Tiểu luận kinh tế lượng

TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG
KHOA KINH TẾ QUỐC TẾ
---------***--------

BÁO CÁO KINH TẾ LƯỢNG
KHẢO SÁT CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TIẾT
KIỆM QUỐC DÂN CỦA HOA KỲ

Nhóm sinh viên thực hiện:
Nguyễn Thị Na
Nghiêm Thu Thuỷ
Mạc Ngọc Hải

:1511110554
:1511110786
:1511110233

Lớp : KTE309.1
Khóa: K54
Giáo viên hướng dẫn: Th.S Nguyễn Thúy Quỳnh


Hà Nội, tháng 06 năm 2017


Mục lục

3


LỜI MỞ ĐẦU

Tiết kiệm quốc dân là phần thu nhập quốc dân không sử dụng cho mục đích tiêu
dung của hộ gia đình hay mua sắm hàng hóa, dịch vụ của chính phủ, bao gồm hai phần là:
tiết kiệm tư nhân và tiết kiệm chính phủ. Tiết kiệm là một trong những nhân tố vĩ mô
quan trọng đối với một nền kinh tế, do tiết kiệm chính là đòn bẩy cho mọi hoạt động đầu
tư dù lớn hay nhỏ. Nếu ví nền kinh tế như 1 con tàu thì một trong những động cơ thúc đẩy
con tàu lên phía trước chính là nguồn lực tài chính. Đã có rất nhiều công trình khoa học
chỉ ra rằng, đối với nền kinh tế trong ngắn hạn, khi nền kinh tế tiết kiệm được càng nhiều
tính theo tỷ lệ trong GDP thì sẽ có nhiều nguồn lực hơn cho đầu tư vào tư bản, tư bản tăng
sẽ làm tăng năng suất và mức sống của người dân trong quốc gia đó vì thế cũng sẽ tăng
lên. Do vậy, việc nghiên cứu những nhân tố ảnh hưởng đến tiết kiệm có ý nghĩa quan
trọng trong việc đem lại những thông tin cần thiết cho những nhà hoạch định chính sách,
cung cấp phương tiện để kiểm soát và điều chỉnh mức tiết kiệm sao cho phù hợp với mục
tiêu tăng trưởng của quốc gia. Chính vì lí do này, nhóm chúng em quyết định triển khai
thực hiện đề tài “Khảo sát các nhân tố ảnh hưởng đến tiết kiệm quốc dân của Hoa Kỳ”
Thực hiện đề tài này, nhóm hướng tới mục tiêu xác định ảnh hưởng của các yếu tố
tác động tới mức tiết kiệm quốc dân của Hoa Kỳ. Từ đó, nhóm sẽ đưa ra những khuyến
nghị để nghiên cứu và vận dụng có hiệu quả việc nghiên cứu vào đời sống kinh tế cũng
như đề xuất những giải pháp để kiểm soát mức tiết kiệm của một quốc gia.
Như đã đề cập, nhóm chúng em lựa chọn đối tượng nghiên cứu là chỉ số tiết kiệm quốc
dân hàng năm của Hoa Kỳ, cụ thể trong giai đoạn 1967 – 2015.Các yếu tố được lựa chọn
để khảo sát tác động tới tiết kiệm trong phạm vi bài tiểu luận là:
-

GDP bình quân đầu người:

-

Tốc độ tăng trưởng GDP:
4

-

Lãi suất thực tế

Trong quá trình thực hiện đề tài, nhóm đã gặp không ít khó khăn và hạn chế như sau:
Thứ nhất, do các thành viên trong nhóm đều là sinh viên, kinh nghiệm và kiến thức
chuyên môn đều không nhiều, nên việc phân tích không tránh khỏi sai sót. Tuy nhiên,
nhóm đã hết sức cố gắng nghiên cứu, tiếp thu các tài liệu có được để cải thiện chất lượng
của bài tiểu luận.
Thứ hai, việc lựa chọn các biến độc lập để đưa vào mô hình còn chưa đầy đủ do
nhóm không tiếp cận được với nguồn dữ liệu đối với các biến độc lập khác theo lý thuyết
và các nghiên cứu đi trước, cũng như do hạn chế về việc xử lý dữ liệu để đảm bảo không
mắc các khuyết tật của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển.
Thứ ba, quy mô dữ liệu được sử dụng trong bài nghiên cứu còn khả nhỏ (42 quan
sát) nên sai số của các ước lượng thu được có thể là khá lớn.
Cuối cùng, do phạm vi khảo sát chỉ nằm trong một quốc gia, hơn nữa lại là một
quốc gia có trình độ phát triển cao nên có thể không mang lại nhiều ý nghĩa cho việc áp
dụng nghiên cứu vào tình hình thực tế ở Việt Nam

Nội dung bài tiểu luận được triển khai theo cấu trúc như sau:

•

Lời mở đầu Giới thiệu khái quát các vấn đề của tiểu luận.

•

Chương I

Trình bày các lý thuyết, công trình nghiên cứu có liên quan, hỗ trợ
tiểu luận.

•

Chương II

Trình bày phương pháp luận, xây dựng mô hình và mô tả số liệu.
5


•

Chương III Phân tích và kiểm định kết quả hồi quy. Đề xuất một số khuyến nghị
và giải pháp.

•

Kết luận

•

Tài liệu tham khảo.

Tóm lược lại những vấn đề đã trình bày.

6

CHƯƠNG 1: CƠ SỞ LÍ THUYẾT

Các lý thuyết cổ điển
Vì bản chất của tiết kiệm chính là phần còn lại của thu nhập sau khi đã tiêu dùng nên tiết
kiệm và tiêu dùng luôn đi đôi với nhau. Do vậy, những lý thuyết phân tích hành vi tiêu
dùng trong kinh tế học vĩ mô cũng đồng thời cung cấp thông tin về hành vi tiết kiệm.
1.1 Lí thuyết tiêu dùng của Keynes
Hàm tiêu dùng của Keynes có dạng:
C = + MPCYd = + MPC (Y-T)
=> S = - + Y(1- MPC) + TMPC = -+Y.MPS TMPC
Trong đó:
-

Yd: Thu nhập khả dụng
> 0: Tiêu dùng tự định
0 < MPC = < 1: Xu hướng tiêu dùng cận biên
MPS = 1-MPC: Xu hướng tiết kiệm cận biên

Hàm tiêu dùng của Keynes đã chỉ ra những ngụ ý quan trong về tiết kiệm như sau:
- Người ta có xu hướng chi tiêu một phần và tiết kiệm một phần một phần thu nhập của
mình
- Khi thu nhập tăng, tiết kiệm sẽ tăng (MPS>0)
Như vậy, theo Keynes, yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến tiết kiệm chính là thu nhập,
và không có biến số nào khác ngoài thu nhập có vai trò quan trọng trong việc giải thích
tiết kiệm.
1.2 Lí thuyết về sự lựa chọn giữa các thời kỳ (Intertemporal Choice) của Iriving
Fisher
Lí thuyết tiêu dùng của Iriving Fisher coi:
- Tiêu dùng hiện tại và tiết kiệm (tiêu dùng tương lai) là 2 loại hàng hóa
- Thu nhập là ngân sách cả đời thì con người sẽ phải lựa chọn “giỏ hàng hóa tối ưu” với

ngân sách có hạn của mình
- Yếu tố làm cơ sở cho sự lựa chọn là lãi suất thực tế
Các phương trình:
7


-

Thời kỳ 1 (thời kỳ hiện tại): Y1 = C1 + S1
Thời kỳ 2: Y2 = C2 + S1(1+r)
Với S1(1+r) là phần lãi nhận được từ khoản tiết kiệm ở thời kỳ 1
- Ràng buộc ngân sách: C1 + C2/ (1+r) = Y1 + Y2/(1+r)
Lí thuyết về sự lựa chọn giữa các thời kỳ cho thấy ngoài thu nhập, lãi suất cũng là một
nhân tố ảnh hưởng hành vi tiết kiệm:
- Ảnh hưởng của thu nhập đến tiết kiệm: Cũng giống như Keynes, Fisher cho rằng một sự
gia tăng của thu nhập (Y1 hoặc Y2) đều làm tăng giá trị hiện tại của thu nhập cả đời, từ
đó làm tăng tiết kiệm
- Ảnh hưởng của lãi suất đến tiết kiệm: Ảnh hưởng của lãi suất lên tiết kiệm là tổng ảnh
hưởng thay thế và ảnh hưởng thu nhập:
• Ảnh hưởng thay thế (SE): Khi lãi suất tăng, tiêu dùng ở thời kỳ hiện tại “đắt đỏ”
hơn ở thời kỳ tương lai. Do đó, NTD sẽ giảm C1, tăng C2; tức là tăng tiết kiệm ở
hiện tại
• Ảnh hưởng thu nhập (IE): Khi lãi suất tăng, NTD có tiết kiệm sẽ có thu nhập cả
đời tăng lên, cho phép anh ta tăng tiêu dùng ở cả 2 thời kỳ, tức giảm tiết kiệm ở
hiện tại
 Như vậy, lãi suất có thể có ảnh hưởng dương hoặc âm tới tiết kiệm, phụ thuộc vào SE
hay IE có giá trị tuyệt đối lớn hơn.
1.3 Giả thuyết vòng đời (The Life Cycle Hypothesis) của Franco Modigliani
Fraronnco Modigliani cho rằng mục tiêu dàn đều tiêu dùng là mục tiêu tối ưu của NTD.
Do vậy NTD sẽ tiết kiệm trong những thời kỳ có thu nhập để đảm bảo lượng tiêu dùng

như cũ ngay cả trong những thời kỳ không có thu nhập (nghỉ hưu).
Hàm tiêu dùng của Franco Modigliani:
C=W+Y
Giả thuyết vòng đời đã ngụ ý một biến quan trọng nữa trong việc giải thích tiết kiệm: sự
tăng trưởng thu nhập. Nếu tổng thu nhập tăng đều theo thời gian sẽ làm tăng mức độ tiết
kiệm và từ đó làm tăng của cải (W). Lí do là, khi thu nhập tăng, thế hệ những người hiện
tại đang làm việc sẽ đặt mục tiêu về mức tiêu dùng của mình khi nghỉ hưu cao hơn mức
tiêu dùng mà những người đang nghỉ hưu hiện tại đang được hưởng. Để làm được việc
này, những cá nhân đang đi làm sẽ phải tiết kiệm nhiều hơn so với lượng tiết kiệm của
8


những người đã nghỉ hưu khi họ còn làm việc. Do vậy, hệ số hồi quy dự đoán của tăng
trưởng thu nhập lên tiết kiệm sẽ mang dấu dương (Edward 1996).
Các nghiên cứu có liên quan
1.4 Solow in Transition: Macro and Micro Determinants of Savings in Armenia
(2013)
- Tác giả:
- Nội dung:

Souleymane Coulibaly và Mohamed Diaby
Nghiên cứu các nhân tố vĩ mô và vi mô ảnh hưởng đến tiết kiệm, từ đó

rút ra những hàm ý chính sách..
- Dữ liệu:
Các dữ liệu vĩ mô theo quý từ 2002 -2011 thu thập từ the Armenian
Ministry of Finance. Các dữ liệu vi mô được thu thập từ việc điều tra các hộ gia đình ở
Armenia
- Kết quả nghiên cứu:
Các nhân tố được đưa vào mô hình để giải thích cho biến tiết kiệm là :

•
•
•
•
•
•

Savings rate
The log of the GDP per capita (thousands AMD)
Real Exchange rate
Time Deposit rate
Remittances (%GDP)
Openness: (export+import)/GDP

Kết quả nghiên cứu cho thấy chỉ có 4 biến giải thích có ý nghĩa thống kê trong việc giải
thích tiết kiệm là GDP, Time deposit rate (TDR), Real exchange rate (REER) và biến giả
INDCRIS
Phương trình hồi quy mẫu:
sr= -2.88 (0.27) + 0.37 (0.02) . gdpc + 0.02 (0.006) . TDR – 0.36 (0.066) . reer - 0.2
(0.025) . INDCRIS
Như vậy, GDP bình quân đầu người có tác động dương đến tỷ lệ tiết kiệm. Ngược lại, tỷ
giá hối đoái thực tế lại có tác động âm đến tiết kiệm. Lãi suất cũng có tác động dương đến
tiết kiệm, cho thấy trong mô hình này, ảnh hưởng thay thế đã lấn át ảnh hưởng thu nhập
(Souleymane Coulibaly và Mohamed Diaby2013)
-

Lỗ hổng nghiên cứu: Dữ liệu chuỗi thời gian được thu thập trong một khoảng thời
gian khá ngắn (2002 -2011).
Phạm vi nghiên cứu chỉ ở nước Armenia, do vậy các kết luận thu được có thể không
chính xác với các quốc gia khác.

9


1.5 Sources and impacts of inflation in Pakistan (1996)
- Tác giả:
- Nội dung:

M. Aslam chaudhary và Naved ahmad
Nghiên cứu ảnh hưởng của lạm phát tới tiết kiệm và tăng trưởng kinh tế,

từ đó đề xuất những hàm ý chính sách để kiểm soát lạm phát.
- Dữ liệu:
Dữ liệu về các chỉ số vĩ mô của Pakistan giai đoạn 1972-1992
- Kết quả nghiên cứu: Để đo lường ảnh hưởng của lạm phát tới tiết kiệm và tăng trưởng
kinh tế, các tác giả đã xây dựng 3 mô hình log - log:
• ln(S) = a0 + b0 ln(Y) + c0 ln(PI) + d0 lnR
• ln(Y) = a1 + b1 ln(I) + c1 ln(X)
• ln(I) = a2 + b2 ln(Y) + c2 ln(PI) + d2 lnR
Trong đó:
S - domestic savings; Y – GDP; I - đầu tư; PI - chỉ số giá; X - xuất khẩu, R - lãi suất
Phương trình hồi quy mẫu:
1. Estimates of Savings Equation

4

ln(S) = -21.80 + 3.039 ln(Y)*** - 2.093 ln(PI)***** + 1.26 ln(R )**
(-1.24) (1.699)
(-1.369)
(2.29)

R2 = 0.92 D.W. =
1.30
F Stat = 110.63

2. Estimates of Output Equation
ln(Y) = -4.39**** + 0.635 ln(I)** + 0.325 ln(X)***
(1.618)
(2.07)
(1.99)

3. Estimates of Investment Equation

R2 = 0.82 D.W. =
1.82
F Stat = 29.16

4

ln(I) = -18.75 + 2.71 ln(Y) - 1.74 ln(PI) + 1.11 ln(R )**
(-1.21) (1.717)
(-1.28)
(2.29)

R2 = 0.88 D.W. =
1.93
F Stat = 45.86

Kết quả ở phương trình 1 cho thấy thu nhập có ảnh hưởng dương tới tiết kiệm và có ý
nghĩa thống kê, điều này phù hợp với các suy đoán của mô hình lý thuyết kinh tế cổ điển.
Tương tự, lãi suất cũng có ảnh hưởng dương tới tiết kiệm và cũng có ý nghĩa thống kê.

Ngoài ra, lạm phát cũng là một nhân tố khác ảnh hưởng đến tiết kiệm. Tuy nhiên ảnh
hưởng của lạm phát là không rõ ràng do lạm phát không chỉ ảnh hưởng trực tiếp đến thu
nhập (phường trình 1) mà còn tác động đến đầu tư I (phương trình 3), trong khi đầu tư lại
là một biến giải thích khác cho tiết kiệm trong mô hình 1.
-

Lỗ hổng nghiên cứu: Phạm vi nghiên cứu chỉ trong một quốc gia Pakistan, do vậy các
kết luận thu được có thể không chính xác với các quốc gia khác.

10


Bảng tổng hợp các nhân tố ảnh hưởng đến tiết kiệm xuất hiện trong mô hình
Biến giải thích

Dự đoán ảnh hưởng theo lý
thuyết

Các nghiên cứu đi trước

Thu nhập
(Income)

+ (a, b, c)

+ (1, 2, 3, 4, 5, 6, 9)

Tốc độ tăng thu nhập

+ (c)

+ (4, 5, 9)/ 0 (6, 7, 8)

(b)

+ (1,2, 4)/ - (9)/ 0 (3, 5, 7, 8)

(Income growth rate)
Lãi suất thực tế
(Real interest rate)
+: Ảnh hưởng cùng chiều
-: Ảnh hưởng ngược chiều
0: Không có ảnh hưởng (kết quả hồi quy không có ý nghĩa thống kê)
: Ảnh hưởng chưa xác định (có thể cùng chiều hoặc ngược chiều)
(a): Lý thuyết tiêu dùng của Keynes
(b): Lý thuyết về sự lựa chọn giữa các thời kỳ
(c) :Giả thuyết vòng đời của Franco Modigliani
(1) Souleymane Coulibaly and Mohamed Diaby (2013, table 4)
(2)M. Aslam Chaudhary and Naved Ahmad (1996, table 5)
(3)Corbo and Schmidt-Hebbd (1991: table 4)
(4)Masson, Bayoumi, and Samiei (1995: table 2)
(5)Edwards (1996: table 2)
(6)Dayal-Gulao and Thimann (1997: table 4)
(7)Bailliu and Reisen (1998; table 1)
(8)Pesaran, Haque^nd Sharma (2000: table 6)
(9)Loayza, Schmidt-Hebbel, and Serven (2000; table 4, table 7).

11

CHƯƠNG 2: XÂY DỰNG MÔ HÌNH
2.1 Phương pháp luận của nghiên cứu
Bài tiểu luận được tiến hành theo hai phương pháp luận chủ yếu là phương pháp định
lượng và mô tả thống kê. Sau khi thu thập được một cơ sở dữ liệu, nhóm tiến hành mô tả
thống kê để nắm được những đặc điểm của các biến (ví dụ như giá trị trung bình, giá trị
lớn nhất/nhỏ nhất, độ lệch chuẩn,…). Dựa trên kết quả mô tả, nhóm tiến hành phân tích
dữ liệu với sự hỗ trợ của phần mềm Gretl để khảo sát và đưa ra kết luận về những ảnh
hưởng của các yếu tố tác động tới lượng tiết kiệm của Mỹ
Cụ thể, quá trình triển khai tiểu luận được diễn ra như sau:
-

Bước 1: Xây dựng cơ sở lý thuyết.
Bước 2: Xây dựng mô hình toán kinh tế
Bước 3: Xây dựng mô hình kinh tế lượng:
Bước 4: Thu thập số liệu.
Bước 5: Ước lượng các thông số của mô hình.
Bước 6: Kiểm định.
Bước 7: Diễn giải kết quả.
Bước 8: Đề xuất giải pháp.

2.2 Xây dựng mô hình lý thuyết
Xây dựng mô hình hồi quy tổng thể ngẫu nhiên như sau:
Ln(gds)i= β1 + β2 . ln(gg)I + β3 . ln(re)I + β4 . ln(gpc)I + ui.
Trong đó:
-

Gds (Gross domestic savings): Lượng tiết kiệm của Mỹ, lấy giá trị trung bình theo

-

năm (đô la Mỹ).
Gg(GDP growth): Tốc độ tăng trưởng GDP của Mỹ, lấy giá trị trung bình theo

-

năm(%).
Re(Real interest rate): Lãi suất thực tế, lấy giá trị trung bình theo năm (%)
Gpc(GDP per capital): Thu nhập bình quân đầu người của Mỹ, lấy giá trị trung bình

-

theo năm (đô la Mỹ)
Ui: Sai số ngẫu nhiên.

12


2.3 Mô tả số liệu
2.3.1 Nguồn số liệu
Tên
Gds

Ý nghĩa
Đơn vị
Lượng tiết kiệm Đô la Mỹ

Thước đo
năm

Gg

Tốc độ tăng %
trưởng GDP
Lãi suất thực tế %

năm

Re

năm

Gpc

Thu nhập bình Đô la Mỹ
quân đầu người
2.3.2 Mô tả thống kê số liệu

năm

Nguồn
Ngân hàng
giới
Ngân hàng
giới
Ngân hàng
giới
Ngân hàng
giới

thế

thế
thế
thế

Chạy phần mềm Gretl ta thu được bảng số liệu sau:
Summary Statistics, using the observations 1967 - 2015
(missing values were skipped)
Variable
Mean
Median
Minimum
Maximum
l_gds
27.674
27.821
26.041
28.778
l_gg
1.1767
1.2247
-0.024311
1.9823
l_re
1.2025
1.3806
-0.53629
2.1656
l_gpc
9.9314
10.103

8.3747
10.935
Variable
Std. Dev.
C.V.
Skewness
Ex. kurtosis
l_gds
0.81690
0.029519
-0.59071
-0.90263
l_gg
0.40623
0.34521
-0.61777
0.42176
l_re
0.71281
0.59275
-0.65518
-0.49619
l_gpc
0.78302
0.078843
-0.53332
-0.97014
Variable
5% Perc.
95% Perc.

IQ range
Missing obs.
l_gds
26.142
28.692
1.2530
0
l_gg
0.47786
1.7283
0.54768
7
l_re
-0.32491
2.1017
1.1837
1
l_gpc
8.4890
10.890
1.2989
0

Từ kết quả trên ta có bảng sau:
Tên biến
Ln(gds)
Ln(gpc)
Ln(gg)
Ln(re)

Giá trị
bình
27.674
9.9314
1.1767
1.2025

trung

Giá trị nhỏ nhất

Giá trị lớn nhất

26.041
8.3747
-0.024311
-0.53629

28.778
10.935
1.9823
2.1656

Độ lệch chuẩn
0.81690
0.78302
0.40623
0.71281

2.3.2 Ma trận tương quan giữa các biến độc lập

Chạy phần mềm Gretl ta thu được số liệu sau:
Correlation coefficients, using the observations 1967 - 2015
13

Số quan sát bị
mất
0
0
7
1


(missing values were skipped)
5% critical value (two-tailed) = 0.2816 for n = 49
l_gds
1.0000

l_gg
-0.4341
1.0000

l_re
0.2035
0.0651
1.0000

l_gpc
0.9974
-0.4580
0.1712

1.0000

l_gds
l_gg
l_re
l_gpc

Theo kết quả trên ta có:
- Hệ số tương quan giữa ln(gds) và ln(gpc) là 0.9974
 Dự đoán rằng thu nhập bình quân đầu người tác động thuận chiều lên lượng tiết kiệm và
khi biết giá trị của thu nhập bình quân đầu người, ta có thể xác định được tương đối chắc
chắn lượng tiết kiệm.
- Hệ số tương quan giữa ln(gds) và ln(gg) là -0.4341
 Dự đoán rằng tốc độ tăng trưởng GDP hằng năm gây tác động nghịch chiều lên lượng
tiết kiệm và khi biết giá trị của tốc độ tăng trưởng GDP ,ta chưa thể xác định được tương
đối chắc chắn lượng tiết kiệm.
- Hệ số tương quan giữa ln(gds) và ln(re) là 0.2035
 Dự đoán rằng lãi suất thực tế gây tác động thuận chiều lên lượng tiết kiệm và khi biết lãi
-

suất thực tế, ta khó có thể xác định được tương đối chắc chắn lượng tiết kiệm.
Hệ số tương quan giữa ln(re) và ln(gg) là 0.0651 ; giữa ln(gpc) và ln(gg) là -0.458 ;
giữa ln(gpc) và ln(re) là 0.1712 đều gần giá trị 0
 Dự đoán rằng giữa các biến độc lập không xảy ra đa cộng tuyến.

Chương 3 : Kết quả ước lượng và suy diễn thống kê

3.1 Chạy mô hình hồi quy và phân tích kết quả
3.1.1 Chạy mô hình hồi quy
Chạy phần mềm gretl ta thu được bảng số liệu sau :

Model 1: OLS, using observations 1967-2015 (T = 42)
Missing or incomplete observations dropped: 7
Dependent variable: l_gds
Coefficient

Std. Error
14

t-ratio

p-value


const
l_gg
l_re
l_gpc

17.1470
0.0469987
0.0335552
1.05104

Mean dependent var
Sum squared resid
R-squared
F(3, 38)
Log-likelihood
Schwarz criterion

0.122194
0.0212474
0.0106679
0.0111159

27.70545
0.088876
0.996838
3993.304
69.72633
−124.5020

140.3
2.212
3.145
94.55

<0.0001
0.0331
0.0032
<0.0001

S.D. dependent var
S.E. of regression
Adjusted R-squared
P-value(F)
Akaike criterion
Hannan-Quinn

***

**
***
***

0.827988
0.048362
0.996588
1.58e-47
−131.4527
−128.9050

3.1.2 Phương trình hàm hồi quy mẫu
Ln()= 17,147 + 0,0469987.ln(gg) + 0,0335552.ln(re) + 1,05104.ln(gpc)
3.1.3 Phân tích kết quả chạy mô hình

Bảng giải thích kết quả hồi quy
Tên biến

Hệ số hồi
qui

Sai số chuẩn

Hệ số t

P- value

Khoảng tin cậy với độ tin cậy
95%

Const

17,1470

0,122194

140,3

<0,0001

(16,8997;17,3944)

L_gg

0,0469987

0,0212474

2,212

0,0331

(0,00398548; 0,0900119)

L_re

0,0335552

0,0106679

3,145

0,0032

(0,0119592; 0,0551512)

L_gpc

1,05104

0,0111159

94,55

<0,0001

(1,02853; 1,07354)

3.1.4 Hệ số xác định
Hệ số xác định R2=0,996838 cho thấy mô hình phù hợp được 99,6838% với dữ liệu tổng
thể. Bên cạnh đó, phần trăm tốc độ tăng trưởng GDP, lãi suất thực tế và GDP bình quân
đầu người giải thích được 99,6838% cho sự biến động của tổng mức tiết kiệm nội địa.

15


3.1.5 Ý nghĩa của các hệ số xác định
1=

17,1470: khi giá trị của các biến độc lập bằng 0 với điều kiện các yếu tố khác không đổi

thì giá trị trung bình tổng mức tiết kiệm nội địa bằng 17,1470
2

=0,0469987: Tốc độ tăng trưởng GDP tăng 1% với điều kiện giá trị các biến độc lập

khác không đổi thì giá trị trung bình của của tổng mức tiết kiệm nội địa tăng 0,0469987%
3=

0,0335552: Lãi suất thực tế tăng 1% với điều kiện giá trị các biến độc lập khác không

đổi thì giá trị trung bình của của tổng mức tiết kiệm nội địa tăng 0,0335552%
4

= 1,05104: giá trị GDP bình quân tăng 1% với điều kiện giá trị các biến độc lập khác

không đổi thì giá trị trung bình của tổng mức tiết kiệm nội địa tăng 1,05104%
3.2 Kiểm định giả thuyết
Các kiểm định được thực hiện với mức ý nghĩa
3.2.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình với lý thuyết
Ta tiến hành kiểm định phía phải các hệ số hồi qui của mô hình.
-

Kiểm định phía phải hệ số β2

Thiết lập cặp giả thuyết

H0: β2≤ 0
H1: β2>0

Ta thấy Tqs= = = 2.21197
= =1,686
Do Tqs > nên bác bỏ giả thuyết H 0, chấp nhận giả thuyết H1. Vậy tốc độ tăng trưởng GDP
biến động cùng chiều với tổng mức tiết kiệm nội địa. Kết quả kiểm định này phù hợp với
lí thuyết.
-

Kiểm định phía phải hệ số hồi qui β3

Thiết lập cặp giả thuyết

H0: β3≤ 0
H1: β3>0

Ta thấy Tqs= = = 3.14543631
= =1,686
Ta thấy Tqs> nên bác bỏ H0, chấp nhận H1. Vậy lãi suất thực tế biến động cùng chiều với
tổng mức tiết kiệm nội địa . Kết quả kiểm định này phù hợp với lí thuyết.
-

Kiểm định phía phải hệ số hồi qui β4

Thiết lập cặp giả thuyết

H0: β4≤ 0
16


H1: β4>0
Tqs= = = 94.5528477

= =1,686
Ta thấy Tqs > nên bác bỏ H0, chấp nhận H1. Vậy GDP bình quân biến động cùng chiều với
tổng mức tiết kiệm nội địa. Kết quả kiểm định phù hợp với lí thuyết.
3.2.2 Kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy
-

Kiểm định ý nghĩa thống kê của hệ số 1

Thiết lập cặp giả thuyết

H0 : 1 = 0
H1 : 1 ≠ 0

Ta thấy P-value <( do 0 < 0.05) nên bác bỏ H0, chấp nhận H1. Vậy 1 có ý nghĩa thống kê.
-

Kiểm định ý nghĩa thống kê của hệ số 2

Thiết lập cặp giả thuyết

H0 : 2 = 0
H1 : 2 ≠ 0

Ta thấy P-value < (do 0,0331 < 0,05) nên bác bỏ H 0, chấp nhận H1. Vậy hệ số hồi quy của
biến có ý nghĩa thống kê.
-

Kiểm định ý nghĩa thống kê của hệ số 3

Thiết lập cặp giả thuyết

H0 : 3= 0
H1 : 3 ≠ 0

Ta thấy P-value < (do 0,0032 < 0,05) nên bác bỏ H 0, chấp nhận H1. Vậy 3 có ý nghĩa thống
kê.
-

Kiểm định ý nghĩa thống kê của hệ số 4

Thiết lập cặp giả thuyết

H0 : 4 = 0
H1 : 4 ≠ 0

Ta thấy P-value < (do 0 < 0,05) nên chấp nhận H0. Vậy 4 có ý nghĩa thống kê.
3.2.3 Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Thiết lập cặp giả thuyết:

H0 : R2 =0
H1: R2 > 0

Ta có Fqs = = = 3993,23676.
= = 2,84
Ta thấy Fqs > (do 3993,23676> 2,84)
17


Vậy ta bác bỏ H0 và chấp nhận H1. Vậy hàm hồi qui đã xây dựng là phù hợp.
3.3 Kiểm định và khắc phục các khuyết tật của mô hình

3.3.1 Bỏ sót biến
Chạy phần mềm gretl thu được kết quả sau:
Auxiliary regression for RESET specification test
OLS, using observations 1967-2015 (T = 42)
Missing or incomplete observations dropped: 7
Dependent variable: l_gds
coefficient std. error t-ratio p-value
-------------------------------------------------------const
618.391
438.476
1.410 0.1670
l_gg
3.55684
2.56287
1.388 0.1737
l_re
2.55289
1.83949
1.388 0.1737
l_gpc
79.5736
57.3720
1.387 0.1740
yhat^2
−2.73523
1.99518
−1.371 0.1789
yhat^3
0.0333604
0.0242961 1.373 0.1782

Warning: data matrix close to singularity!
Test statistic: F = 0.974175,
with p-value = P(F(2,36) > 0.974175) = 0.387

Thiết lập cặp giả thuyết:

H0 : Không bỏ sót biến
H1 : Có bỏ sót biến

Ta thấy P-value=0,387>0,05 nên ta chưa có cơ sở bác bỏ H 0, tức ta chấp nhận H0. Do vậy
mô hình không bỏ sót biến.
3.3.2 Phương sai sai số thay đổi
Chạy phần mềm gretl thu được kết quả sau :
White's test for heteroskedasticity - OLS, using observations 1967-2015 (T = 42)
Missing or incomplete observations dropped: 7 - Dependent variable: uhat^2
coefficient std. error t-ratio
p-value
----------------------------------------------------------const
−0.0112789
0.114291
−0.09869
0.9220
l_gg
0.00206840 0.0302104
0.06847
0.9458
l_re
0.0241577
0.0122881
1.966

0.0580 *
l_gpc
7.16947e-06 0.0234891
0.0003052 0.9998
sq_l_gg −0.000372896 0.00260478 −0.1432
0.8871
X2_X3
−8.36820e-05 0.00214344 −0.03904
0.9691
X2_X4
−0.000129722 0.00266546 −0.04867
0.9615
sq_l_re
0.00106396 0.00105646 1.007
0.3214
X3_X4
−0.00265732 0.00117394 −2.264
0.0305 **
sq_l_gpc 0.000140853 0.00121220 0.1162
0.9082
Unadjusted R-squared = 0.211003
Test statistic: TR^2 = 8.862122,
with p-value = P(Chi-square(9) > 8.862122) = 0.450098

18


Thiết lập cặp giả thuyết:

H0 : PSSS không đổi

H1 : PSSS thay đổi

Ta thấy P-value=0,450098>0,05 nên ta chưa có cơ sở bác bỏ H 0, tức ta chấp nhận H0. Do
vậy phương sai sai số không đổi.
3.3.3 Phân phối chuẩn của nhiễu
Chạy phần mềm gretl thu được kết quả sau
Frequency distribution for uhat1, obs 1-49
number of bins = 7, mean = 6.76707e-016, sd = 0.0483617
interval
midpt frequency rel.
cum.
< -0.097078 -0.11379
1
2.38% 2.38%
-0.097078 - -0.063643 -0.080361
3
7.14% 9.52% **
-0.063643 - -0.030209 -0.046926
5
11.90% 21.43% ****
-0.030209 - 0.0032247-0.013492
15
35.71% 57.14% ************
0.0032247 - 0.036659 0.019942
7
16.67% 73.81% ******
0.036659 - 0.070093 0.053376
10
23.81% 97.62% ********
>= 0.070093 0.086810

1
2.38% 100.00%
Missing observations = 7 (14.29%)
Test for null hypothesis of normal distribution:
Chi-square(2) = 0.310 with p-value 0.85648

Thiết lập cặp giả thuyết:

H0 : Sai số có phân phối chuẩn
H1 : Sai số không phân phối chuẩn

Ta thấy P-value=0,85648>0,05 nên không bác bỏ H 0. Do vậy sai số có ngẫu nhiên phân
phối chuẩn.
3.3.4 Đa cộng tuyến
Chạy phần mềm trên gretl thu được kết quả sau :
Variance Inflation Factors
Minimum possible value = 1.0
Values > 10.0 may indicate a collinearity problem
l_gg 1.306
l_re 1.072
l_gpc 1.351
VIF(j) = 1/(1 - R(j)^2), where R(j) is the multiple correlation coefficient
between variable j and the other independent variables
Belsley-Kuh-Welsch collinearity diagnostics:
--- variance proportions --lambda
cond
const
l_gg
l_re
l_gpc

3.706
1.000
0.000
0.005
0.015
0.000
0.213
4.170
0.001
0.048
0.910
0.001
0.079
6.853
0.006
0.620
0.032
0.014
0.002 42.536
0.993
0.326
0.042
0.984

19


lambda = eigenvalues of X'X, largest to smallest
cond = condition index
note: variance proportions columns sum to 1.0

Ta thấy VIF của cả 3 biến độc lập đều nhỏ hơn 10 cho nên không tồn tại đa cộng tuyến.
3.4 Mục bình luận
Tiết kiệm đóng vai trò quan trọng đối với phát triển kinh tế đất nước. Tiết kiệm Đầu tư - Tiêu dùng luân chuyển thành vòng khép kín, nếu được vận động, hoạt động
tương đối cân bằng sẽ tạo lực đẩy cho cả nền kinh tế vận hành và nâng cao hiệu quả.
Muốn vậy phải có giải pháp để đáp ứng được các mục tiêu: tăng tiết kiệm, đầu tư hiệu
quả, và tiêu dùng “thông minh”. Qua các nghiên cứu, kết quả thu được cho thấy điều quan
trọng là cần phải bắt đầu từ việc làm thế nào để tăng tiết kiệm, nhất là tiết kiệm tư nhân.
Phân tích mô hình ta nhận được các kết luận về tốc độ tăng GDP, lãi suất và cả GDP
bình quân đều có ý nghĩa thống kê. Cả ba yếu tố đều tác động thuận chiều đến giá trị tiết
kiệm nội địa, cụ thể:
-

Tốc độ tăng trưởng GDP tăng 1% thì giá trị trung bình của của tổng mức tiết kiệm nội

-

địa tăng 0,0469987%
Lãi suất thực tế tăng 1% thì giá trị trung bình của của tổng mức tiết kiệm nội địa tăng

-

0,0335552%
Giá trị GDP bình quân tăng 1% thì giá trị trung bình của tổng mức tiết kiệm nội địa
tăng 1,05104%

Từ các kết quả trên nhóm xin đưa ra một số kiến nghị:
Thứ nhất, dễ dàng nhận thấy ảnh hưởng mạnh nhất đến giá trị tiết kiệm chính là yếu
tố giá trị GDP bình quân. Để GDP bình quân tăng thì biện pháp tối ưu chính là tăng
trưởng GDP.

-

Chính phủ cần đưa ra những giải pháp, chính sách thúc đẩy nền kinh tế tăng trưởng,
tháo gỡ khó khăn cho doanh nghiệp. Tạo môi trường trong sạch, thuận lợi cho việc
sản xuất và kinh doanh, đảm bảo an sinh xã hội, nâng cao đời sống cho nhân dân. Đẩy
mạnh sản xuất công nghiệp, tập trung phát triển công nghiệp chế biến chế tạo, sản
xuất hàng xuất khẩu.
20


-

Thúc đẩy tiêu dùng trong nước, mở rộng mạng lưới tiêu thụ và phân phối sản phẩm,
giảm bớt các khâu trung gian. Nâng cao chất lượng dịch vụ, chú trọng phát triển du
lịch.hực hiện các giải pháp thúc đẩy xuất khẩu, kiểm soát nhập khẩu. Chủ động khai
thác các cơ hội, thuận lợi, hạn chế những tác động bất lợi từ các Hiệp định thương
mại tự do, nhất là Hiệp định TPP, Việt Nam - EU,...

-

Đẩy nhanh tiến độ thực hiện, giải ngân các nguồn vốn đầu tư; khuyến khích các nhà
đầu tư trong và ngoài nước xây dựng cơ sở hạ tầng kinh tế xã hội dưới các hình thức
hợp tác công tư (PPP) phù hợp….
Yếu tố thứ hai phải kể đến là tốc độ tăng trưởng GDP, về cơ bản có nhiều điểm tương

tự với yếu tố GDP bình quân, mục tiêu chính cũng là đẩy mạnh tốc độ tăng GDP bằng các
chính sách, giải pháp phù hợp với tình hình của nền kinh tế. Ngoài ra còn phải kể đến hai
công cụ mạnh mẽ đó là chính sách tài khoá và chính sách tiền tệ. Chính phủ cần phải thiết
lập chính sách tài khoá một cách linh hoạt và chính xác, làm cho chính sách tài khoá mở
rộng trong thời kỳ suy thoái và thu hẹp trong thời kỳ tăng trưởng nóng, tương tự với chính

sách tiền tệ, nhằm duy trì một môi trường vĩ mô phù hợp, thúc đấy nền kinh tế phát triển
ổn định trong dài hạn.
Cuối cùng là yếu tố lãi suất thực tế cũng có ảnh hưởng nhất định tới giá trị tiết kiệm.
Để đạt được mục tiêu ta có thể sử dụng một số công cụ tác động lên lãi suất như:
-

Mức cung cầu về tiền tệ trên thị trường : Đây là nhân tố tác động trực tiếp đến việc
hình thành lãi suất trên thị trường. Nhà nước có thể tác động vào mức cung và cầu
tiền tệ này và không chế lãi suất để thực hiện các mục tiêu kinh tế và xã hội của mình.
Giả sử khi Chính phủ, Ngân hàng TW mong muốn hạ mức lãi suất thì NHTW sẽ tăng
mức cung tiền bằng cách bơm tiền vào lưu thông và lãi suất sẽ có xu hướng giảm.
Ngược lại nhà nước sẽ thực hiện các biện pháp nhằm làm giảm lượng cung tiền và khi

-

đó lãi suất sẽ tăng lên.
Chính sách tiền tệ của chính phủ: Như đã biết, một khi lãi suất tín dụng tăng quá cao
hay giảm thấp thì đều có ảnh hưởng nhất định đến nền kinh tế. Chính bởi vậy mà nhà
nước đã thực hiện các chính sách tiền tệ của mình thông qua Ngân hàng TW với vai
21


trò chỉ huy toàn bộ hệ thống ngân hàng của một quốc gia (với các công cụ như lãi suất
-

tái chiết khấu, tỉ lệ dự trữ bắt buộc) để điều chỉnh lãi suất.
Lạm phát: Có thể nói rằng, lạm phát là một trong những nhân tố chủ chốt ảnh hưởng
đến lãi suất tín dụng. Khi lạm phát tăng lên một trong những biện pháp của Nhà nước
để giảm phát chính là áp dụng các biện phát để hút bớt lượng tiền lưu thông về. Đồng
thời các cá nhân, tổ chức trong nền kinh tế đang nắm dữ lượng vốn, tiền cũng sẽ

không dám cho vay do lo sợ đồng vốn của mình sẽ bị mất giá, bởi vậy họ sẽ chuyền
hướng sang dự trữ các loại hàng hoá như vàng, ngoại tệ hay đầu tư ra nước ngoài. Hai
điều này khiến cho khả năng cung ứng vốn trên thị trường sẽ giảm nhanh chóng, như
đã nói ở trên thì khi cung ứng vốn giảm thì tất yếu sẽ khiến cho lãi suất tăng. Không
chỉ dành cho lãi suất, lạm phát cũng là một yếu tố gắn liền với GDP, cho nên đây là
công cụ có thể tác động mạnh lên giá trị tiết kiệm quốc dân. Trong quá trình xây dựng
mô hình nhóm cũng đã thêm biến lạm phát và thu được ý nghĩa thống kê cao nhưng
do khuyết tật đa cộng tuyến nên nhóm đã loại bỏ biến này khỏi mô hình.

22


KẾT LUẬN

Trong phạm vi bài tiểu luận, nhóm đã tiến hành khảo sát ảnh hưởng của các yếu tố
tốc độ tăng trưởng GDP, lãi suất thực tế và thu nhập bình quân đầu người lên lượng tiết
kiệm. Thông qua việc sử dụng các phương pháp nghiên cứu định lượng và mô tả thống
kê, nhóm đã cơ bản lượng hóa được các tác động để từ đó đưa ra những khuyến nghị.
Bài tiểu luận này được hoàn thành dưới sự đóng góp của các thành viên với những
kiến thức được rút ra từ trong quá trình học tập, tìm hiểu và nghiên cứu môn kinh tế
lượng. Với việc làm tiểu luận này, chúng em có thể hiểu hơn về quy trình chạy mô hình
kinh tế lượng, phân tích, kiểm định sự phù hợp của mô hình và mối quan hệ giữa các biến
trong mô hình. Hơn nữa chúng em có thể áp dụng những kiến thức đã học và thông qua
phân tích mô hình kinh tế lượng để rút ra những kết luận bổ ích về các vấn đề, hiện tượng
kinh tế, xã hội.
Chúng em xin cảm ơn sự hướng dẫn và góp ý của cô Nguyễn Thúy Quỳnh đã giúp
chúng em hiểu rõ vấn đề và phân tích đúng hướng. Tuy nhiên do lần đầu thực hiện chúng
em không tránh khỏi thiếu sót, còn nhiều những nhân tố khác cũng ảnh hưởng đến lượng
tiết kiệm nhưng chưa được đưa vào mô hình. Rất mong nhận thêm những ý kiến đóng góp
của các bạn và nhận xét của cô để tiểu luận được hoàn thiện hơn. Chúng em xin chân

thành cảm ơn!

23


TÀI LIỆU THAM KHẢO

1 Giáo trình Kinh tế lượng, GS-TS Nguyễn Quang Dong, PGS-TS Nguyễn Thị Minh
chủ biên, ĐH Kinh tế quốc dân
2 Bài giảng và thực hành Lý thuyết kinh tế vĩ mô, PGS.TS Nguyễn Văn Công chủ biên,
ĐH Kinh tế quốc dân
3 Souleymane Coulibaly và Mohamed Diaby. 2013 “Solow in Transition . Macro and
Micro Determinants of Savings in Armenia”
4 M. Aslam Chaudhary and Naved Ahmad. 1996 “Sources and impacts of inflation in
Pakistan” Pakistan Economic and Social Review, Vol. 34, No. 1,pp. 21-39
5 Corbo, Vrttorio, and Klaus Schmidt-Hebbel. 1991. "Public Policies and Saving in
Developing Countries." Journal of Development Economics 36(1):89-115.
6 Paul R. Masson Tamim Bayoumi Hossein Samiei. 1995 “Staff Studies for the World
Economic Outlook”
7 Sebastian Edwards, 1996. "Why Are Latin America's Saving Rates So Low? An
International Comparative Analysis." Journal of Development Economics 51(l):5-44.
8 Dayal-Gulati, Anuradha, and Christian Thimann. 1997. "Saving in Southeast Asia and
9 Latin America Compared: Searching for Policy Lessons." IMF Working Paper 97/110.
International Monetary Fund, Washington, D.C. Processed.
10 Bailliu, Janine, and Helmut Reisen. 1998. "Do Funded Pensions Contribute to Higher
11 Aggregate Savings? A Cross-Country Analysis." Review of World Economics
134(4):692-711.
12 Pesaran, M. Hashem, Nadeem Haqile, and Sunil Sharma. 2000. "Neglected
Heterogeneity and Dynamics in Cross-Country Savings Regressions." In Jaya
Krishnakumar and Elvezio Ronchetti, eds., Panel Data Econometrics—Future

Direction: Papers in Honour of Professor Pietro Balestra. Amsterdam: North Holland.
13 Norman Loayza, Klaus Schmidt-Hebbel, and Luis Serven. 2000. “Saving in
Developing Countries: An Overview”. The World Bank Economic Review, vol. 14, no.
3: 393-414
14 Norman Loayza, Klaus Schmidt-Hebbel, and Luis Serven. 2000. “What drives private
saving across the world?” The Review of Economics and Statistics Vol. Lxxxii Number
2

24


Bảng đánh giá kết quả hoạt động thành viên
Người được đánh giá
Người đánh giá

Nguyễn Thị

Nghiêm Thu

Mạc Ngọc

Na

Thủy

Hải

10

10

Nguyễn Thị Na
Nghiêm Thu Thủy

10

Mạc Ngọc Hải

10

10

Điểm TB cá nhân

10

10

25

10

10