Bài thực hành kinh tế lượng học viện tài chính

MỤC LỤC
1. Vấn đề nghiên cứu.....................................................................................................3
2. Cơ sở lý luận..............................................................................................................3
3. Thu thập số liệu.........................................................................................................4
4. Ước lượng mơ hình hồi quy......................................................................................5
5. Các kiểm định về mơ hình........................................................................................6
5.1. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình.......................................................................6
5.2. Kiểm tra Đa cộng tuyến bằng Hồi quy phụ............................................................6
5.3. Kiểm tra khuyết tật Phương sai sai số thay đổi bằng Kiểm định White................7
5.4. Kiểm tra Tự tương quan bậc 2 bằng B-G...............................................................9
5.5. Kiểm tra Bỏ sót biến bằng Ramsey.......................................................................10
5.6. Kiểm định tính phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên bằng JB......................12
5.7. Khắc phục khuyết tật bằng mơ hình Sai phân cấp 1:.......................................12
6. Kiểm tra mơ hình mới................................................................................................13
6.1. Kiểm tra sự phù hợp của mơ hình sai phân cấp 1:..............................................13
6.2. Kiểm tra Mơ hình mới có Đa cộng tuyến khơng?................................................14
6.3. Kiểm tra Mơ hình mới có Phương sai sai số thay đổi không?.............................14
6.4. Kiểm tra mô hình mới có Tự tương quan bậc 2 khơng?......................................16
6.5. Kiểm tra mơ hình mới có có Bỏ sót biến khơng?.................................................17
6.6. Kiểm tra tính phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên mơ hình mới..................19
7. Phân tích mơ hình......................................................................................................19
7.1. Các biến độc lập ảnh hưởng tới biến phụ thuộc?..............................................19
7.2. Nếu giá trị của biến độc lập tăng 1 đơn vị thì biến phụ thuộc thay đổi như thế
nào?.............................................................................................................................. 20
7.2.1. Nếu năng suất ni trồng tăng 1 triệu đồng/ha thì sản lượng thay đổi bao
nhiêu?........................................................................................................................ 20
7.2.2. Nếu diện tích mặt nước ni trồng tăng 1 nghìn ha thì sản lượng thay đổi bao
nhiêu?........................................................................................................................ 20
7.3. Phương sai sai số ngẫu nhiên bằng bao nhiêu?..................................................20
7.4. Giả định:............................................................................................................... 21

1


7.4.1. Có ý kiến cho rằng Năng suất tăng 2 triệu đồng/ha thì sản lượng ni trồng
tăng tối đa 4 nghìn tấn...............................................................................................21
7.4.2. Có ý kiến cho rằng Diện tích ni trồng tăng 3 nghìn ha thì sản lượng ni
trồng tăng tối thiểu 9 nghìn tấn?...............................................................................21
7.4.3. Có ý kiến cho rằng nếu năng suất nuôi trồng tăng 2 triệu đồng/ha đồng thời
diện tích giảm 1 nghìn ha thì sản lượng ni trồng tăng tối đa là 4 nghìn tấn..........22
7.5. Giả định giá trị của biến độc lập, dự báo giá trị của biến phụ thuộc...............22
8. Kiến nghị.....................................................................................................................23

2


1. Vấn đề nghiên cứu
Nước ta với hệ thống sông ngịi dày đặc và có đường biển dài rất thuận lợi phát
triển hoạt động khai thác và nuôi trồng thủy sản. Sản lượng thủy sản Việt Nam đã duy trì
tăng trưởng liên tục trong 17 năm qua với mức tăng bình quân là 9,07%/năm. Với chủ
trương thúc đẩy phát triển của chính phủ, hoạt động ni trồng thủy sản đã có những
bước phát triển mạnh, sản lượng liên tục tăng cao trong các năm qua, bình qn đạt
12,77%/năm, đóng góp đáng kể vào tăng trưởng tổng sản lượng thủy sản của cả nước.
Vì vậy, trong bài báo cáo này chúng em khai thác đề tài này để nghiên cứu:
“Sự ảnh hưởng của năng suất nuôi trồng thuỷ sản và diện tích diện tích mặt nước
ni trồng thuỷ sản đến Sản lượng nuôi trồng của Việt Nam từ 2004 – 2019”
2. Cơ sở lý luận
Cơ sở lý thuyết lựa chọn mô hình
Bắt đầu từ tầm quan trọng của kinh tế lượng. Kinh tế lượng là một mơn học có
phạm vi nghiên cứu rộng và đóng vai trị quan trọng trong nền kinh tế quốc dân. Kinh tế
lượng cung cấp các thông tin cần thiết cho việc nghiên cứu, phân tích, dự đốn, dự báo và

ra các quyết định kinh tế.
Mục đích nghiên cứu:
Đưa ra được mơ hình hồi quy phù hợp, từ đó phân tích và dự báo các hoạt động
trong những năm tới
Để thấy được mối quan hệ giữa các biến trong mơ hình hồi quy. Ta lựa chọn mơ
hình hồi quy tổng thể như sau:
SLi = β1 + β2NSi + β3DTi + Ui
Trong đó:
Sản lượng (SL): là biến phụ thuộc
Năng suất (NS), Diện tích (DT) : là biến độc lập
β1 ≠ 0: (hệ số chặn) cho ta biết khi NS và DT bằng 0 thì SL trung bình là β1 nghìn
tấn
β2 >0: cho ta biết khi NS thay đổi 1 triệu đồng/ha trong điều kiện DT khơng đổi thì
Sản lượng ni trồng trung bình thay đổi β2 nghìn tấn
β3>0: cho biết khi DT thay đổi 1 nghìn ha trong khi Năng suất khơng đổi thì Sản
lượng ni trồng trung bình thay đổi β3 nghìn tấn
3


Sau khi có mơ hình hồi quy tổng thể, để dễ tính tốn và xử lí số liệu ta thu nhỏ mơ
hình hồi quy tổng thể để có một mơ hình hồi quy mới gọi là mơ hình hồi quy mẫu nhằm
điều tra chọn mẫu từ đó có những kết luận cho tổng thể
3. Thu thập số liệu
Bảng số liệu

Năm

Diện tích ni
trồng (nghìn ha)

Sản lượng ni trồng
(nghìn tấn)

2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016
2017
2018
2019

920,1
952,6
976,5
1.018,8
1.052,6
1.044,7
1.052,6
1.040,5
1.038,9
1.046,4

1.056,3
1.057,3
1.072,8
1.106,8
1.126,2
1160

1.203,2
1.478,9
1.695,0
2.124,6
2.465,6
2.589,8
2.728,3
2.933,1
3.115,3
3.215,9
3.412,8
3.532,2
3.644,6
3.892,9
4.162,8
4.490,5

Năng suất ni trồng (triệu
đồng/ha)

42,5
47,4
55,4

67,4
77,4
87,1
103,8
135,2
145,3
157,6
177,4
178,1
184,3
210,1
222,6
234,2

Nguồn số liệu:
/>%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba
%a3n&px_type=PX&px_language=vi&px_tableid=06.+N%c3%b4ng%2c+l
%c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba%a3n
%5cV06.51.px
/>4


%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba
%a3n&px_type=PX&px_language=vi&px_tableid=06.+N%c3%b4ng%2c+l
%c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba%a3n
%5cV06.46.px
/>%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba
%a3n&px_type=PX&px_language=vi&px_tableid=06.+N%c3%b4ng%2c+l
%c3%a2m+nghi%e1%bb%87p+v%c3%a0+th%e1%bb%a7y+s%e1%ba%a3n
%5cV06.03.px

4. Ước lượng mơ hình hồi quy
Câu lệnh: ls sl c ns dt
Dependent Variable: SL
Method: Least Squares
Date: 09/20/20 Time: 20:31
Sample: 2004 2019
Included observations: 16
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
NS
DT

-4914.423
9.239907
6.319048

751.8649
0.740797
0.800541

-6.536312

12.47293
7.893468

0.0000
0.0000
0.0000

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

0.992572
0.991429
88.59227
102031.7
-92.78662
868.5461
0.000000

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

Ý nghĩa kinh tế hệ số hồi quy
Mơ hình hồi quy mẫu
Mơ hình hồi quy mẫu: SLi = 1 + 2NSi + 3 DTi + ei
5

2917.844
956.9311
11.97333
12.11819
11.98074
0.864337


với 1= -4914.423, 2 = 9.239907, 3 = 6.319048
 SLi = -4914.423+ 9.239907*NSi + 6.319048*DTi + ei
*Ý nghĩa kinh tế:
+1= -4914.423 cho ta biết khi Năng suất nuôi trồng và Diện tích ni trồng bằng 0
thì Sản lượng ni trồng trung bình là -4914.423 nghìn tấn
+ 2 = 9.239907 cho ta biết khi năng suất thay đổi 1 triệu đồng/ha trong điều kiên
Diện tích ni trồng khơng đổi thì Sản lượng ni trồng trung bình là 9.239907 nghìn tấn
+3 = 6.319048 cho ta biết khi diện tích thay đổi 1 nghìn ha trong điều kiên Năng
suất khơng đổi thì Sản lượng trung bình là 6.319048 nghìn tấn
*Sự phù hợp với lí thuyết kinh tế của mơ hình:
2, 3

có ý nghĩa kinh tế

5. Các kiểm định về mơ hình
5.1. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Có ý kiến mơ hình hồi quy không phù hợp?

Kiểm định cặp giả thuyết:
H0: Mô hình gốc khơng phù hợp
H1: Mơ hình gốc phù hợp
Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định:
Miền bác bỏ giả thuyết Ho với mức ý nghĩa 5%:
Theo kết quả trên báo cáo Eviews thì: Fqs= 868.5461
Mà . Ta thấy  Fqs Wα
 Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1.
Kết luận: với mức ý nghĩa 5% ta có thể khẳng định rằng mơ hình hồi quy trên
hồn tồn phù hợp.
5.2. Kiểm tra Đa cộng tuyến bằng Hồi quy phụ
Gõ lệnh: ls ns c dt
Dependent Variable: NS
Method: Least Squares
Date: 09/20/20 Time: 20:49
6


Sample: 2004 2019
Included observations: 16
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
DT

-861.3392
0.951213

143.4772
0.137060

-6.003316
6.940105

0.0000
0.0000

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

0.774793
0.758707
31.96192
14301.90
-77.06749
48.16506
0.000007

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

132.8625
65.06694
9.883436
9.980010
9.888381
0.366871

Ước lượng mơ hình hồi quy phụ: NSi =α1 +α2*DTi +Vi
Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình gốc khơng có đa cộng tuyến
H1: Mơ hình gốc có đa cộng tuyến
Tiêu chuẩn kiểm định:

Miền bác bỏ:
= {F: F > }
Ta có: Fqs=48.16506;
Tra bảng : F0.05(1;14) = 4.6
=> Fqs > Fqs ϵ Wα bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận H1 tức là mơ hình gốc có hiện tượng
đa cộng tuyến.
5.3. Kiểm tra khuyết tật Phương sai sai số thay đổi bằng Kiểm định White
Ước lượng mô hinh gốc ban đầu thu:
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic

Obs*R-squared
Scaled explained SS

0.675366
4.039021
0.917625

Prob. F(5,10)
Prob. Chi-Square(5)
Prob. Chi-Square(5)

7

0.6519
0.5438
0.9689


Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 09/20/20 Time: 20:56
Sample: 2004 2019
Included observations: 16
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
NS^2
NS*DT
NS
DT^2
DT

19342.24
0.422064
-0.093559
60.52806
-0.022140
7.102989

1858632.
2.465994
4.000674
3659.809
2.127313
3977.964

0.010407
0.171154
-0.023386
0.016539
-0.010408

0.001786

0.9919
0.8675
0.9818
0.9871
0.9919
0.9986

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

0.252439
-0.121342
5786.081
3.35E+08
-157.5544
0.675366
0.651852

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

Durbin-Watson stat

6376.979
5464.060
20.44429
20.73402
20.45913
2.838808

Kiểm định cặp giả thuyết
H0: Mơ hình gốc ban đầu phương sai sai số khơng thay đổi
H1: Mơ hình gốc ban đầu phương sai sai số thay đổi
Mức ý nghĩa 5%
Tiêu chuẩn kiểm định:
Miền bác bỏ: Wα={χ2: χ2>χ2(kw-1)α }
Với kw = 6
Ta có:
Tra bảng giá trị tới hạn phân phối khi bình phương :
χ2(5)0.05 = 11.0705
Ta thấy: χ2qs< χ2(5)0.05 suy ra χ2qs Wα

8


Vậy với mức ý nghĩa 5% thì chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, tạm thời chấp nhận
H0 tức là mơ hình ban đầu phương sai sai số không thay đổi.
5.4. Kiểm tra Tự tương quan bậc 2 bằng B-G
Ước lượng mơ hình gốc ban đầu thu được ei -> ei-1, ei-2
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic

Obs*R-squared

2.207952
4.583218

Prob. F(2,11)
Prob. Chi-Square(2)

0.1563
0.1011

Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 09/20/20 Time: 21:10
Sample: 2004 2019
Included observations: 16
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
NS

DT
RESID(-1)
RESID(-2)

-277.9250
-0.341957
0.306868
0.599172
-0.061937

806.0227
0.871336
0.868826
0.299417
0.393905

-0.344810
-0.392451
0.353198
2.001129
-0.157239

0.7367
0.7022
0.7306
0.0707
0.8779

R-squared
Adjusted R-squared

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

0.286451
0.026979
81.35477
72804.58
-90.08658
1.103976
0.402429

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

-6.25E-13
82.47491
11.88582
12.12726
11.89819
1.887788

Kiểm định cặp giả thuyết:
H0: Mô hình gốc ban đầu khơng có tự tương quan bậc 2

H1: Mơ hình gốc ban đầu có tự tương quan bậc 2
Mức ý nghĩa 5%
9


Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định:
Miền bác bỏ giả thuyết H0, với mức ý nghĩa 5%
Wα={χ2:χ2> χ2(2)0.05}
χ2qs =4.583218
Tra bảng giá trị tới hạn phân phối khi bình phương : χ2(2)0.05=5.9915
Ta thấy: χ2qs< χ2(5)0.05 suy ra χ2qs Wα
Vậy với mức ý nghĩa 5% thì chưa bác bỏ giả thuyết H0, tạm chấp nhận H0 tức là mơ
hình ban đầu khơng có tự tương quan bậc 2
5.5. Kiểm tra Bỏ sót biến bằng Ramsey
Ước lượng mơ hình gốc thu
Ramsey RESET Test
Equation: UNTITLED
Specification: SL C NS DT
Omitted Variables: Powers of fitted values from 2 to 3
F-statistic
Likelihood ratio

Value
11.42375
17.98352

df
(2, 11)
2

Probability
0.0021
0.0001

Sum of Sq.
68872.70
102031.7
33158.97

df
2
13
11

Mean Squares
34436.35
7848.590
3014.452

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

Value
-92.78662
-83.79486

Unrestricted Test Equation:
Dependent Variable: SL
Method: Least Squares
Date: 09/20/20 Time: 21:14
Sample: 2004 2019
Included observations: 16
10


Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
NS
DT
FITTED^2
FITTED^3

-10125.19
19.64829
11.84465
-0.000294

2.50E-08

4462.458
9.229041
4.908964
0.000328
3.67E-08

-2.268972
2.128964
2.412862
-0.895174
0.679532

0.0444
0.0567
0.0344
0.3899
0.5108

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

0.997586
0.996708

54.90402
33158.97
-83.79486
1136.409
0.000000

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

Kiểm định cặp giả thuyết:
H0: Mơ hình gốc ban đầu khơng bỏ sót biến
H1: Mơ hình gốc ban đầu bỏ sót biến
Mức ý nghĩa 0,05
Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định:
Miền bác bỏ:
Giá trị thống kê quan sát là : = 11.42375
Tra bảng giá trị tới hạn chuẩn phân phối Fisher :
ta thấy , Fqs Wα , bác bỏ H0, chấp nhận H1
Vậy với mức ý nghĩa 0,05 thì mơ hình gốc chỉ định bỏ sót biến

11

2917.844
956.9311
11.09936
11.34079

11.11172
2.113004


5.6. Kiểm định tính phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên bằng JB
4

Series: Residuals
Sample 2004 2019
Observations 16

3

2

1

0
-150

-125

-100

-75

-50

-25

0

25

50

75

100

Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis

-6.25e-13
13.33855
122.3054
-127.9039
82.47491
0.021187
1.688291

Jarque-Bera
Probability

1.148250

0.563197

125

Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình gốc sai sai số có phân phối chuẩn
H1: Mơ hình gốc sai sai số khơng có phân phối chuẩn
Tiêu chuẩn kiểm định:
Miền bác bỏ:
JBqs =1.148250 < =5.9915  mơ hình sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn.
Như vậy: Mơ hình gốc ban đầu:

- Có đa cộng tuyến
- Phương sai sai số khơng thay đổi
- Khơng có tự tương quan bậc 2
- Có bỏ sót biến
- Sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn

5.7. Khắc phục khuyết tật bằng mơ hình Sai phân cấp 1:
Ước lượng mơ hình: d(SLi) =α1 +α2*d(NSi) +α3*d(DTi) +ei
Nhập lệnh: ls d(sl) c d(ns) d(dt).
Dependent Variable: D(SL)
Method: Least Squares
Date: 09/20/20 Time: 23:36
Sample (adjusted): 2005 2019
12


Included observations: 15 after adjustments
Variable
C

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

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

111.0912
2.684238
4.611769

36.86050
2.102006
0.978803

3.013828
1.276989
4.711641

0.0108
0.2258
0.0005

0.651696
0.593645
61.55416
45466.97
-81.40926
11.22633
0.001785

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

219.1533
96.56166
11.25457
11.39618
11.25306
1.808071

Mơ hình sai phân cấp 1:
d(SLi) =111.0912+2.684238*d(NSi) +4.611769*d(DTi) +ei

6. Kiểm tra mơ hình mới

6.1. Kiểm tra sự phù hợp của mơ hình sai phân cấp 1:
Kiểm định cặp giả thuyết:
H0: Mơ hình mới khơng phù hợp
H1: Mơ hình mới phù hợp
Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định:
Miền bác bỏ giả thuyết Ho với mức ý nghĩa 5%:
Theo kết quả trên báo cáo Eviews thì: Fqs= 11.22633
Mà . Ta thấy  Fqs Wα
 Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1.
Kết luận: với mức ý nghĩa 5% ta có thể khẳng định rằng mơ hình hồi quy mới
hồn tồn phù hợp.

6.2. Kiểm tra Mơ hình mới có Đa cộng tuyến khơng?
Khi đó ma trận Hiệp phương sai của d(NS) và d(DT) là

13


C
D(NS)
D(DT)

C
D(NS)
D(DT)
1358.696637555743 -61.92093903843467 -19.68024797545667
-61.92093903843467 4.418427246797166 0.3409820023572463
-19.68024797545667 0.3409820023572463 0.9580553137972738

Hệ số tương quan là 0.3409820023572463

Variance Inflation Factors
Date: 09/20/20 Time: 23:43
Sample: 2004 2019
Included observations: 15
Variable

Coefficient
Variance

Uncentered
VIF

Centered
VIF

C
D(NS)
D(DT)

1358.697
4.418427
0.958055

5.378969
3.885214
1.998406

NA
1.028242
1.028242

Nếu VIF>2: có dấu hiệu đa cộng tuyến
Nếu VIF>10: Chắc chắn có đa cộng tuyến
Nhân tử phóng đại phương sai bây giờ chỉ còn 1.028242. VIF= 1.403797< 2.
Vậy hiện tượng đa cộng tuyến đã được khắc phục.
6.3. Kiểm tra Mô hình mới có Phương sai sai số thay đổi khơng?
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic
Obs*R-squared
Scaled explained SS

0.626015
3.870636
1.163118

Prob. F(5,9)
Prob. Chi-Square(5)
Prob. Chi-Square(5)

Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 09/20/20 Time: 23:45
14

0.6849
0.5682
0.9484

Sample: 2005 2019
Included observations: 15
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
D(NS)^2
D(NS)*D(DT)
D(NS)
D(DT)^2
D(DT)

1367.316
1.151344
4.740993
56.38947
2.031304
-78.32520

3130.568
13.10395
6.352020
437.4084

4.099914
185.2765

0.436763
0.087862
0.746376
0.128917
0.495450
-0.422748

0.6726
0.9319
0.4745
0.9003
0.6322
0.6824

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

0.258042
-0.154156
3266.362
96022079
-138.8244

0.626015
0.684920

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

3031.131
3040.409
19.30992
19.59314
19.30690
2.111248

Kiểm định cặp giả thuyết
H0: Mơ hình mới phương sai sai số khơng thay đổi
H1: Mơ hình mới phương sai sai số thay đổi
Mức ý nghĩa 5%
Tiêu chuẩn kiểm định:
Miền bác bỏ: Wα={χ2: χ2>χ2(kw-1)α }
Với kw = 6
Ta có:
Tra bảng giá trị tới hạn phân phối khi bình phương :
χ2(5)0.05 = 11.0705
Ta thấy: χ2qs< χ2(5)0.05 suy ra χ2qs Wα
Vậy với mức ý nghĩa 5% thì chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, tạm thời chấp nhận
H0 tức là mơ hình mới phương sai sai số khơng thay đổi.

6.4. Kiểm tra mơ hình mới có Tự tương quan bậc 2 không?
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
15


F-statistic
Obs*R-squared

0.866170
2.214827

Prob. F(2,10)
Prob. Chi-Square(2)

0.4499
0.3304

Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 09/20/20 Time: 23:47
Sample: 2005 2019
Included observations: 15
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
D(NS)
D(DT)
RESID(-1)
RESID(-2)

-18.97500
1.703789
-0.265628
0.225322
-0.434390

42.67068
2.661384
1.039309
0.353254
0.342183

-0.444685
0.640189
-0.255581
0.637848
-1.269467

0.6660
0.5364

0.8035
0.5379
0.2330

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

0.147655
-0.193283
62.25234
38753.54
-80.21103
0.433085
0.781980

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

9.47E-16
56.98807
11.36147

11.59749
11.35896
1.885894

Kiểm định cặp giả thuyết:
H0: Mơ hình mới khơng có tự tương quan bậc 2
H1: Mơ hình mới có tự tương quan bậc 2
Mức ý nghĩa 5%
Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định:
Miền bác bỏ giả thuyết H0, với mức ý nghĩa 5%
Wα={χ2:χ2> χ2(2)0.05}
χ2qs =2.214827
Tra bảng giá trị tới hạn phân phối khi bình phương : χ2(2)0.05=5.9915
16


Ta thấy: χ2qs< χ2(5)0.05 suy ra χ2qs Wα
Vậy với mức ý nghĩa 5% thì chưa bác bỏ giả thuyết H0, tạm chấp nhận H0 tức là mơ
hình mới khơng có tự tương quan bậc 2
6.5. Kiểm tra mơ hình mới có có Bỏ sót biến khơng?
Ramsey RESET Test
Equation: UNTITLED
Specification: D(SL) C D(NS) D(DT)
Omitted Variables: Powers of fitted values from 2 to 3
F-statistic
Likelihood ratio

Value
1.360414
3.609832

df
(2, 10)
2

Probability
0.3002
0.1645

Sum of Sq.
9724.821
45466.97
35742.15

df
2
12
10

Mean Squares
4862.410
3788.914
3574.215

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

Unrestricted LogL

Value
-81.40926
-79.60435

Unrestricted Test Equation:
Dependent Variable: D(SL)
Method: Least Squares
Date: 09/20/20 Time: 23:48
Sample: 2005 2019
Included observations: 15
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C
D(NS)
D(DT)
FITTED^2
FITTED^3

-343.2736
-23.93443

-42.97403
0.045897
-6.36E-05

398.6304
20.52515
37.01431
0.038583
5.80E-05

-0.861132
-1.166103
-1.161011
1.189547
-1.096955

0.4093
0.2706
0.2726
0.2617
0.2984

R-squared

0.726194

Mean dependent var
17

219.1533

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

0.616671
59.78474
35742.15
-79.60435
6.630548
0.007127

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

96.56166
11.28058
11.51660
11.27807
1.936804

Kiểm định cặp giả thuyết:
H0: Mơ hình mới khơng bỏ sót biến

H1: Mơ hình mới bỏ sót biến
Mức ý nghĩa 0,05
Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định:
Miền bác bỏ:
Giá trị thống kê quan sát là : = 1.360414
Tra bảng giá trị tới hạn chuẩn phân phối Fisher :
ta thấy , Fqs Wα ,chưa có cơ sở bác bỏ H0, tạm chấn nhận H0,
Vậy với mức ý nghĩa 0,05 thì mơ hình mới khơng bỏ sót biến.
6.6. Kiểm tra tính phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên mơ hình mới
4

Series: Residuals
Sample 2005 2019
Observations 15

3

2

1

0
-100

-75

-50

-25

0

25

50

75

100

Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis

9.47e-16
1.818043
91.22011
-88.84469
56.98807
-0.258582
1.939056

Jarque-Bera
Probability

0.870664

0.647050

Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình mới phương sai sai số có phân phối chuẩn
H1: Mơ hình mới phương sai sai số khơng có phân phối chuẩn
18


Tiêu chuẩn kiểm định:
Miền bác bỏ:
JBqs =0.870664 < =5.9915  mơ hình mới sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn.
Mơ hình mới:

Khơng có đa cộng tuyến
Phương sai sai số khơng thay đổi
Khơng có tự tương quan bậc 2
Khơng bỏ sót biến
Sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn

Mơ hình mới khơng cịn khuyết tật.
7. Phân tích mơ hình
7.1. Các biến độc lập ảnh hưởng tới biến phụ thuộc?
-

Khi năng suất nuôi trồng thuỷ sản tăng 1 triệu/ha trong khi Diện tích mặt nước
ni trồng khơng đổi thì sản lượng ni trồng trung bình tăng 2.684238 nghìn tấn

-

Khi diện tích mặt nước ni trồng tăng 1 nghìn ha trong khi năng suất ni trồng
khơng đổi thì sản lượng ni trồng trung bình tăng 4.611769 nghìn tấn

7.2. Nếu giá trị của biến độc lập tăng 1 đơn vị thì biến phụ thuộc thay đổi như
thế nào?
7.2.1. Nếu năng suất nuôi trồng tăng 1 triệu đồng/ha thì sản lượng thay đổi bao nhiêu?
Khoảng tin cậy 2 phía của β2
- Se(). + Se().
- Với α= 0.05 = 2.179
- = 2.684238
- Se()= 2.102006
2.684238

Vậy khi năng suất tăng 1 triệu/ha thì sản lượng ni trồng từ giảm nghìn tấn đến
tăng 7.2645 nghìn tấn.
7.2.2. Nếu diện tích mặt nước ni trồng tăng 1 nghìn ha thì sản lượng thay đổi
bao nhiêu?
Khoảng tin cậy 2 phía của β3
19


- Se(). + Se().
- Với α= 0.05 = 2.179
- = 4.611769
- Se()= 0.978803
4.611769

Khi diện tích tăng 1 nghìn ha thì sản lượng ngơ tăng từ 2.4788 nghìn tấn đến tăng
6.7444 nghìn tấn.
7.3. Phương sai sai số ngẫu nhiên bằng bao nhiêu?
Khoảng tin cậy hai phía cuả :


=>
=>
Vậy phương sai sai số ngẫu nhiên nằm trong khoảng (
7.4. Giả định:
7.4.1. Có ý kiến cho rằng Năng suất tăng 2 triệu đồng/ha thì sản lượng ni trồng
tăng tối đa 4 nghìn tấn
Kiểm định cặp giả thuyết:

Tiến hành kiểm định mức ý nghĩa 5%
Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định:
T=
Miền bác bỏ giả thuyết H0 mức ý nghĩa là:
= t/t>}
ta có tqs = =0.3255
Mà

< 1.782

 tqs Wα chấp nhận H0.. Vậy ý kiến đó đúng.
20


7.4.2. Có ý kiến cho rằng Diện tích ni trồng tăng 3 nghìn ha thì sản lượng ni
trồng tăng tối thiểu 9 nghìn tấn?
Kiểm định cặp giả thuyết

Tiến hành kiểm định mức ý nghĩa 5%
Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định:
T=

Miền bác bỏ giả thuyết H0 mức ý nghĩa là:
= t/t<-}
ta có tqs ==1.64658
Mà

>- -1.782

 tqs Wα chấp nhận H0.. Vậy ý kiến đó đúng.
7.4.3. Có ý kiến cho rằng nếu năng suất nuôi trồng tăng 2 triệu đồng/ha đồng thời
diện tích giảm 1 nghìn ha thì sản lượng ni trồng tăng tối đa là 4 nghìn tấn
Kiểm định cặp giả thuyết:

Tiêu chuẩn kiểm định:
Miền bác bỏ:= t/t>}
Tính =4.155
Có tqs= = -0.98072
< 1.782. Chấp nhận H0. Vậy ý kiến đúng
7.5. Giả định giá trị của biến độc lập, dự báo giá trị của biến phụ thuộc.
Năm
Năng suất nuôi trồng (triệu Diện tích ni trồng (nghìn
đồng/ha)
ha)
2020
235.2
1180.2
2021
238.6
1165.2
2022
240.1

1240.3

21


7,000
6,000

5,000
4,000

3,000

2,000
1,000
2006

2008

2010

2012
SLF

2014

2016

2018

2020

2022

Forecast: SLF
Actual: SL
Forecast sample: 2004 2022
Adjusted sample: 2005 2022
Included observations: 18
Root Mean Squared Error
Mean Absolute Error
Mean Abs. Percent Error
Theil Inequality Coefficient
Bias Proportion
Variance Proportion
Covariance Proportion
Theil U2 Coefficient
Symmetric MAPE

99.86312
82.14691
2.812382
0.016021
0.438586
0.019102
0.542313
0.370678
2.868287

± 2 S.E.

Dự báo Sản lượng ni trồng:
Năm
2020
2021
2022

Sản lượng (nghìn tấn)
4697.433187019765
4748.474286713193
5209.935693470287

8. Kiến nghị
Sản lượng nuôi trồng thuỷ sản hưởng trực tiếp bởi năng suất và diện tích ni
trồng cả nước. Ngành thủy sản Việt Nam có vị trí quan trọng trong nền kinh tế quốc dân,
được xác định là một trong năm ngành kinh tế biển then chốt trong Chiến lược biển Việt
Nam đến năm 2020. Giá trị XK ngành thủy sản đứng thứ 3 trong các ngành kinh tế của
đất nước. Số lượng ngư dân và lao động nghề cá được ước tính với khoảng gần 3 triệu lao
động hoạt động trực tiếp hoặc gián tiếp trong nghề cá biển, khai thác, nuôi trồng và bảo
vệ nguồn lợi thủy sản gần bờ và xa bờ.
Cơ hội:
-Đảng và Nhà nước ta rất quan tâm, các tầng lớp nhân dân nhận thức rõ tầm quan
trọng của bước đi đầu tiên là cơng nghiệp hố nơng nghiệp nông thôn: Coi ngành thuỷ
sản là mũi nhọn- Coi cơng nghiệp hố và hiện đại hố nơng thơn là bước đi ban đầu quan
trọng nhất.
-Ngành thuỷ sản đã có một thời gian khá dài chuyển sang cơ chế kinh tế mới
(khoảng 20 năm) của nền kinh tế thị trường có sự quản lý của nhà nước: đã có sự cọ sát
với kinh tế thị trường và đã tạo ra được một nguồn nhân lực khá dồi dào trong tất cả mọi
22

lĩnh vực từ khai thác chế biến nuôi trồng đến thương mại. Trình độ nghiên cứu và áp
dụng thực tiến cũng đã tăng đáng kể.
-Hàng thuỷ sản liên tục giữ thế gia tăng, thế thượng phong và ổn định trên thị
trường thực phẩm thế giới.
-Việt Nam có bờ biển dài và khí hậu nhiệt đới với sự đa dạng sinh học cao, vừa có
nhiều thuỷ đặc sản q giá được thế giới ưa chuộng vừa có điều kiện để phát triển hầu hết
các đối tượng xuất khẩu chủ lực mà thị trường thế giới cần, mặt khác nước ta còn có điều
kiện tiếp cận dễ dàng với mọi thị trường trên thế giới và khu vực.
-Nhìn chung có thể phát triển thuỷ sản ở khắp nơi trên toàn đất nước. Tại mỗi
vùng có những tiềm năng, đặc thù và sản vật đặc sắc riêng.
Thách thức:
Quá dư thừa lao động ở các vùng ven biển, nguồn nhân lực cịn ít được đào tạo,
cuộc sống vật chất thiếu thốn là sức ép lớn cả về kinh tế xã hội và môi trường sinh thái
đối vơí nghề cá.
-Cơ sở hạ tầng yếu chưa đồng bộ cùng với trình độ cơng nghệ lạc hậu trong khai
thác nuôi trồng chế biến dẫn đến năng suất và hiệu quả kinh tế thấp.
-Công nghệ sản xuất thuỷ sản của Việt Nam nhìn chung cịn rất lạc hậu so với các
nước cạnh tranh với ta.
-Những đòi hỏi rất cao ngày càng chặt chẽ về yêu cầu vệ sinh và chất lượng của
các nước nhập khẩu.
-Sự hội nhập quốc tế với sự dỡ bỏ hàng rào thuế quan và phi thuế quan sẽ tạo ra sự
cạnh tranh khốc liệt ngay trên thị trường Việt Nam với các nước khác.

23


24