Đang tải... (xem toàn văn)
Ngày nay, trong xu thế toàn cầu hoá, khi mà hầu hết các nước trên thế giới thực hiện chính sách mở cửa thị trường thì việc thông thương hàng hoá trở lên tối cần thiết, và phương tiện quan trọng giúp cho quá trình trao đổi, thông thương trở lên dễ dàng, thuận tiện hơn chính là Ngoại tệ. Việc dữ trữ ngoại tệ không những giúp các nước thực hiện quá trình thông thương trở lên dễ dàng hơn mà còn giúp cho các nước tránh được những rủi ro khi có lạm phát cao hay khủng hoảng kinh tế. Nhận thức được vấn đề đó nên em đã chọn chủ đề của bài thực hành này là:
Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách Bài báo cáo thực hành kinh tế lợng Lời mở đầu Ngày nay, xu toàn cầu hoá, mà hầu hết nớc giới thực sách mở cửa thị trờng việc thông thơng hàng hoá trở lên tối cần thiết, phơng tiện quan trọng giúp cho trình trao đổi, thông thơng trở lên dễ dàng, thuận tiện Ngoại tệ Việc trữ ngoại tệ giúp nớc thực trình thông thơng trở lên dễ dàng mà giúp cho nớc tránh đợc rủi ro có lạm phát cao hay khủng hoảng kinh tế Nhận thức đợc vấn đề nên em đà chọn chủ đề thực hành là: Phân tích ảnh hởng LÃi suất tiền gửi tiết kiệm loại 12 tháng (LSTG) Đầu t nớc đến Dự trữ ngoại tệ In-đô-nê-xi-a từ năm 1976 đến 1995 Năm 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 Dự trữ ngoại tÖ TriÖu USD y 1492 2400 2461 3795 5012 4521 2593 3639 4702 4838 3919 5483 LSTG % x2 15 12.1 9 9 18.04 19.11 18.74 15.72 17.5 Đầu t nớc Triệu USD x3 14017 16477 18053 18624 20938 22761 25133 30229 32026 36715 42916 52495 Để tiện cho việc tính toán sau ta đặt:Dự trữ ngoại tệ = y; LSTG = x2; Đầu t nớc Nguồn: T liệu kinh tế nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998) Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngäc B¸ch 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 4948 5357 7353 9151 10181 10988 10820 13306 18.49 18.58 18.53 22.76 18.93 14.2 12.99 16 54079 59402 69872 79548 88004 89148 96543 107831 Tõ sè liƯu trªn ta cã mô hình hồi quy: Yi = + 2X2i + 3X3i + Ui (*) Ước lợng mô hình phần mềm Eviews ta có kết ớc lợng sau: Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 11/20/07 Time: 12:36 Sample: 1976 1995 Included observations: 20 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob X2 X3 C -123.0378 0.113415 2176.024 57.37329 0.008182 784.1585 -2.144513 13.86155 2.774979 0.0467 0.0000 0.0130 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.928373 0.919946 941.6176 15072944 -163.7056 1.512815 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 5847.950 3327.993 16.67056 16.81992 110.1695 0.000000 I Kiểm định phù hợp Mô hình hồi quy (*) Kiểm định cặp giả thuyết: H0: R2 = H1: R2 > Tiêu chuẩn kiểm định: Nguồn: T liệu kinh tế nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998) Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách F = R2(n-k)/[(1-R2)(k-1)] ~ F(k -1, n - k) Miền b¸c bỏ gi¶ thuyÕt H0 : ( Wα = { F / F > F αk −1,n− k ) } Tõ b¸o cáo ta có: Fqs = 110.1695 ,17 ,17 Với møc ý nghÜa 0.05 ta cã F (0205 ) = 3.59 => Fqs > F (0205 ) VËy ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 hay Mô hình hồi quy (*) phù hợp II - Kiểm định việc định mô hình 4.1/ Kiểm định mô hình chứa biến không phù hợp a, Kiểm định biến X2 có phải biến phù hợp mô hình (*) không ta làm bớc nh sau: Kiểm định cặp giả thuyết sau: H0: = H1: Tiêu chuẩn kiểm định T = ˆ β2 ~ T(n - 3) ˆ Se( β ) Miền bác bỏ giả thuyết H0 ( W = { t / t > t αn/−23) } ta cã tqs = - 2.144513; Víi møc ý nghÜa 0.05 => t 17025 = 2.11 => t qs > t 17.025 => bác bỏ giả thuyết H0 chấp nhận giả thuyết H1 biến X2 mô hình biến thích hợp Nguồn: T liệu kinh tế nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998) Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách b, Kiểm định biến X3 có phải biến phù hợp mô hình (*) không ta làm bớc nh sau: Kiểm định cặp giả thuyết sau: H0: = H1: Tiêu chuẩn kiểm định T = β3 ~ T(n - 3) ˆ Se( β ) Miền bác bỏ giả thuyết H0 ( W = { t / t > t αn/−23) } ta cã tqs =13.86155; Víi møc ý nghÜa 0.05 => t 18025 = 2.11 => t qs > t 18.025 => b¸c bá gi¶ thuyÕt H0 chÊp nhËn gi¶ thuyÕt H1 biến X3 mô hình biến thích hợp 4.2/ Kiểm định biến bỏ sót Để kiểm định biến bỏ sót ta dùng kiểm Ramsey thu đợc kết sau (trong trờng hợp ta nghi ngờ mô hình đà cho bỏ sót biến): Ramsey RESET Test: F-statistic Log likelihood ratio 2.068911 2.432082 Probability Probability 0.169602 0.118875 Test Equation: Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 11/20/07 Time: 12:40 Sample: 1976 1995 Included observations: 20 Nguồn: T liệu kinh tế nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998) Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc B¸ch Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob X2 X3 C FITTED^2 -12.26720 0.047118 1964.503 4.03E-05 95.01410 0.046770 774.6959 2.80E-05 -0.129109 1.007444 2.535838 1.438371 0.8989 0.3287 0.0220 0.1696 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.936574 0.924682 913.3412 13347075 -162.4895 1.429017 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 5847.950 3327.993 16.64895 16.84810 78.75408 0.000000 Kiểm định cặp giả thuyết sau: H0: Mô hình định H1: Mô hình định sai Tiêu chuẩn kiểm định ( R12 − R )(n − k ' ) F= ~ F(p -1, n – k’) (víi k’ = k+p-1= 4) (1 − R12 )( p − 1) MiỊn b¸c bá gi¶ thuyÕt H0 ( Wα = { F / F > F αp −1,n −k ') } ,16 ta cã Fqs = 2.068911; víi møc ý nghÜa 0.05 => F (01.05 ) = 4.49 ,17 => Fqs < F (01.05 ) => cha có sở bác bỏ giả thuyết H0 hay mô hình đà cho không bỏ sót biến 4.3/ Kiểm định tính phân phối chuẩn U Sử dụng cặp giả thuyết H0: U có phân phối chuẩn H1: U phân phối chuẩn tiêu chuẩn kiểm định Jarque Bera (JB) ta thu đợc kết sau: Nguồn: T liệu kinh tế nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998) Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách Tiêu chuẩn kiểm định: JB = n[S2/6 + (K - 3)/24] ~ χ (2) MiỊn b¸c bá gi¶ thuyÕt H0: Wα = { JB / JB > (2)} Từ kết báo c¸o: JB = 1.241813 ; Víi møc ý nghÜa 0.05 => χ 0.05 (2) = 5.99147 =>JB < χ 0.05 (2) => cha có sở bác bỏ giả thuyÕt H0 hay U cã ph©n phèi chuÈn III – Kiểm định khuyết tật mô hình hồi quy 1/ Kiểm định Đa cộng tuyến Cho mô hình hồi quy Nguồn: T liệu kinh tế nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998) Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách Yi = + 2X2i + 3X3i + Ui (*) + Ước lợng mô hình hồi quy: Yi = + 2X2i + Vi Ta thu đợc kết ớc lợng nh sau: Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 11/20/07 Time: 12:46 Sample: 1976 1995 Included observations: 20 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob X2 C 265.7646 1839.024 170.6021 2671.652 1.557804 0.688347 0.1367 0.5000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.118803 0.069847 3209.664 1.85E+08 -188.8036 0.167833 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 5847.950 3327.993 19.08036 19.17993 2.426753 0.136688 => R 12 = 0.118803 + Ước lợng mô hình hồi quy: Yi = + 2X3i + Vi Ta thu đợc kết sau: Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 11/20/07 Time: 12:47 Sample: 1976 1995 Included observations: 20 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob X3 C 0.104836 738.1640 0.007819 445.4421 13.40866 1.657149 0.0000 0.1148 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression 0.908995 0.903940 1031.465 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion 5847.950 3327.993 16.80999 Ngn: T liƯu kinh tÕ c¸c nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998) Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 19150563 -166.0999 0.895651 Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 16.90956 179.7923 0.000000 => R = 0.908995 §é đo Theil đợc xác định nh sau m = R2 - [(R2 - R 12 ) + (R2 - R )] = 0.1 => Mô hình (*) có ®a céng tuyÕn thÊp => coi nh kh«ng cã ®a cộng tuyến 2/ Kiểm định Phơng sai sai số thay đổi (PSSS thay đổi) Để kiểm định PSSS thay đổi ta dùng kiểm định White: - Ước lợng mô hình: 2 e i = α1 + α2 X2i + α3 X3i + α4 X + α5 X 3i + 6X2iX3i + Vi (a) 2i thu đợc kết sau: White Heteroskedasticity Test: F-statistic Obs*R-squared 0.817330 3.579028 Probability Probability 0.533800 0.465964 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 11/20/07 Time: 12:51 Sample: 1976 1995 Included observations: 20 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C X2 X2^2 X3 X3^2 2256315 -276895.6 7295.020 42.65776 -0.000368 2104731 300446.0 10155.62 35.75449 0.000290 1.072021 -0.921615 0.718324 1.193074 -1.269607 0.3007 0.3713 0.4836 0.2514 0.2236 R-squared Adjusted R-squared 0.178951 -0.039995 Mean dependent var S.D dependent var 753647.2 682666.4 Ngn: T liƯu kinh tÕ c¸c nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998) Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 696184.2 7.27E+12 -294.5693 2.499795 Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 29.95693 30.20587 0.817330 0.533800 => R 12 = 0.178951 Kiểm định cặp gi thuyt : H0: PSSS không thay đổi H1: PSSS thay đổi Tiªu chuẩn kiểm định : Χ2= n R 12 ~ (5) Min bác b giả thuyết H0: Wα = { χ2/ χ2 > χ α (5) } T kt qu báo cáo ta có: χ2qs = n R 12 = 20 x 0.178951 = 3.57902 Với møc ý nghÜa 0.05 ta t×m χ 0.05 (5) = 11.0705 > χ2qs => chưa cã c s bác b gi thuyt H0 Vy: mô hình (*) PSSS thay đổi 3/ Kiểm định tự tơng quan Kiểm định tự tơng quan Mô hình kiểm định BG ta thu đơc kết sau: Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 1.401973 3.149802 Probability Probability 0.276575 0.207028 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 11/20/07 Time: 12:53 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob Nguồn: T liệu kinh tế nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998) Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc B¸ch X2 X3 C RESID(-1) RESID(-2) R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat -10.10402 0.001288 100.1922 0.311948 -0.370720 0.157490 -0.067179 920.1125 12699104 -161.9919 1.927696 63.25933 0.008076 858.2312 0.264052 0.274091 -0.159724 0.159472 0.116743 1.181387 -1.352542 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 10 0.8752 0.8754 0.9086 0.2558 0.1962 -1.46E-12 890.6811 16.69919 16.94812 0.700986 0.603258 => R 12 = 0.157490 Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mô hình tự tơng quan H1: Mô hình có tự tơng quan Tiªu chuẩn kiểm định: χ2 = (n-2)R 12 ~ χ (2) Miền bác b giả thuyết H0 : Wα = { χ2/ χ2 > χ α (2)} Ta cã: χ2qs = (20 - 2)x0.157490 = 2.83482 Víi møc ý nghÜa 0.05 ta cã χ 0.05 (2) = 5.99147 => χ2qs < χ 0.05 (2) => Cha có sở bác bỏ giả thuyết H0 Vậy: mô hình (*) tự tơng quan Kết luận: Sau hàng loạt kiểm định ta thấy mô hình (*) khuyết tật Vậy mô hình đà cho mô hình hoàn hảo III- Một vài nhận xét mô hình Nguồn: T liệu kinh tế nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998) Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách 11 - Hệ số cho ta biết LSTG tăng lên 1% (Đầu t nớc không đổi) l- ợng Dự trữ ngoại tệ trung bình giảm 123.0378 triệu USD Điều phù hợp với thực tiễn - Hệ số cho ta biết Đầu t nớc tăng lên triệu USD (LSTG không đổi) lợng Dự trữ ngoại tệ trung bình tăng 0.113415 triệu USD Điều hoàn toàn phù hợp với thực tiễn - HÖ sè R2 = 0.928373 cho ta biÕt 92.8373% thay đổi Dự trữ ngoại tệ ảnh hởng LSTG Đầu t nớc gây - Nếu LSTG tăng lên 1% Dự trữ ngoại tệ giảm: + tối đa là: ( β2 ≤ β − Se( β )tαn −3) víi møc ý nghÜa 0.05 ta cã β2 ≤ -123.0378 – 57.37329 x 1.74 = - 222.86732 VËy: NÕu LSTG tăng lên 1% Dự trữ ngoại tệ giảm tối ®a lµ 222.86732 triƯu USD + tèi thiĨu lµ: ˆ ˆ ( β2 ≥ β + Se( β )tαn−3) víi møc ý nghÜa 0.05 ta cã β2 ≥ -123.0378 + 57.37329 x 1.74 = - 23.20827 VËy: NÕu LSTG tăng lên 1% Dự trữ ngoại tệ giảm tối thiểu 23.20827 triệu USD - Nếu Đầu t nớc tăng lên triệu USD Dự trữ ngoại tệ tăng + tối đa là: ( ≤ β + Se( β )tαn −3) víi møc ý nghÜa 0.05 ta cã β3 ≤ 0.113415 + 0.008182 x 1.74 = 0.127652 Vậy: Đầu t nớc tăng lên triệu USD Dự trữ ngoại tệ tăng tối đa 0.127652 triệu USD + tối thiểu lµ: ˆ ˆ ( β3 ≥ β − Se( β )tαn−3) víi møc ý nghÜa 0.05 ta cã β3 ≥ 0.113415 - 0.008182 x 1.74 = 0.099178 Nguån: T liệu kinh tế nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998) Báo cáo thực hành Kinh Tế Lợng_Nguyễn Ngọc Bách 12 Vậy: Đầu t nớc tăng lên triệu USD Dự trữ ngoại tệ tăng tối thiểu 0.099178 triƯu USD - Ta cã kho¶ng tin cËy cđa σ2 nh sau : ∧ ∧ (n-3) σ χ α / (n-3) (n-3) σ 2 ≤ σ ≤ χ 1−α / (n-3) Víi møc ý nghÜa α=0.05,ta cã : 499252.8561 ≤ σ ≤ 1992673.757 Nh vËy sù biÕn ®éng cđa Dù trữ ngoại tệ đo phơng sai yếu tố ngẫu nhiên gây nằm [499252.8561, 1992673.757] triệu USD $$$ - HÕt- $$$ Nguån: T liÖu kinh tÕ nớc thành viên ASEAN_NXB Thống kê(1998) ... 92.8373% sù thay ®ỉi Dự trữ ngoại tệ ảnh hởng LSTG Đầu t nớc gây - Nếu LSTG tăng lên 1% Dự trữ ngoại tệ giảm: + tối đa là: ( − Se( β )tαn −3) víi møc ý nghÜa 0.05 ta cã β2 ≤ -123 .0378 – 57.37329... đổi) l- ợng Dự trữ ngoại tệ trung bình giảm 123 .0378 triệu USD Điều phù hợp víi thùc tiƠn ˆ - HƯ sè β cho ta biết Đầu t nớc tăng lên triệu USD (LSTG không đổi) lợng Dự trữ ngoại tệ trung bình... x 1.74 = - 23.20827 Vậy: Nếu LSTG tăng lên 1% Dự trữ ngoại tệ giảm tối thiểu 23.20827 triệu USD - Nếu Đầu t nớc tăng lên triệu USD Dự trữ ngoại tệ tăng + tối đa là: ( + Se( β )tαn −3) víi