bài tập thực hành kinh tế lượng NGHIÊN cứu sự ẢNH HƯỞNG của vốn , CHI TIÊU CHO GIÁO dục đến GDP VIỆT NAM GIAI đoạn 2000 2016

HỌC VIỆN TÀI CHÍNH
KHOA CƠ BẢN
BỘ MÔN : KINH TẾ LƯỢNG

ĐỀ TÀI : NGHIÊN CỨU SỰ ẢNH HƯỞNG CỦA
VỐN , CHI TIÊU CHO GIÁO DỤC ĐẾN GDP
VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2000-2016
NHÓM 11
1.Trịnh Thị Minh Nguyệt (15.06)
2.Lý Thị Huyền Chang (15.06)
3.Đỗ Thị Thu Huyền (15.06)
4.Vũ Ngọc Diệp (15.06)
5.Phạm Thị Sửu (15.06)


I.Đặt vấn đề
1. Đề tài nghiên cứu : Sự ảnh nhưởng của vốn , chi tiêu cho giáo dục đến GDP
2.Các biến :
- Biến phụ thuộc : GDP
- Biến độc lập :+ vốn K
+ chi tiêu cho giáo dục H

3.Lý do chọn đề tài :
Tổng sản phẩm quốc nội GDP là một chỉ tiêu có tính cơ sở phản ánh sự tăng 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 dùng phổ biến trên thế
giới sự phát triển , 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 tình trạng phát triển bền vững, nhịp
nhàng, toàn diện nền kinh tế . Bất cứ một quốc gia nào cũng muốn duy trì một nền kinh tế tăng
trưởng cùng với sự ổn định mà GDP là một trong những tín hiệu cụ thể cho những nỗ lực của chính
phủ cũng như người dân . Vì thế việc nghiên cứu khuynh hướng tăng trưởng GDP và các nhân tố ảnh

hưởng đến GDP giúp chính phủ có thể thay đổi các chính sách để đạt được các mục tiêu đề ra nhằm
thúc đẩy tăng trưởng kinh tế . Trong các nhân tố ảnh hưởng đến GDP không thể không kể đến khối
lượng vốn và chi tiêu cho giáo dục . Vì vậy nhóm chúng em quyết định nghiên cứu đề tài :
“ Sự ảnh hưởng của vốn và chi tiêu cho giáo dục đến GDP Việt Nam giai đoạn 2000-2016 ‘’

II.Xây dựng mô hình tổng quát

PRM:

GDPi = β1+ β2Ki + β3Hi + Ui


III.Bảng số liệu về các biến số GDP(tỷ đồng), tổng vốn-K (tỷ đồng),
chi tiêu cho giáo dục-H (tỷ đồng).
(Nguồn : Tổng cục thống kê)
Năm

GDP

K

H

2000

441646

151183

16130

2001

481295

170496

19643

2002

535762

200145

22500

2003

613443

239246

28253

2004

715307

290927

31352

2005

914001

343135

36219

2006

1061565

404712

48860

2007

1246769

532093

70200

2008

1616047

616735

83528

2009

1809149

708826

88674

2010

2157282

830278

103336


2011

2779880

924495

130299

2012

3245419

1010114

207090

2013

3584262

1091136

201475

2014

3937856

1220700

225038

2015

4192862

1367200

257408

2016

4453239

1485100

270621


IV. Ước lượng mô hình : ảnh hưởng của vốn - K (tỷ đồng) , chi tiêu
cho giáo dục - H (tỷ đồng) đến tổng sản phẩm quốc nội - GDP (tỷ
đồng).
Dependent Variable: GDP

Method: Least Squares

Date: 11/23/17 Time: 21:32

Sample: 2000 2016

Included observations: 17

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

19262.07

71145.32

0.270743

0.7905

K

1.618659

0.344213

4.702500

0.0003

H

7.988422

1.692580

4.719673

0.0003

R-squared

0.994098

Mean dependent var

1987399.

Adjusted R-squared

0.993254

S.D. dependent var

1426023.

S.E. of regression

117121.5

Akaike info criterion

26.33860

Sum squared resid

1.92E+11

Schwarz criterion

26.48563

Log likelihood

-220.8781

Hannan-Quinn criter.

26.35321


F-statistic

1178.960

Prob(F-statistic)

0.000000

Durbin-Watson stat

1.748530

SRM : GDPi= 19262.07 + 1.618659Ki + 7.988422Hi + ei
βˆ1 = 19262.07 cho biết khi vốn và chi tiêu cho giáo dục bằng không thì GDP tăng 19262.07 tỷ đồng

βˆ 2 =1.618659 cho biết khi vốn thay đổi 1 tỷ đồng trong điều kiện chi tiêu cho giáo dục không đổi thì
GDP thay đổi 1.618659 tỷ đồng

βˆ 3 =7.988422 cho biết khi chi tiêu cho giáo dục thay đổi 1 tỷ đồng trong điều kiện vốn không đổi thì
GDP thay đổi 7.988422 tỷ đồng

V.Ước lượng các tham số của mô hình
1.Ước lượng β1
a.Tìm khoảng tin cậy 2 phía

βˆ1 - Se( βˆ1 ).t

α/2

(n- 3)

ˆ
ˆ
(n-3)
≤ β1 ≤ β 1 + Se( β 1 ).tα/2

βˆ1 =19262.07
ˆ

Se( β 1 )= 71145.32
tα/2

(n- 3)

= t0.025

(14)

= 2.145

 -133344.6 ≤ β1 ≤ 171868.8
b.Tìm khoảng tin cậy bên trái

ˆ
ˆ
(n-3)
β1 ≤ β 1 + Se( β 1 ).tα

βˆ1 =19262.07
ˆ

Se( β 1 )= 71145.32


tα

(n-3)

= t0.05

(14)

= 1.761

 β1 ≤ 144548.98

c.Tìm khoảng tin cậy bên phải

βˆ1 - Se( βˆ1 ).t

α

(n- 3)

≤ β1

βˆ1 =19262.07
ˆ

Se( β 1 )= 71145.32
tα

(n-3)

= t0.05

(14)

= 1.761

 -106024.8 ≤ β1

2. Ước lượng β2
a.Tìm khoảng tin cậy 2 phía

βˆ 2 -Se( βˆ 2 ).t

α/2

(n- 3)

ˆ
ˆ
(n-3)
≤ β2 ≤ β 2 + Se( β 2 ) .tα/2

βˆ 2 =1.618659
ˆ

Se( β 2 ) = 0.344213
tα/2

(n- 3)

= t0.025

(14)

= 2.145

=> 0.88 ≤ β2 ≤ 2.357
b.Tìm khoảng tin cậy bên trái
β2 ≤

βˆ 2 + Se( βˆ 2 ).t

βˆ 2 =1.618659
ˆ
Se( β 2 )= 0.344213

α

(n-3)


tα

(n- 3)

= t0.05

(14)

= 1.761

 β2 ≤ 2.22
c. Tìm khoảng tin cậy bên phải

βˆ 2 - Se( βˆ 2 ) .t

α

(n- 3)

≤ β2

βˆ 2 =1.618659
ˆ

Se( β 2 ) = 0.344213
tα

(n- 3)

= t0.05

(14)

= 1.761

 1.01 ≤ β2

3. Ước lượng β3
a.Tìm khoảng tin cậy 2 phía

βˆ 3 - Se( βˆ 3 ) .t (n- 3) ≤ β3 ≤ βˆ 3 + Se( βˆ 3 ) .t (n-3)
α/2
α/2
βˆ 3 = 7.988422
ˆ

Se( β 3 ) = 1.69258
tα/2

(n- 3)

= t0.025

(14)

= 2.145

 4.36 ≤ β3 ≤ 11.62
b.Tìm khoảng tin cậy bên trái

ˆ
ˆ
(n-3)
β3 ≤ β 3 + Se( β 3 ).tα

βˆ 3 = 7.988422


ˆ

Se( β 3 )= 1.69258
tα

(n- 3)

= t0.5

(14)

= 1.761

β3 ≤ 10.97



c.Tìm khoản tin cậy bên phải

βˆ 3 -Se( βˆ 3 ).t

α

(n- 3)

≤ β3

βˆ 3 = 7.988422
ˆ

Se( β 3 ) = 1.69258
tα

(n- 3)

= t0.5

(14)

= 1.761

 5 ≤ β3

VI.Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy
SRM : GDPi= 19262.07 + 1.618659Ki + 7.988422Hi + ei
+ Cặp giả thuyết
H0 : Mô hình hồi quy không phù hợp ( R 2=0 => β2=β3=0)
H1 : Mô hình hồi quy phù hợp (R 2 ≠ 0 => β2≠0 hoặc β3≠ 0)

+ Tiêu chuẩn kiểm định

R2 / 2
2
(2,n -3)
F = R /( n − 3) ~ F
+ Miền bác bỏ
Wα = { F : F > F α

(2,n-3)

}


+ Dựa vào mẫu
Fqs= = 1179.03
Tra F0.05

(2,14)

= 3.68

 Fqs > F0.05(2,14)
 Bác bỏ H0 , chấp nhận H1

 Mô hình hồi quy phù hợp

VII.Kiểm tra các khuyết tật của mô hình
1.Nhận dạng đa cộng tuyến dựa vào hồi quy phụ
Dependent Variable: H

Method: Least Squares

Date: 11/23/17 Time: 22:18

Sample: 2000 2016

Included observations: 17


Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-27724.47

8157.541

-3.398631

0.0040

K

0.199537

0.010141

19.67701

0.0000

R-squared

0.962704

Mean dependent var

108272.1

Adjusted R-squared

0.960217

S.D. dependent var

89576.59

S.E. of regression

17866.60

Akaike info criterion

22.52938

Sum squared resid

4.79E+09

Schwarz criterion

22.62741

Log likelihood

-189.4998

Hannan-Quinn criter.

22.53913

Durbin-Watson stat

0.964871

F-statistic

387.1846

Prob(F-statistic)

0.000000

+Cặp giả thuyết


H0 : Mô hình gốc không có đa cộng tuyến
H1 : Mô hình gốc có đa cộng tuyến
+Tiêu chuẩn kiểm định

R12 / 1
2
(1,n-2)
F= (1 − R1 ) /( n − 2) ~ F

+Miền bác bỏ

Wα = { F:F>Fα

(1,n-2)

}

+Dựa vào mẫu
Fqs = 387.1879

Tra F0.05

 Fqs > F0.05

(1,15)

= 4.54

(1,15)

 Bác bỏ H0 , chấp nhận H1
 Mô hình không có đa cộng tuyến


2.Nhận dạng phương sai sai số thay đổi – Kiểm định White

F-statistic

4.722102

Prob. F(5,11)

0.0151

Obs*R-squared

11.59702

Prob. Chi-Square(5)

0.0407

Scaled explained SS

7.129682

Prob. Chi-Square(5)

0.2112

Coefficient

Std. Error

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 11/23/17 Time: 22:13

Sample: 2000 2016

Included observations: 17

Variable

t-Statistic

Prob.


C

2.00E+09

1.59E+10

0.125766

0.9022

K^2

-0.626512

0.357303

-1.753446

0.1073

K*H

8.693653

3.550960

2.448254

0.0323

K

-152321.9

176042.5

-0.865257

0.4054

H^2

-30.83950

9.906455

-3.113071

0.0099

H

1428508.

886677.7

1.611079

0.1355

R-squared

0.682177

Mean dependent var

1.13E+10

Adjusted R-squared

0.537713

S.D. dependent var

1.57E+10

S.E. of regression

1.07E+10

Akaike info criterion

49.28803

Sum squared resid

1.25E+21

Schwarz criterion

49.58211

Log likelihood

-412.9483

Hannan-Quinn criter.

49.31726

Durbin-Watson stat

2.707976

F-statistic

4.722102

Prob(F-statistic)

0.015068


+Cặp giả thuyết
H0 : Phương sai sai số không đổi theo biến phụ thuộc
H1: Phương sai sai số thay đổi theo biến phụ thuộc

+Tiêu chuẩn kiểm định
2

2

Ӽ = nR1 ~ Ӽ

2(5)

+Miền bác bỏ
2

Wα= { Ӽ : Ӽ

2

> Ӽ2(5)0.05 }

+ Dựa vào mẫu
2

Ӽ qs = 17*0.682177= 11.597
Tra Ӽ
2

 Ӽ qs > Ӽ

2(5)

2(5)

0.05

= 11.0705

0.05

 Bác bỏ H0 , chấp nhận H1
 Phương sai sai số thay đổi theo biến phụ thuộc

3.Nhận diện tựu tương quan-Kiểm định Breusch-Godfrey

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic

0.071384

Prob. F(2,12)

0.9315

Obs*R-squared

0.199876

Prob. Chi-Square(2)

0.9049

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Method: Least Squares

Date: 11/23/17 Time: 21:50

Sample: 2000 2016

Included observations: 17

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-7348.351

93228.88

-0.078821

0.9385

K

0.053672

0.620742

0.086464

0.9325

H

-0.271227

3.276872

-0.082770

0.9354

RESID(-1)

0.110826

0.479905

0.230933

0.8213

RESID(-2)

-0.054159

0.457887

-0.118280

0.9078


R-squared

0.011757

Mean dependent var

-1.52E-10

-0.317657

S.D. dependent var

109557.1

S.E. of regression

125759.8

Akaike info criterion

26.56206

Sum squared resid

1.90E+11

Schwarz criterion

26.80713

Log likelihood

-220.7775

Hannan-Quinn criter.

26.58642

Durbin-Watson stat

1.903914

Adjusted R-squared

F-statistic

0.035692

Prob(F-statistic)

0.997209

+ Cặp giả thuyết
H0 : Mô hình ban đầu không có tựu tương quan
H1 : Mô hình ban đầu có tựu tương quan
+ Tiêu chuẩn kiểm định
2

2

Ӽ = (n-2)R1 ~ Ӽ
+Miền bác bỏ

Wα={ Ӽ

2

2(2)

: Ӽ2 > Ӽα2(2)}

+Dựa vào mẫu ta có
2

Ӽ qs = (17-2)*0.011757=0.176355


Tra Ӽα
2

 Ӽ qs ≤ Ӽ0.05

2(2)

= Ӽ0.05

2(2)

= 5.9915

2(2)

 Chưa có cơ sở bác bỏ H0
 Mô hình ban đầu không có tựu tương quan

4.Các loại sai lầm chỉ định
a. Đưa biến không thích hợp vào mô hình

* Có nên bỏ K ra khỏi mô hình không
Redundant Variables Test

Equation: UNTITLED

Specification: GDP C K H

Redundant Variables: K

Value

df

Probability

t-statistic

4.702500

14

0.0003

F-statistic

22.11350

(1, 14)

0.0003

Likelihood ratio

16.10936

1

0.0001

F-test summary:


Sum of Sq.

df

Mean Squares

Test SSR

3.03E+11

1

3.03E+11

Restricted SSR

4.95E+11

15

3.30E+10

Unrestricted SSR

1.92E+11

14

1.37E+10

Unrestricted SSR

1.92E+11

14

1.37E+10

Value

df

Restricted LogL

-228.9327

15

Unrestricted LogL

-220.8781

14

LR test summary:

Restricted Test Equation:

Dependent Variable: GDP

Method: Least Squares

Date: 11/23/17 Time: 22:06


Sample: 2000 2016

Included observations: 17

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

276922.6

70415.20

3.932711

0.0013

H

15.79794

0.507191

31.14793

0.0000

R-squared

0.984775

Mean dependent var

1987399.

Adjusted R-squared

0.983760

S.D. dependent var

1426023.

S.E. of regression

181729.6

Akaike info criterion

27.16856

Sum squared resid

4.95E+11

Schwarz criterion

27.26658

Log likelihood

-228.9327

Hannan-Quinn criter.

27.17830

Durbin-Watson stat

1.906249

F-statistic

970.1937

Prob(F-statistic)

0.000000


=> Sau khi bỏ biến K ra khỏi mô hình ta hồi quy được

R 2 < R ( 0.98376 < 0.993254 )

=> Không nên bỏ biến K ra khỏi mô hình
* Có nên bỏ biến H ra khỏi mô hình không
Redundant Variables Test

Equation: UNTITLED

Specification: GDP C K H

Redundant Variables: H

Value

df

Probability

t-statistic

4.719673

14

0.0003

F-statistic

22.27531

(1, 14)

0.0003

Likelihood ratio

16.18536

1

0.0001

Sum of Sq.

df

Mean Squares

Test SSR

3.06E+11

1

3.06E+11

Restricted SSR

4.98E+11

15

3.32E+10

F-test summary:


Unrestricted SSR

1.92E+11

14

1.37E+10

Unrestricted SSR

1.92E+11

14

1.37E+10

Value

df

Restricted LogL

-228.9707

15

Unrestricted LogL

-220.8781

14

LR test summary:

Restricted Test Equation:

Dependent Variable: GDP

Method: Least Squares

Date: 11/23/17 Time: 22:04

Sample: 2000 2016

Included observations: 17


Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-202212.7

83159.90

-2.431613

0.0280

K

3.212647

0.103376

31.07731

0.0000

R-squared

0.984706

Mean dependent var

1987399.

Adjusted R-squared

0.983687

S.D. dependent var

1426023.

S.E. of regression

182136.3

Akaike info criterion

27.17303

Sum squared resid

4.98E+11

Schwarz criterion

27.27105

Log likelihood

-228.9707

Hannan-Quinn criter.

27.18277

Durbin-Watson stat

0.589419

F-statistic

965.7992

Prob(F-statistic)

0.000000

2
=> Sau khi bỏ biến H ra khỏi mô hình ta thu được R 2 < R ( 0.983687 < 0.993254 )

=> Không nên bỏ biến H ra khỏi mô hình

b.Kiểm định dạng hàm các biến bỏ sót - Kiểm định Ramsey


Ramsey RESET Test

Equation: UNTITLED

Specification: GDP C H K

Omitted Variables: Powers of fitted values from 2 to 3

Value

df

Probability

F-statistic

9.941845

(2, 12)

0.0028

Likelihood ratio

16.61219

2

0.0002

Sum of Sq.

df

Mean Squares

Test SSR

1.20E+11

2

5.99E+10

Restricted SSR

1.92E+11

14

1.37E+10

Unrestricted SSR

7.23E+10

12

6.02E+09

Unrestricted SSR

7.23E+10

12

6.02E+09

F-test summary:


LR test summary:

Value

df

Restricted LogL

-220.8781

14

Unrestricted LogL

-212.5720

12

Unrestricted Test Equation:

Dependent Variable: GDP

Method: Least Squares

Date: 11/26/17 Time: 19:02

Sample: 2000 2016

Included observations: 17

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.