.322
2216.992
6.937873
0.042839
0.002331
0.032613
0.965055

0
94

96

98

00

02

04

06

08

10

12

YF

3.

Kiến nghị:

Qua việc phân tích mô hình hồi quy trên, ta thấy Nhập khẩu chịu ảnh hưởng của Xuất
khẩu và đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI. Mô hình hồi quy sau khi tiến hành Ước lượng
và kiểm định thì có thể nói rằng mô hình tương đối tốt: không có hiện tượng tự tương
quan, bỏ sót biến, thừa biến và phương sai sai số đồng đều.... Tuy nhiên mô hình vẫn tồn
tại hiện tượng đa cộng tuyến ở mức độ thấp có thể chấp nhận được.
Có thể nói, các doanh nghiệp có vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (DN FDI) ở Việt
Nam là nhân tố quan trọng trong chủ trương, chiến lược xuất nhập khẩu nói riêng và
20

Báo cáo thực hành
Number one
chiến lược phát triển kinh tế nói chung của Đảng và Nhà nước ta. Việc nghiên cứu hoạt
động xuất khẩu và đưa ra các giải pháp để thúc đẩy hoạt động xuất khẩu của các DN FDI
là một vấn đề mang tính cấp thiết để từng bước đưa nền kinh tế nước ta phát triển hội
nhập vào xu thế chung của thế giới. Vì vậy chúng ta đưa ra 1 số kiến nghị sau:
1. Tiếp tục đổi mới tư duy và đổi mới cách tiếp cận trong xây dựng chính sách
đầu tư nước ngoài cho giai đoạn tới.
2. Tiếp tục cải thiện môi trường đầu tư, tăng sự hấp dẫn cho các nhà đầu tư
nước ngoài để có thể cạnh tranh được với các nước trong khu vực về thu hút FDI.
3. Tạo cơ hội cho xuất hiện tác động tràn và tăng khả năng hấp thụ các tác động
tràn tích cực của FDI cho các doanh nghiệp trong nước.
4. Thực hiện các biện pháp hữu hiệu nhằm thu hút các công ty đa quốc gia lớn
có tiềm năng về công nghệ và tận dụng tối đa thế mạnh về R&D của các công ty nước
ngoài đang hoạt động tại Việt Nam.

 HỌC VIỆN TÀI CHÍNH 

21


Báo cáo thực hành
Number one

BÁO CÁO
THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG
Giảng viên hướng dẫn: Ts. Phạm Thị Thắng.
Nhóm sinh viên thực hiện:
1.Phạm Trần Phương Thảo
2. Nguyễn Như Quỳnh

3.Bùi Quang Mạnh
4.Trần Minh Long
5. Phan Công Lực
6. Đặng Thanh Tâm

CQ48/01.01
CQ48/01.01
CQ48/01.01
CQ48/01.01
CQ48/01.01
CQ48/01.01

Tháng 05 năm 2012

22