báo cáo thực hành kinh tế lượng đề tài phân tích ảnh hưởng của các nhân tố tới gdp của việt na

Tính cấp thi t cế ủa đề tài Tốc độ tăng trưởng kinh t luôn luôn biế ến động theo th i gian.. Nh ng y u t này có th kìm hãm tữ ế ố ể ốc độ phát triển, đồng thời cũng có th nâng cao tể ốc

BỘ TÀI CHÍNH

HỌC VI N TÀI CHÍNH Ệ

-

Báo cáo th c hành kinh tựế lượng

Đề tài: Phân tích ảnh hưởng của các nhân tố t i GDP của Vi t Naớ ệGiáo viên hướng dẫn: Nguyễn Thị Thuý Quỳnh

Môn h c: Kinh t ọ ế lượngL p: 22CLC.2 ớ

Hà Nội – 11/2022

DANH SÁCH ĐÁNH GIÁ THÀNH VIÊN NHÓM

và chương II(1,2)

100%

BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH T Ế LƯỢNG

1 Tính cấp thi t cế ủa đề tài

Tốc độ tăng trưởng kinh t luôn luôn biế ến động theo th i gian Tuy ờnhiên, nếu như tốc độ tăng trưởng kinh t ế thay đổi quá nhanh chóng thì nó có th là m t cú sể ộ ốc đố ớ ềi v i n n kinh t Chính vì thế ế, tăng trưởng kinh tế có vai trò r t lấ ớn đố ớ ềi v i n n kinh t ế Việt Nam

Có r t nhi u y u t ấ ề ế ố tác động đế ốc độ tăng trưởng GDP, trong đó n tquan tr ng nh t ph i k n t l ọ ấ ả ể đế ỉ ệ thất nghi p, l m phát và ki u h i cá ệ ạ ề ốnhân Nh ng y u t này có th kìm hãm tữ ế ố ể ốc độ phát triển, đồng thời cũng có th nâng cao tể ốc độ phát triển Cũng vì thế, nhóm chúng tôi đã chọn những ch ỉ tiêu này để nghiên cứu đề tài: “Phân tích ảnh hưởng củ ạa l m phát, t l ỉ ệ thất nghi p và ki u h i cá nhân t i tệ ề ố ớ ốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam giai đoạn 2009-2019”

2 Mục tiêu nghiên c u ứ

Phân tích tác động của tỉ lệ thất nghiệp, lạm phát và ki u h i cá ề ốnhân lên t l ỉ ệ tăng trưởng GDP c a Vi t Nam t ủ ệ ừ những s ố liệu c th ụ ểQua đó có cái nhìn sâu sắc, tổng quát hơn về ốc độ tăng trưở t ng GDP của Việt Nam giai đoạn 2009-2019

3 Đối tượng, phạm vi nghiên cứu

3.1 Đối tượng nghiên cứu

Ảnh hưởng của tỉ lệ thất nghiệp (UN), lạm phát (IN), ki u hề ối cá nhân (KH) đến tỉ lệ tăng trưởng GDP của Việt Nam giai đoạn 2009-2019

3.2 Phạm vi nghiên c u ứ- Không gian: Vi t Nam ệ- Thời gian: 2009 2019 –

- N i Dung: Nghiên cộ ứu tác động c a t l ủ ỉ ệ thất nghi p (UN), lệ ạm phát (IN) và kiều hối cá nhân (KH) đến tỉ lên tăng trưởng GDP Việt Nam giai đoạn 2009 – 2019

4 Ý nghĩa

Bài nghiên c u không ch t ng hứ ỉ ổ ợp đầy đủ cơ sở lý luận tác động của t lỉ ệ thất nghiệp, lạm phát và t lỉ ệ kiều hối đến tỉ lệ tẳng trưởng GDP của Việt Nam mà còn đo lường các yếu tố ( UN, IN, KH) ảnh hưởng đến tỉ l ệ tăng trưởng GDP Vi t Nam thông qua mô hình kinh t ệ ế lượng

Bài nghiên c u cung cứ ấp cơ sở khoa học đáng tin cậy có th ể dùng đểđịnh hướng cho các bài nghiên cứu sau Đồng thờ ổi t ng h p s li u ợ ố ệchính xác thông qua các ban, ngành trên c ả nước

CHƯƠNG I: THIẾT KẾT NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN

C U Ứ

1.1 Thi t k nghiên c u ế ếứ

1.2 Xây d ng s u nghiên c u ựố liệứ

Bài nghiên c u s d ng b s ứ ử ụ ộ ố liệu được tổng hợp qua từng năm được l y từ Worldbank B ng s liệu có 3 biấ ả ố ến độ ậc l p: t l ỉ ệ th t nghi p, ấ ệlạm phát và ki u h i cá nhân v i bi n ph thuề ố ớ ế ụ ộc là t l ỉ ệ tăng trưởng GDP

B ng s u cho chu i th i gian 2009 2019 v t l ả ố liệ ỗ ờ – ề ỉ ệ thất nghi p ( ệUN – đơn vị phần trăm), lạm phát ( IN – đơn vị phần trăm), kiều h i cá ốnhân ( KH – đơn vị phần trăm) và tỉ lên tăng trưởng GDP ( GDP – đơn vịphần trăm)

CHƯƠNG II: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH G a s m c ý ngh a là 5% ta có các kiỉ ử ứ ĩ ểm định sau:

1, Th ng kê mô t ốả

D a vào b ng s u bên trên ta có b ng th ng kê mô t ự ả ố liệ ả ố ả như sau:

2, Ma trận tương quan

Ta có b ng ma trả ận tương quan như sau:

3, Phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS)

- Mô hình hồi quy mẫu có dạng:

SRM: GDPi =𝜷+𝟏𝜷𝟐UNi +𝜷𝟑 INi +𝜷𝟒KHi+ei

Trong đó: 𝜷𝟏 = 10,53495 𝜷𝟐= 0.572855 𝜷= -0.034512 𝟑 𝜷𝟒= -0,899869 Thay vào mô hình hồi quy mẫu ta có:

GDPi =10,53495+0.572855UNi +-0.034512INi +-0,899869KHi+ei

4, Kiểm định PSSSNN thay đổi

- Ước lượng mô hình gốc thu được 𝑒𝑖 và 𝑒𝑖2

-H i quy mô hình Breusch Pagan có d ng: ồ – ạ

𝑒𝑖 = 𝛼1+ 𝛼2𝑈𝑁2𝑖+ 𝛼3𝐼𝑁3𝑖+ 𝛼4𝐾𝐻4𝑖+ 𝑉𝑖 thu được 𝑹𝟏

* Kiểm định c p gi thuy ặ ả ết:

{𝐻0: 𝑅1= 0 (PSSSNN không đổi) 𝐻1: 𝑅12

> 0 (PSSSNN thay đổi) *Tiêu chu n kiẩ ểm định:

𝐹 = 𝑅1/(𝑘−1)

(1−𝑅1)/(𝑛−𝑘)~𝐹(𝑘−1;𝑛−𝑘)hoặ 𝐿𝑀 = 𝑛𝑅c 1 2~𝜒2(𝑘−1) *Miền bác b t ng ng: ỏ ươ ứ

𝑊𝛼= {𝐹: 𝐹 > 𝐹𝛼

(𝑘−1;𝑛−𝑘)} hoặc 𝑊𝛼= {𝐿𝑀: LM> 𝜒2𝛼(𝑘−1)} * D a vào b ng Eviews, ta có p-value=0,313367>0,05 ự ả

* K t ế luận: Chưa có cơ sở để bác b ỏ giả thuyết H0, ch p nh n gi thuyấ ậ ả ết H0 V y v i mậ ớ ức ý nghĩa 5% mô hình gốc không có phương sai sai số thay đổi.

𝐹 = 𝑅12/(4 − 1)

(1 − 𝑅12)/(𝑛 − 4)~𝐹(3;𝑛−4)* Miền bác bỏ: 𝑊0,05= {𝐹: 𝐹 > 𝐹0,05(3;7)}

Tra bảng ta có: p-value=0.014874<0,05

* K t luế ận: Bác bỏ ả thuy t gi ế H0, ch p nhấ ận giả thuy t ế H1 V y v i m c ý ậ ớ ứnghĩa = 5%, mô hình gốc có đa cộng tuyến cao

5.2.Gi a t l ữỉ ệ thất nghi p và ki u h i(*) ệềố

-Ước lượng mô hình ban đầu thu được 𝑅13

-Hồi quy mô hình có dạng: UNi= 𝜷𝟏+𝜷𝟐KHi+Vi

* Kiểm định c p gi thuy ặ ả ết:

{𝐻0: Mô hình gốc không có đa cộng tuyến𝐻1: Mô h nh g c cì ố ó đa c ng tuyộ ến * Tiêu chu n kiẩ ểm định:

𝐹 = 𝑅13/(4 − 1)

(1 − 𝑅13)/(𝑛 − 4)~𝐹(3;𝑛−4)* Miền bác bỏ: 𝑊0,05= {𝐹: 𝐹 > 𝐹0,05(3;7)}

Tra bảng ta có: p-value=0.333065>0,05

* K t luế ận: Chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, ch p nhận giả thuy t Hấ ế 0 V y v i mậ ớ ức ý nghĩa = 5%, mô hình gốc không có đa cộng tuy n ế

5.3.Gi a ki u h i và lữềốạm phát(*) -Ước lượng mô hình ban đầu thu được 𝑅14

-Hồi quy mô hình có dạng: INi= 𝜷𝟏+𝜷𝟐KHi+Vi

* Kiểm định c p gi thuy ặ ả ết:

{𝐻0: Mô hình gốc không có đa cộng tuyến𝐻1: Mô h nh g c cì ố ó đa c ng tuyộ ến * Tiêu chu n kiẩ ểm định:

𝐹 = 𝑅14/(4 − 1)

(1 − 𝑅14)/(𝑛 − 4)~𝐹(3;𝑛−4)* Miền bác bỏ: 𝑊0,05= {𝐹: 𝐹 > 𝐹0,05(3;7)}

𝐹 = (𝑅22−𝑅12)/(𝑝 − 1)

(1 − 𝑅 )/(𝑛 − 𝑘 − 𝑝 + 1)22 ~𝐹(𝑝−1;𝑛−𝑘−𝑝+1)* Miền bác bỏ: 𝑊𝛼= {𝐹: 𝐹 > 𝐹𝛼(𝑝−1;𝑛−𝑘−𝑝+1)}

Tra bảng ta có: p-value=0,1780>0,05

* K t luế ận: Chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, ch p nhận giả thuy t Hấ ế 0 V y v i mậ ớ ức ý nghĩa = 5%, mô hình gốc không thi u biế ến

7, Kiểm định t ự tương quan

- Ước lượng mô hình ban đầu thu được ei

- Ước lượng mô hình Breusch-Godfrey có dạng:

𝑒𝒊= 𝜶𝟏+ 𝜶𝟐𝑼𝑵𝟐𝒊+ 𝜶𝒌𝑰𝑵𝟑𝒊+ +𝜶 𝑲𝑯𝒌𝟒𝒊+ 𝜶𝒌+1𝑒𝒊−1+ ⋯ + 𝜶𝒌+𝑝𝒆𝒊−𝑝+ 𝑉𝒊 * Kiểm định cặp giả thuyết:

{H0: Mô hình gốc không có tự tương quan (𝛼𝑘+1= 𝛼𝑘+2= ⋯ = 𝛼𝑘+𝑝= 0)H1: Mô hình gốc có tự tương quan * Tiêu chuẩn kiểm định:

𝐹 = (𝑅𝐵𝐺2−𝑅2)/(𝑝)

(1−𝑅𝐵𝐾2 )/(𝑛−𝑝−𝑘𝐵𝐺)~𝐹(𝑝; 𝑛−𝑝 −𝑘𝐵𝐺) ặc ho 𝜒2= (𝑛 − 𝑝)𝑅1 2~𝜒2(𝑝)

* Miền bác bỏ tương ứng: 𝑊𝛼= {𝐹: 𝐹 > 𝐹𝛼(𝑝; 𝑛−𝑝 −𝑘𝐵𝐺)

} hoặc 𝑊𝛼= {𝜒2: 𝜒2> 𝜒2𝛼 (𝑝)} Tra b ng ta có: p-value=0.6185>0,05 ả

* K t luế ận: Chưa có cơ sở để bác b ỏ giả thuyết H0, ch p nh n gi thuyấ ậ ả ết H0 V y v i mậ ớ ức ý nghĩa = 5%, mô hình gốc không có t ự tương quan.

8, Kiểm định PSSSNN không có PPC

- Khi s dử ụng giả thiết bình phương nhỏ nhất, ta nói rằng U có phân phối chuẩn, nhưng trong thự ế điềc t u này có th b vi ph m, vì thể ị ạ ế ta ph i kiả ểm tra

xem điều này có bị vi phạm hay không bằng cách sử dụng kiểm định Jarque –Bera:

* Kiểm định cặp giả thuyết:

{𝐻0:Sai số ngẫu nhiên cóphân phối chuẩn 𝐻1:Sai số ngẫu nhiên không có phân ph chuẩnối

* Tiêu chuẩn kiểm định: 𝐽𝐵 = 𝑛 (𝑆2

24 ) ~𝜒2(2)

-V i K là h s ớ ệ ố nhọn, S là h s bệ ố ất đối xứng * Miền bác bỏ: 𝑊𝜶= { |𝐽𝐵 𝐽𝐵> 𝜒2

𝜶(2)} Theo báo cáo trên ta có: JB=0.838277 𝜒0,052(2) =5.9915

JB< 𝜒2(2)0,05

* K t luế ận: Chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, ch p nhận giả thuy t Hấ ế 0 V y U có phân ph i chu n ậ ố ẩ