Báo cáo thực hành kinh tế lượng eviews BC5

BÁO CÁO THỰC HÀNH
KINH TẾ LƯỢNG
Họ và tên:
Mã số:

Lớp:

PHÂN TÍCH BỘ SỐ LIỆU: Tổng sản phẩm quốc nội (GDP),
Lạm phát (INF) nhập khẩu ( IM), Xuất khẩu ( X) từ năm 1995 đến
2019
Số quan sát: 25
Số biến số: 4

I.
Cơ sở chọn đề tài:
Tổng sản phẩm quốc nội GDP là một chỉ tiêu có tính cơ sở phán ảnh sự tang trưởng
kinh tế, quy mô kinh tế, trình độ phát triển kinh tế bình quân đầu người, cơ cấu kinh
tế và sự thay đổi mức giá cả của một quốc gia. Bởi vậy, GDP là một công cụ quan


trọng, thích hợp được dung phổ biến trên thế giới để khảo sát sự phát triển và sự thay
đổi trong nền kinh tế quốc dân. Nhận thức chính xác và sử dụng hợp lý chỉ tiêu này
có ý nghĩa quan trọng trong việc khảo sát và đánh giá trình trạng phát triển bền vững,
nhịp nhàng, toàn diện nền kinh tế.
Tổng thu nhập quốc gia là thu nhập tạo bởi tất cả hoạt đọng sản xuất trong nước và
quốc tế của các công ty một quốc gia, là giá trị của mọi hoạt động sản xuất của nền kinh
tế nội địa cộng với thu nhập ròng ( như tiền thuê, lợi nhuận, thu nhập nhân công) từ nước
ngoài trong vòng 1 năm.
Đứng trên góc độ nền kinh tế vĩ mô, GDP phụ thuộc vào khá nhiều nhân tố, trong đó có
kim ngạch xuất khẩu, nhập khẩu và tỷ lệ lạm phát của nước đó có ảnh hưởng đến tổng
GDP.

Để phân tích rõ hơn tác động của từng nhân tố ảnh hưởng đến GDP , nhóm em quyết định
chọn đề tài : “ Phân tích ảnh hưởng của tỷ lệ lạm phát, kim ngạch xuất nhập khẩu đến
tổng sản phẩm quốc nội GDP của Việt Nam trong giai đoạn từ 1995 – 2019 “
Nội dung nghiên cứu:
Với đề tài “ Mối quan hệ giữa tỷ lệ lạm phát , kim ngạch xuất khẩu, nhập khẩu đến tổng
sản phẩm quốc nội GDP của Việt Nam trong giai đoạn từ 1995 – 2019”, nội dung bài báo
cáo của nhóm em gồm có 4 phần:
1. Xây dựng mô hình hồi quy
2. Kiểm định các khuyết tật của mô hình
3. Kết luận về mô hình ban đầu và đề xuất mô hình tốt.
4. Kiến nghị về vấn đề nghiên cứu

II, Xây dựng mô hình hồi quy
1, Mô tả bộ số liệu
Xây dựng mô hình kinh tế lượng để phân tích tác động ảnh hưởng của lãi suất, đầu tư
trực tiếp nước ngoài đến tổng sản phẩm quốc nội của quốc gia Việt Nam thời kì từ 19952019
Mô hình gồm 3 biến:
- Biến phụ thuộc: + GDP: Tổng sản phẩm quốc nội, đơn vị: triệu USD
- Biến độc lập: INF: Tỷ lệ lạm phát , đơn vị: %
IM: Nhập khẩu , đơn vị triệu USD.
X: Xuất khẩu, đơn vị triệu USD
Nguồn số liệu được lấy từ trang web: />source=2&country=VNM&series=&period#

Mô hình hồi quy tổng thể (PRF): log(GDPi ) = α 1 + α 2 INF + α 3 log(IM i )+
log(Xi)+ Ui
Bảng số liệu về GDP, INF, I, X, IM của Việt Nam thời kì 1995- 2019
YEAR

GDP

1995 20,736
1996

INF
4.581

I
1,780

X
6,804.128

IM
8,690


24,657

5.675

2,395

10,077.135

12,782

1997 26,844

3.210

2,220

11,570.361

13,755

1998 27,210

7.266

1,671

12,203.045

14,191

1999 28,684

4.117

1,412

14,332.148

15,151

2000 31,173

(1.710)

1,298

16,808.689

17,923

2001 32,685

(0.432)

1,300

17,997.102

18,596

2002 35,064

3.831

1,400

19,193.788

21,725

2003 39,553

3.220

1,450

22,415.698

26,759

2004 45,428

7.759

1,610

27,134.531

33,292

2005 57,633

8.281

1,954

36,712.091

38,623

2006 66,372

7.386

2,400

44,944.777

46,856

2007 77,414

8.304

6,700

54,591.008

65,096

2008 99,130

23.116

9,579

69,724.977

83,250

2009 106,015

7.055

7,600

66,374.595

76,434

2010 115,932

8.862

8,000

83,473.591

92,995

2011 135,539

18.676

7,430

107,605.944

113,208

2012 155,820

9.094

8,368

124,700.595

119,242

2013 171,222

6.592

8,900

143,186.372

139,491

2014 186,205

4.710

9,200

160,889.682

154,791

2015 193,241

0.879

11,800

173,490.415

171,962

2016 205,276

3.244

12,600

192,187.638

186,929

2017 223,780

3.520

14,100

227,345.654

221,075

2018 245,214

3.539

15,500

259,514.071

251,282

2019 271,447

2.796

15,630

276,064.071

287,941

2. Xây dựng một số mô hình hồi quy ( Với mức ý nghĩa α =5%)
Mô hình hồi quy tổng thể (PRF) log(GDPi ) = α 1 + α 2 INF + α 3 log(IM i )+
log(Xi)+ ui


• Mô hình hồi quy mẫu
(SRF) log(GDP )i = β 1 + β 2 log(IM i ) + β 3 log(X i ) + β 3 INF+ ei ( ei là ước lượng của
Ui)
Dependent Variable: LOG(GDP)
Method: Least Squares
Date: 03/13/20 Time: 11:03
Sample: 1995 2019
Included observations: 25
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
LOG(IM)
LOG(X)
INF

3.007640
-0.338612
0.418943
0.000877

0.207090
0.231435
0.217271
0.002810

14.52335
1.463099
1.928209
0.312181

0.0000

0.1582
0.0675
0.7580

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.995171
0.994482
0.063655
0.085092
35.56278
1442.705
0.000000

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

11.23609
0.856898
-2.525023

-2.330003
-2.470932
0.684847

(SPR) log( GDP i ) = 3.007640 - 0.338612 log(IMi) + 0.418943 log(X i) + 0.000877
INFi + ei
 Với β2 = 0.338612; khi kim ngạch xuất khẩu, tỷ lệ lạm phát khong đổi và nếu tổng
kim ngạch nhập khẩu tăng (giảm) 1 % thì GDP trung bình giảm(tang ) 0.338612
%
 Với β3 = 0.418943; khi kim ngạch nhập khẩu khẩu, tỷ lệ lạm phát khong đổi và
nếu tổng kim ngạch xuất khẩu tăng (giảm) 1 % thì GDP trung bình tang ( giảm )
0.418943 %
 Với β4 = 0.000877; khi kim ngạch nhập khẩu khẩu, xuất khẩu khong đổi và nếu
tỷ lệ lạm phát tang ( giảm) 1% thì GDP trung bình tang 0.0877%
 Hệ số hồi quy hoàn toàn phù hợp với lý thuyết kinh tế đưa ra
 Kiểm định sử phù hợp của hàm hồi quy
Cách 1:
H 0 : R 2 = 0
- Kiểm định giả thiết :

2
 H1 : R ≠ 0
( H 0 : Mô hình không phù hợp ; H 1 : Mô hình phù hợp)
-

Ta có P_value = 0.000000 < α = 0,05 => chấp nhận H1. Tức là ít
nhất một trong ba biến nhập khẩu ( IM), xuất khẩu ( X) và tỷ lệ lạm
phát ( INF) giải thích cho sự biến động của GDP. Hàm hồi quy phù
hợp, có ý nghĩa thống kê.
Cách 2:

H 0 : R 2 = 0
Kiểm định giả thiết :

2
 H1 : R ≠ 0
( H 0 : Mô hình không phù hợp ; H 1 : Mô hình phù hợp)


Dựa vào kết quả Eview trên, ta có Fqs = 1442.705
Tra bảng giá trị F, có:
F0.05(k-1,n-4) = F0.05(3,21) = 3.07

Fqs > F0.05(3,21)

Fqs thuộc miền bác bỏ W.

Bác bỏ H0, chấp nhận H1

Với mức ý nghĩa 0.05, Mô hình hồi quy phù hợp
IIII, Kiểm định các khuyết tật
1, Kiểm định hiện tượng tự tương quan mô hình 1 bằng kiểm định Breush- Godfrey
Kết quả Eviews bằng phương pháp BG thu được :
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic
Obs*R-squared

7.137265
6.575151

Prob. F(1,20)

Prob. Chi-Square(1)

0.0147
0.0103

Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 03/13/20 Time: 13:55
Sample: 1995 2019
Included observations: 25
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
LOG(IM)
LOG(X)
INF
RESID(-1)

-0.000931
0.010346

-0.010757
0.000724
0.517700

0.182174
0.203626
0.191172
0.002486
0.193781

-0.005111
0.050810
-0.056267
0.291119
2.671566

0.9960
0.9600
0.9557
0.7740
0.0147

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.263006
0.115607
0.055997
0.062712
39.37748
1.784316
0.171614

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

Sử dụng kiểm định : BG
Lập cặp gt : H0: mô hình ko có tư tương quan bậc 1
H1: mô hình có tư tương quan bậc 1.
Tiêu chuẩn kiểm định
+ n.R2 = Obs*R-squared = 6.575151
Miền bác bỏ : W={ X2: X2 > X2(2)}.
Tra bảng giá trị khi bình phương , ta có
X2(2) = 5.9915
=> Khi binh phương quan sát thuộc miền bác bỏ

bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1

Vậy mô hình có tự tương quan bậc 1

1.20E-15

0.059544
-2.750198
-2.506423
-2.682585
1.746042


2, Kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định White
 Kiểm định White (no cross terms) với mô hình gốc
Giả thuyết kiểm định:
H0: Mô hình gốc có phương sai sai số không đổi (đồng đều)
H1: Mô hình gốc có phương sai sai số thay đổi
Kết quả kiểm định:
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic
Obs*R-squared
Scaled explained SS

1.766435
12.86326
10.54026

Prob. F(9,15)
Prob. Chi-Square(9)
Prob. Chi-Square(9)

0.1585
0.1689
0.3085

Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 03/13/20 Time: 14:14
Sample: 1995 2019
Included observations: 25
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
LOG(IM)^2
LOG(IM)*LOG(X)
LOG(IM)*INF
LOG(IM)
LOG(X)^2
LOG(X)*INF
LOG(X)
INF^2
INF

0.150439
0.482502
-0.944171

-0.001137
-0.267986
0.462680
0.001562
0.243132
-2.50E-05
-0.004268

0.277480
0.438432
0.833143
0.007346
0.559563
0.395986
0.006749
0.524689
6.13E-05
0.007617

0.542161
1.100518
-1.133265
-0.154729
-0.478920
1.168425
0.231497
0.463384
-0.407674
-0.560341

0.5957
0.2885
0.2749
0.8791
0.6389
0.2609
0.8201
0.6497
0.6893
0.5835

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.514530
0.223249
0.004666
0.000327
105.0985
1.766435
0.158535

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

Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

0.003404
0.005294
-7.607880
-7.120330
-7.472655
2.037421

• Sử dụng kiểm định White:
• Lập cặp giả thuyết H0 : Mô hình có PSSS không thay đổi.
H1: Mô hình có PSSS thay đổi
• Tiêu chuẩn kiểm định:
n.R2 = Obs*R-squared = 12.86326
* Miền bác bỏ : W={ X2: X2 > X2(9)}
Tra bảng giá trị Chi bình phương ta có ,
X2(9) = 16.92
.=> X2qs không thuộc miền bác bỏ.
 Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết Ho
 Vậy mô hình có phương sai sai số không đổi.


 Kiểm định White (cross terms) với mô hình gốc
Kết quả kiểm định:
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic
Obs*R-squared
Scaled explained SS

2.434731
6.451512
5.286421

Prob. F(3,21)
Prob. Chi-Square(3)
Prob. Chi-Square(3)

0.0932
0.0916
0.1520

Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 03/13/20 Time: 14:21
Sample: 1995 2019
Included observations: 25
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

LOG(IM)^2
LOG(X)^2
INF^2

0.001561
0.001430
-0.001428
-1.10E-05

0.007888
0.000801
0.000759
9.29E-06

0.197870
1.784639
-1.883034
-1.188228

0.8450
0.0888
0.0736
0.2480

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

Prob(F-statistic)

0.258060
0.152069
0.004875
0.000499
99.79662
2.434731
0.093244

Giả thuyết kiểm định:

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

0.003404
0.005294
-7.663729
-7.468709
-7.609639
1.540716

H0: Mô hình gốc có phương sai sai số không đổi (đồng đều)
H1: Mô hình gốc có phương sai sai số thay đổi

• Tiêu chuẩn kiểm định:

n.R2 = Obs*R-squared = 6.451512
• Miền bác bỏ : W={ X2: X2 > X2(3)}
• Tra bảng giá trị Chi bình phương ta có ,
X2(3) = 7.81
.=> X2qs không thuộc miền bác bỏ
 Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết Ho
 Vậy mô hình có phương sai sai số không đổi.

3, Kiểm định định dạng phương trình hồi quy bằng kiểm định Ramsey RESET
Kết quả kiểm định:
Ramsey RESET Test
Equation: UNTITLED
Specification: LOG(GDP) C LOG(IM) LOG(X) INF
Omitted Variables: Squares of fitted values


t-statistic
F-statistic
Likelihood ratio

Value
2.499626
6.248128
6.796560

df
20
(1, 20)
1

Probability
0.0213
0.0213
0.0091

Sum of Sq.
0.020255
0.085092
0.064837
0.064837

df
1
21
20
20

Mean
Squares
0.020255
0.004052
0.003242
0.003242

Value
35.56278
38.96106

df
21

20

F-test summary:
Test SSR
Restricted SSR
Unrestricted SSR
Unrestricted SSR
LR test summary:
Restricted LogL
Unrestricted LogL

Unrestricted Test Equation:
Dependent Variable: LOG(GDP)
Method: Least Squares
Date: 03/13/20 Time: 14:25
Sample: 1995 2019
Included observations: 25
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
LOG(IM)
LOG(X)

INF
FITTED^2

6.371010
-0.171149
-0.054930
0.002882
0.057559

1.358240
0.290589
0.271491
0.002638
0.023027

4.690637
-0.588971
-0.202327
1.092467
2.499626

0.0001
0.5625
0.8417
0.2876
0.0213

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression

Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.996321
0.995585
0.056937
0.064837
38.96106
1354.001
0.000000

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

• Giả thuyết kiểm định:

11.23609
0.856898
-2.716885
-2.473110
-2.649272
1.105486

H0: Mô hình gốc có dạng hàm đúng/không thiếu

biến
H1: Mô hình gốc có dạng hàm không đúng/thiếu
biến

• Miền bác bỏ:
W={ F: F > Fα(k-1; n-k) }
• Dựa vào kết quả eviews , ta có : Fqs= 6.248128
Fα(2,n-5) =F0.05(2,20)= 3.49
=> Fqs € W
=> bác bỏ H0, chấp nhận H1 => Mô hình có dạng hàm khong đúng/ bỏ sót
biến.

4, Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến bằng mô hình hồi quy phụ
Hồi quy phụ INF theo IM, X: INFi = = β 1 + β 2 log(IM i ) + β 3 log(Xi)+ Vi
Giả thuyết kiểm định: Ho: Mô hình 1 không có đa cộng tuyến
H1: Mô hình 1 có đa cộng tuyến


Kết quả kiểm định:
Dependent Variable: INF
Method: Least Squares
Date: 03/13/20 Time: 14:32
Sample: 1995 2019
Included observations: 25
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
LOG(IM)
LOG(X)

-28.86405
38.83576
-35.89356

14.45941
15.48746
14.60341

-1.996212
2.507561
-2.457889

0.0084
0.0200
0.0223

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

F-statistic
Prob(F-statistic)

0.238587
0.169367
4.830306
513.3008
-73.24829
3.246817
0.049868

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

6.142810
5.299929
6.099863
6.246128
6.140431
1.546401

Ta có: F0,05(k-1,n-3) = F0,05(2,22) = 3.44
Fqs = 3.246817
Miền bác bỏ: W = { F: Fqs > F0.05(k-1;n-k) }
(k-1,n-k)
 Fqs < F0,05

 Fqs không thuộc miền bác bỏ
Vậy với α = 0,05, mô hình gốc không có khuyết tật đa cộng tuyến
5. Kiểm định tính phân phối chuẩn của mô hình
Kiểm định tính chuẩn của sai số ngẫu nhiên của mô hình gốc bằng JB (Jarque-Bera), từ
Eviews ta thu được báo cáo:


•

Lập cặp giả thuyết: H0 : Mô hình có SSNN theo quy luật phân phối chuẩn.
H1: Mô hình không có SSNN theo quy luật phân phối chuẩn
• Miền bác bỏ: W = { χ2qs : χ2qs > χ20.05(2)}
• Dựa vào kết quả Eview :
Ta có: JBqs = 0.528653
χ20.05(2) = 5,9915
 JBqs < χ20.05(2)
 JBqs ∉ Wα
Vậy với mức ý nghĩa α = 0.05, mô hình gốc có sai số ngẫu nhiên tuân theo quy luật
phân phối chuẩn
IV, Kết luận
Từ những kiểm định trên ta có thể rút ra các kết luận sau:
• Tổng kim ngạch xuất khẩu, nhập khẩu và tỷ lệ lạm phát có ảnh hưởng đến tổng
sản phẩm quốc nội GDP của Việt Nam giai đoạn từ 1995 - 2019
• Mô hình lựa chọn phù hợp với lý thuyết kinh tế
• IM, X, INF giải thích 99.5171 % sự biến động của GDP
• Mô hình gốc không có phương sai sai số thay đổi
• Mô hình gốc không có hiện tương đa cộng tuyến
• Mô hình gốc có hiện tượng tự tương quan và có dạng hàm không đúng/ bị bỏ sót
biến.
 Biện pháp khắc phục:Thêm biến độc lập: I – tổng đầu tư trực tiếp nước ngoài

vào Việt Nam FDI
 Mô hình mới : log(GDP )i = β 1 + β 2 log(IM i ) + β 3 log(X i ) + β 3 INF +β 4
log(Ii)+ ei
Thu thập số liệu mới như sau và tiến hạnh nhập bảng số liệu sau khi thêm
biến độc lập I vào mô hình


YEAR

GDP

INF

X

IM

1995 20,736

4.581

6,804.128

8,690

1996 24,657

5.675

10,077.135

12,782

1997 26,844

3.210

11,570.361

13,755

1998 27,210

7.266

12,203.045

14,191

1999 28,684

4.117

14,332.148

15,151

2000 31,173

(1.710)

16,808.689

17,923

2001 32,685

(0.432)

17,997.102

18,596

2002 35,064

3.831

19,193.788

21,725

2003 39,553

3.220

22,415.698

26,759

2004 45,428

7.759

27,134.531

33,292

2005 57,633

8.281

36,712.091

38,623

2006 66,372

7.386

44,944.777

46,856

2007 77,414

8.304

54,591.008

65,096

2008 99,130

23.116

69,724.977

83,250

2009 106,015

7.055

66,374.595

76,434

2010 115,932

8.862

83,473.591

92,995

2011 135,539

18.676

107,605.944

113,208

2012 155,820

9.094

124,700.595

119,242

2013 171,222

6.592

143,186.372

139,491

2014 186,205

4.710

160,889.682

154,791

2015 193,241

0.879

173,490.415

171,962

2016 205,276

3.244

192,187.638

186,929

2017 223,780

3.520

227,345.654

221,075

2018 245,214

3.539

259,514.071

251,282

2019 271,447

2.796

276,064.071

287,941

Kết quả hồi quy mô hình mới thu được như sau:


Dependent Variable: LOG(GDP)
Method: Least Squares
Date: 03/13/20 Time: 15:29
Sample: 1995 2019
Included observations: 25
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
LOG(IM)
LOG(X)
LOG(I)
INF

3.252132
-0.053468
0.687224
0.135178
0.000358

0.160482
0.190234
0.169302
0.030493
0.002048

20.26482
-0.281065
4.059166
4.433103
0.174643

0.0000
0.0815
0.0006
0.0003
0.0029

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

F-statistic
Prob(F-statistic)

0.997565
0.997077
0.046324
0.042919
44.11802
2048.009
0.000000

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

11.23609
0.856898
-3.129442
-2.885667
-3.061829
1.957540

Khi đó, mô hình mới thu được là:
 SRM: log(GDP )i = 3.252132 -0.053468* log(IM i ) + 0.687224 *log(X i ) +
0.000358 *INF +0.135178 *log(Ii)+ ei

Kiểm đinh tự tương quan bậc 1 bằng pp Durbin – Waston:

Dựa vào kết quả trên ta có,
dqs = 1.957540
Với k= 5, n=25 , Tra bảng giá trị Durbin – Waston, ta có:
dL = 0.95, dU = 1.89
 4- dL = 4- 0.95 = 3.05
 4- dU = 4 - 1.89 = 2.11
 Dqs thuộc khoảng ( dU ; 4- dU )
 Mô hình không có khuyết tật tự tương quan bậc 1.
-Các biến độc lập xuất khẩu , nhập khẩu và tỷ lệ lạm phát giải thích được
99.7565% sự thay đổi của biến phụ thuộc GDP
- Tìm khoảng tin cậy 2 phía của β 3

Với mẫu n=25, α = 0,05 ta có:
= 0.687224 ;

=0.169302; t(n-4)0.025 = 2,552

Do đó:
0.687224 -0.169302* 2.552 ≤ β3 ≤ 0.687224 + 0.169302* 2.552
⇔ 0.255165296 ≤ β3≤ 1.119283
Vậy với mức ý nghĩa α = 0,05, khi kim ngach xuất khẩu tăng 1% thì GDP tang
tối thiểu 0.255165296 %, tối đa là 1.119283%


-Phương sai sai số ngẫu nhiên của mô hình tốt là : 0.046324
V. KIẾN NGHỊ VỀ VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU
Hầu hết các quốc gia trên thế giới, đều không phân biệt khuynh hướng
chính trị, mổi quốc gia đều tự xác định riêng cho mình một chiến lược
riêng để phát triển kinh tế – xã hội. Tăng trưởng và phát triển kinh tế là
mục tiêu đầu tiên của tất cả các nước trên thế giới, là thước đo chủ yếu

về sự tiến
bộ trong mỗi giai đoạn của các quốc gia. Không riêng một đất nước nào cả, ở
Việt Nam cũng vậy luôn xem việc phát triển kinh tế là một nhiệm vụ rất bức thiết.
Việt Nam sau hơn 20 năm đổi mới, đã có những bước phát triển đáng kể, đất nước
ta từ nền kinh tế thời bao cấp trì trệ đã chuyển sang nền kinh tế thị trường theo
định hướng XHCN. Tổng thu nhập quốc dân hằng năm đã tăng lên. Hơn thế nữa
đất nước chúng ta hiện nay gia nhập vào nền kinh tế toàn cầu WTO, hội nhập kinh
tế quốc tế. Dưới đây là một số kiến nghị để tiếp tục những thành tựu đã đạt được
trong tiến trình phát triển bền vững thể hiện bằng việc GDP của Việt Nam liên tục
tang trong những năm qua:
•

Để tăng GDP trong một nước thì phải tăng cường thực hiện các chính sách
thu hút vốn đầu tư, tăng cường xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu.
•

Chú trọng thu hút các tập đoàn đa quốc gia đầu tư các dự án lớn, công
nghệ cao, kết cấu hạ tầng, tạo bước chuyển biến trong tái cơ cấu, thúc
đẩy công nghiệp hỗ trợ và tạo điều kiện cho DN trong nước phát triển.

•

Để tăng cường xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu:

•

Ở cấp độ nhà nước đó là sự ổn định về chính trị- xã hội, quan hệ quốc tế
tốt đẹp, hành lang pháp lý hoàn chỉnh rõ ràng, minh bạch và theo
phương hướng ổn định; bộ máy điều hành nhanh nhậy, cơ chế chính
sách, các công cụ điều hành vĩ mô hợp lý, trong đó có lãi suất ngân

hàng, tỷ giá hối đoái có tác dụng thúc đẩy xuất khẩu, hạn chế nhập khẩu.
Nâng cao khả năng cạnh tranh ở cấp độ doanh nghiệp là khả năng không
ngừng nâng cao hiệu quả sản xuất kinh doanh, nhanh nhậy nắm bắt tình
hình cung – cầu (cả lượng lẫn chất) trên thị trường thế giới cả sản xuất
và kinh doanh. Các mặt hàng và loại hình dịch vụ thì khả năng cạnh
tranh được thể hiện trước hết ở giá thành hạ, chất lượng cao, mẫu mã,
bao bì phù hợp với thị hiếu của người tiêu dùng được tiếp thị rộng rãi.

•