TRƯỜNG ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG BAN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC -o0o - TIỂU LUẬN MÔN HỌC KINH TẾ LƯỢNG ĐỀ TÀI: “ Nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến GDP tỉnh, thành phố Việt Nam năm 2008” Giảng viên hướng dẫn : GS.TS TRƯƠNG BÁ THANH Lớp : TCNH K22 Danh sách nhóm : Đào Ngọc Châu Võ Thị Thu Lê Thị Thanh Thủy Lê Thị Bảo Thoa Tháng năm 2011 Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 LỜI MỞ ĐẦU Tăng trưởng kinh tế vấn đề quan tâm hàng đầu nhà kinh tế nhà hoạch định sách Tốc độ tăng trưởng kinh tế ảnh hưởng đến toàn vận động kinh tế tiêu quan trọng để đánh giá mức độ phát triển quốc gia Để phản ánh tăng trưởng kinh tế, nhà kinh tế sử dụng số liệu GDP, tiêu mà biết phản ánh tổng thu nhập người kinh tế Đây tiêu nhiều nhà kinh tế coi tiêu tốt để phản ánh tình hình hoạt động kinh tế, GDP thước đo thành tựu kinh tế Tăng trưởng kinh tế điều kiện định thúc đẩy phát triển kinh tế quốc gia, nó cho phép giải vấn đề xã hội, sở để phát triển giáo dục khoa học công nghệ Hơn thế, tăng trưởng bền vững góp phần bảo vệ môi trường Mức độ tăng trưởng kinh tế quốc gia cũng phụ thuộc vào yếu tố đầu vào đầu Nghiên cứu đóng góp yếu tố tăng trưởng GDP có ý nghĩa nhiều mặt, xác định vị trí yếu tố để có kế hoạch khai thác, mà có ý nghĩa xác định yếu tố tiềm ẩn gia tăng lạm phát GDP thực tế Việt Nam cao gấp khoảng lần so với cách 15 năm, biết, tốc độ tăng trưởng GDP Việt Nam năm 2008 6%, thấp nhiều so với tỷ lệ 8% năm trước đó Tốc độ tăng trưởng kinh tế giảm sút ảnh hưởng lớn đến kinh tế, trị, xã hội Việt nam Mức sống người dân giảm sút, thu hút đầu tư nước gặp nhiều khó khăn, thất nghiệp tăng, quy mô hoạt động doanh nghiệp bị thu hẹp, cán cân thương mại phát triển theo chiều hướng xấu, lạm phát mức cao……có nhiều hậu khó lường trước Việt nam không nhanh chóng khắc phục tình trạng thụt lùi kinh tế, tức tìm cách thúc đẩy gia tăng GDP nước sở đẩy mạnh sức tăng GDP tỉnh thành nước Để thực điều đó, -1- Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 cần phải tìm nguyên nhân dẫn đến tình trạng suy giảm tốc độ tăng trưởng kinh tế, xem xét phân tích nhân tố ảnh hưởng đến GDP nước sở phân tích biến động GDP tỉnh, thành Để làm điều này, phương pháp sử dụng kinh tế lượng để phân tích mặt lượng mối quan hệ nhân tố tác động đến GDP dựa số liệu thực tế thu thập Với mong muốn tìm hiểu rõ mức độ ảnh hưởng yếu tố đến tiêu GDP mô hình kinh tế lượng, dự báo nhân tố tác động để từ đó có sở củng cố thêm giả thiết kinh tế, giúp cho nhà quản lý đưa định đắn, nhóm đã chọn đề tài: “Nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến GDP tỉnh, thành Việt Nam năm 2008” -2- Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 NỘI DUNG I CƠ SỞ LÝ THUYẾT Tổng sản phẩm nước (GDP) toàn giá trị hàng hóa dịch vụ cuối sản xuất phạm vi lãnh thổ quốc gia khoảng thời gian định (thường năm) Như GDP kết toàn hoạt động kinh tế diễn lãnh thổ nước, không phân biệt kết thuộc sản xuất Với riêng tỉnh, thành – GDP hiểu tổng sản phẩm địa phương, toàn giá trị hàng hóa dịch vụ cuối sản xuất phạm vi địa phương đó khoảng thời gian định, thường năm Làm để tính GDP ? Phương pháp tính toán cho GDP phức tạp nhìn chung có ba phương pháp: Phương pháp chi tiêu, phương pháp thu nhập, phương pháp giá trị gia tăng Dù phương pháp nữa, trị số nầy thực tế phải hay cũng gần gần Phương pháp thu nhập, đề cập GDP(I), tính toán cách cộng số tiền lương trước thuế (compensation) nhân viên, lợi tức trước thuế (gross profits) tất hãng xưởng, tổng số tiền giúp đở (không thuế) phủ hàng hóa hay thương vụ Phương pháp chi tiêu thông dụng hơn, nó gồm tất số tiền tiêu thụ, đầu tư, tiền chi tiêu quyền, hiệu số xuất cảng nhập cảng Tổng sản lượng nội địa tính dựa vào công thức: (Theo phương pháp chi tiêu) GDP = C + G + I + NX với "C" số tiền tiêu xài tất người quốc gia "G" số tiền tiêu xài phủ -3- Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 "I" số tiền tiêu xài tất doanh nghiệp "NX" hiệu số xuất cảng nhập cảng Lao động : chất lượng đầu vào lao động tức kỹ năng, kiến thức kỷ luật đội ngũ lao động yếu tố quan trọng tăng trưởng kinh tế Hầu hết yếu tố khác tư bản, nguyên vật liệu, công nghệ có thể mua vay mượn nguồn nhân lực khó có thể làm điều tương tự Các yếu tố máy móc thiết bị, nguyên vật liệu hay công nghệ sản xuất có thể phát huy tối đa hiệu đội ngũ lao động có trình độ văn hóa, có sức khỏe kỷ luật lao động Đầu tư trực tiếp nước ngoài: đầu tư nói chung đầu tư trực tiếp nước nói riêng nhân tố quan trọng trình sản xuất, tùy theo mức độ đầu tư mà người lao động sử dụng máy móc, thiết bị nhiều hay (tỷ lệ tư lao động) tạo sản lượng cao hay thấp Đầu tư tực tiếp nước trình di chuyển vốn quốc tế mà đó chủ sở hữu vốn trực tiếp tham gia vào điều hành sử dụng vốn Hiện lượng vốn đầu tư trực tiếp từ nước vào Việt Nam ngày tăng Để có tư bản, phải thực đầu tư nghĩa hy sinh tiêu dung cho tương lai Điều đặc biệt quan trọng phát triển dài hạn, quốc gia có tỷ lệ đầu tư tính GDP cao thường có tăng trưởng cao bền vững Tuy nhiên, tư không máy móc, thiết bị tư nhân dầu tư cho sản xuất, nó tư cố định xã hội thứ tạo tiền đề cho sản xuất thương mại phát triển Tư cố định xã hội thường dự án quy mô lớn, gần chia nhỏ nhiều có lợi suất tăng dần theo quy mô nên phải phủ thực Ví dụ: hạ tầng sản xuất (đường giao thông, mạng lưới điện quốc gia ), sức khỏe cộng đồng, thủy lợi Đầu tư trực tiếp nước nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến GDP quốc gia Chi ngân sách phủ: hàng hóa dịch vụ mà phủ mua, khoản chuyển giao thu nhập mà phủ thực cách thức -4- Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 phủ trang trải khoản đó Hầu hết khoản chi tiêu phủ trang trải thuế, chi tiêu vượt nguồn thuế nhận ngân sách thâm hụt Nếu phủ thay đổi chi ngân sách làm thay đổi GDP quốc gia Xuất khẩu: tính toán GDP, xuất khẩu coi nhu cầu từ bên Mức độ phụ thuộc kinh tế vào xuất khẩu đo tỷ lệ giá trị nhập khẩu tổng thu nhập quốc dân Đối với kinh tế mà cầu nội địa yếu xuất khẩu có ý nghĩa quan trọng tăng trưởng kinh tế Chính nhiều nước phát triển theo đuổi chiến lược công nghiệp hóa hướng vào xuất khẩu Tuy nhiên, xuất khẩu phụ thuộc vào yếu tố nước nên để đảm bảo kinh tế tăng trưởng ổn định bền vững, IMF thường khuyến nghị nước phải dựa nhiều vào cầu nội địa Đây cũng nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến GDP II/ THIẾT LẬP MÔ HÌNH TỔNG QUÁT: Những giả định ban đầu cho mô hình Việc xây dựng mô hình bội sử dụng phương pháp bình phương bé (OLS) nên cần thiết đưa giả định: - Sai số tuân theo quy luật phân phối chuẩn: N(0,σ2) - Giá trị trung bình sai số không: E(εi) = - Phương sai sai số đồng theo tất quan sát:Var(εi) = E(εi) = σ2 với i - Sai số ngẫu nhiên độc lập thống kê lẫn Giả định không có tự tương quan: E(εi ,εj) = Cov(εi, εj) với i # j - Các X2, X3, ,Xk giá trị không ngẫu nhiên cho trước -5- Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 Xây dựng mô hình: Qua phân tích mối quan hệ GDP nhân tố ảnh hưởng, mô hình xây dựng: Υ = β1 + β 2Χ + β 3Χ + β 4Χ + β 5Χ + Ui Trong đó: - β : hệ số co giãn riêng GDP lao động, cho biết GDP tăng( giảm) triệu USD lao động tăng (giảm) ngàn người, với điều kiện nhân tố khác không đổi - β3 : hệ số co giãn riêng GDP đầu tư trực tiếp nước ngoài, cho biết GDP tăng( giảm) triệu USD đầu tư trực tiếp nước tăng (giảm) triệu USD, với điều kiện nhân tố khác không đổi - β : hệ số co giãn riêng GDP chi ngân sách phủ , cho biết GDP tăng( giảm) triệu USD chi ngân sách phủ tăng (giảm) triệu USD, với điều kiện nhân tố khác không đổi - β5 : hệ số co giãn riêng GDP xuất khẩu, cho biết GDP tăng( giảm) triệu USD xuất khẩu tăng (giảm) triệu USD, với điều kiện nhân tố khác không đổi Chúng ta thấy biến có quan hệ tỷ lệ thuận với GDP nên kỳ vọng hệ số ước lượng mô hình mang dấu dương III/ NGUỒN DỮ LIỆU VÀ MÔ TẢ DỮ LIỆU: - Dữ liệu thu thập từ trang Web số liệu thống kê Việt Nam số trang Web khác - Số liệu phản ánh giá trị GDP, lao động, đầu tư trực tiếp nước ngoài, chi ngân sách phủ, xuất khẩu 46 tỉnh, thành nước -6- Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 1/ Bảng tên biến mô hình: STT Tên biến Y X2 X3 X4 X5 Loại biến Phụ thuộc Độc lập Độc lập Độc lập Độc lập Định nghĩa GDP Lao động Đầu tư trực tiếp nước Chi ngân sách Xuất khẩu Đơn vị đo Triệu USD Nghìn người Triệu USD Triệu USD Triệu USD 2/ Các liệu thu thập: STT Tỉnh, thành phố 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 GDP(Yi) (triệu USD) Hà Nội 12012.84 Bắc Ninh 1018.90 Hải Phòng 2019.07 Thái Bình 174.14 Bắc Kạn 125.57 Yên Bái 275.04 Thái Nguyên 863.44 Lai Châu 569.33 Nghệ An 1312.92 Hà Tĩnh 484.36 Quảng Trị 567.90 Thừa Thiên - Huế 627.96 Đà Nẵng 1449.04 Lâm Đồng 705.08 Ninh Thuận 332.34 Bình Dương 746.95 Bà Rịa - Vũng Tàu 2119.96 TP Hồ Chí Minh 15867.50 Phú Yên 443.08 Đồng Nai 1750.94 Tuyên Quang 53.85 Bình Định 1274.17 Quảng Ngãi 921.08 Vĩnh Phúc 1526.04 Bạc Liêu 441.42 Kiên giang 900.55 Lao động (X2) (nghìn người) 2853.52 521.32 894.99 1034.83 166.68 364.59 586.48 328.92 1338.31 593.62 268.07 523.74 336.42 510.67 260.41 388.48 387.86 2937.58 435.79 1026.19 350.65 820.01 690.85 621.64 417.93 864.87 -7- Đầu tư trực Xuất Chi ngân tiếp nước sách (X4) (X5) (triệu (X3) (triệu USD) (triệu USD) USD) 3.0809 1079.67 6936.21 0.9423 165.53 1640.79 1.1052 147.12 820.96 0.1458 130.03 100.53 0.1553 273.77 30.96 0.1606 147.23 127.40 0.8565 157.30 520.95 0.2902 135.04 114.62 0.4791 151.78 335.47 0.7512 206.83 131.75 0.8759 126.08 257.68 0.296 137.63 481.48 0.5794 183.35 905.11 0.3154 160.30 1128.65 0.5978 85.60 185.77 0.4845 114.09 1463.27 0.149 191.04 446.62 7.8791 886.23 20657.09 0.8459 107.98 237.70 1.7827 193.35 197.54 0.0566 132.55 54.88 0.1785 157.42 166.76 0.5559 134.90 585.43 1.6543 154.00 905.89 0.167 202.68 247.32 0.604 158.55 768.98 Tiểu luận Kinh tế lượng 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 Cần Thơ Bình Thuận Long An Lạng sơn Tiền Giang An Giang Bình Phước Gia lai Hải Dương Hưng Yên Hà Nam Nam Định Ninh Bình Bắc Giang Thanh Hóa Đăk Lăk Kon Tum Quảng Ninh Tây Ninh Khánh Hòa 1000.96 1521.02 713.26 78.98 767.03 1080.11 339.10 405.58 1371.51 737.82 652.83 1229.73 480.95 979.70 2046.44 1165.14 319.89 732.58 686.80 1261.70 Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 986.87 640.42 820.17 409.00 957.75 1421.35 428.76 526.82 967.67 635.95 504.58 1181.32 516.58 903.00 1979.56 907.99 177.41 582.24 557.63 582.06 0.1292 0.729 0.4675 0.085 0.4 0.5784 0.04 0.109 0.3017 0.5555 0.43 0.9222 0.2393 0.2603 0.9069 0.5208 0.867 0.6686 0.4946 0.0407 175.33 139.00 128.10 160.31 122.73 160.54 214.95 177.57 136.55 108.46 92.96 207.67 137.06 209.89 135.49 126.12 112.07 160.80 202.29 130.38 797.54 960.96 677.15 186.09 738.51 839.85 215.44 969.31 707.64 845.26 764.31 1020.12 196.55 636.54 865.30 153.98 248.52 142.86 630.74 160.04 IV/ ƯỚC LƯỢNG MÔ HÌNH VÀ KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT 1/ Ước lượng mô hình Áp dụng phương pháp bình phương bé cho số liệu trên, ta có kết cho mô hình ước lượng: Ŷi= -1039,103 + 0,752 X2 + 463,668 X3 + 6,718 X4 + 0,254 X5 -8- Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 Mô hình phản ánh : - β = 0.752: GDP tăng( giảm) 0.752 triệu USD lao động tăng (giảm) ngàn người, với điều kiện nhân tố khác không đổi - β3 = 463,668: GDP tăng( giảm) 463,668 triệu USD đầu tư trực tiếp nước tăng (giảm) triệu USD, với điều kiện nhân tố khác không đổi - β = 6.718: GDP tăng( giảm) 6.718 triệu USD chi ngân sách phủ tăng (giảm) triệu USD, với điều kiện nhân tố khác không đổi - β5 = 0.254: GDP tăng( giảm) 0.254 triệu xuất khẩu tăng (giảm) triệu USD, với điều kiện nhân tố khác không đổi 2/ Nhận xét mô hình: 2.1 Kiểm định phù hợp mô hình: Để xác định tồn mô hình, nhóm sử dụng tiêu chuẩn kiểm định F qua SPSS với mức ý nghĩa α = 5%; k = 5, n = 46 Kết sau: Quan sát kết SPSS cho thấy Sig = 0,000 < 0,05 : chứng tỏ mô hình tồn 2.2 Kiểm định giả thiết tham số: Tra bảng phân phối Student, với mức ý nghĩa 5%: T410,025 ≈ 2,021 T *1 = 7,355 > T410,025 β1 ≠ có ý nghĩa mô hình T*2 = 3,874 > T410,025 β ≠ , X2 có ý nghĩa mô hình T*3= 2,506 > T410,025 β ≠ 0, X*3 có ý nghĩa mô hình T*4 = 9,289 > T410,025 β ≠ , X*4 có ý nghĩa mô hình -9- Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 β ≠ , X*5 có ý nghĩa mô hình T*5 = 3,418 > T410,025 Mô hình có hệ số R2 = 0,975 tức hàm hồi quy mẫu biến độc lập giải thích 97,5% biến phụ thuộc Y Hệ số điều chỉnh 0,973 nên độ phù hợp hàm hồi quy mẫu cao 3/ Kiểm tra vi phạm giả thiết: 3.1/ Giả thuyết phân phối chuẩn: Để kiểm định sai số mô hình có tuân theo quy luật phân phối chuẩn hay không, ta xem xét biểu đồ sau: - 10 - Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 Nhận xét biểu đồ: Đồ thị đường cong chuẩn biến ngẫu nhiên có dạng hình chuông đối xứng, điều đó chứng tỏ biến ngẫu nhiên mô hình tuân theo phân phối chuẩn Hoặc dùng kiểm địnhShapiro-Wilk, cỡ mẫu 46 (nhỏ 50), với Sig.=0,215 (lớn 0,05) Chứng tỏ phân phối phân phối chuẩn Ta xem biểu đồ Q-Q plot - 11 - Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 3.2/ Giả thuyết Đa Cộng Tuyến: Những biến độc lập xác định cần phải lựa chọn biến độc lập có mức độ tương quan mạnh với biến phụ thuộc Tiến hành đánh giá lại tương quan biến độc lập với biến phụ thuộc Phương pháp đánh giá lựa chọn giá trị hệ số tương quan |ryxi| có giá trị gần Bảng kết hệ số tương quan sau cho phép lựa chọn biến độc lập Correlations Y Pearson Correlation Sig (1-tailed) N X2 X3 X4 X5 Y 1.000 835 914 929 929 X2 835 1.000 725 768 721 X3 914 725 1.000 771 950 X4 929 768 771 1.000 797 X5 929 721 950 797 1.000 000 000 000 000 X2 000 000 000 000 X3 000 000 000 000 X4 000 000 000 000 X5 000 000 000 000 Y 46 46 46 46 46 X2 46 46 46 46 46 X3 46 46 46 46 46 X4 46 46 46 46 46 X5 46 46 46 46 46 Y Với kết hệ số tương quan biến X i Y tương đối gần nên tất biến độc lập chọn - Để phát hiện tượng đa cộng tuyến mô hình người ta thường sử dụng hệ số tương quan cặp biến giải thích sử dụng nhân tử phóng đại phương sai VIF Nếu hệ số tương quan cặp biến giải thích > 0,8 nhân tử phóng đại phương sai VIF > xảy tượng đa cộng tuyến ngược lại - 12 - Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 Theo bảng ta thấy: - rx3x5 = 0,95 > 0,8 - Hệ số VIF X3 X5 > Vậy mô hình tồn tượng đa cộng tuyến - Ta có: ryx3 < ryx5 đó biến X3 không lựa chọn để giải thích mô hình Hoặc hồi quy Y biến lại R2X3=0.971 > R2X5= 0.968=> Bỏ biến X3 Như biến độc lập lại xây dựng mô hình : X2; X4; X5 Sử dụng chương trình SPSS với biến lại Kết sau: Mô hình ước lượng mới: Ŷi= -936,299 + 0,835 X2 + 6,695 X4 + 0,414 X5 Quan sát kết SPSS cho thấy Sig = 0,000 < 0,05 : chứng tỏ mô hình tồn - 13 - Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 Mô hình có hệ số R2 = 0,971 tức hàm hồi quy mẫu biến độc lập giải thích 97,1% biến phụ thuộc Y Hệ số điều chỉnh 0, 969 nên độ phù hợp hàm hồi quy mẫu cao Qua kết từ bảng cho thấy hệ số VIF biến < 5: không tượng đa cộng tuyến 3.3/ Giả thuyết tự tương quan: Để kiểm tra tính tự tương quan, sử dụng phương pháp kiểm định DurbinWatson Theo SPSS cho kết d = 2,047 Tra bảng thống kê Durbin-Watson với mức ý nghĩa α=5%; n=46, k’=3, ta có: Dl Du 4-du 4-dl 1,383 1,666 2,334 2,617 Ta thấy du < d < 4-du : Chứng tỏ không có tượng tự tương quan dương âm 3.4/ Phương sai không đồng nhất: Sử dụng kiểm định White để kiểm định phương sai không đồng mô hình Uớc lượng mô hình ta phần dư ei , ta tính ei2, ta xây dựng mô hình hồi quy phần dư sau : ei2 = α1 + α2X2 + α3X4 +α4X5 + α5X22 + α6X42 + α7X52+ Vi Ước lượng mô hinh phần mềm Eview (View/Residual Test/White Heteroscedasticity) cho kết sau : - 14 - Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài ngân hàng K22 White Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.854038 Obs*R-squared 10.20892 Probability Probability 0.113732 0.116125 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/16/11 Time: 16:55 Sample: 1901:1 1912:2 Included observations: 46 Variable Coefficient C -347277.3 X2 -123.8020 X2^2 0.023645 X4 4790.605 X4^2 -3.638057 X5 -22.40975 X5^2 -0.000942 R-squared 0.221933 Adjusted R-squared 0.102231 S.E of regression 275549.3 Sum squared resid 2.96E+12 Log likelihood -637.6943 Durbin-Watson stat 1.829171 Std Error t-Statistic 253292.8 -1.371051 399.5331 -0.309867 0.206814 0.114327 1615.799 2.964853 1.741316 -2.089257 116.6259 -0.192151 0.004996 -0.188517 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) Prob 0.1782 0.7583 0.9096 0.0051 0.0433 0.8486 0.8514 214669.4 290815.0 28.03019 28.30846 1.854038 0.113732 Qua bảng ta thấy Obs*R-squared = Xtt = nR2 = 10.20892 Xây dựng cặp giả thiết : Ho :α1=α2=α3=α4=α5=α6=α7= (Phương sai đồng nhất) H1 : Phương sai không đồng Với mức ý nghĩa 5%, tra bảng chi bình phương (χ2) với df=k-1= 7-1 = χ2(6) = 12.5916 So sánh Xtt với χ2(6) ta thấy Xtt[...]... nhân tố khác không đổi - β5 = 0,414: GDP tăng( giảm) 0,414 triệu USD khi xuất khẩu tăng (giảm) một triệu USD, với điều kiện các nhân tố khác không đổi 2/ Kết luận Kết quả tính toán quan hệ giữa các chỉ tiêu cho thấy : các nhân tố lao động, chi ngân sách, xuất khẩu đều có quan hệ thuận chiều với GDP, mức độ tác động của từng yếu tố lên GDP là khác nhau Bên cạnh đó còn có một số nhân tố khác ảnh hưởng. .. hưởng đến GDP mà nhóm chưa đưa được vào mô hình, chẳng hạn như: tiêu dùng của hộ gia đình, nhập khẩu…… Tuy vậy mô hình cũng đã phân tích được phần lớn tác động của những nhân tố quan trọng đến sự thay đổi GDP 3/ Hướng mở rộng nghiên cứu Mô hình chỉ thu thập được số liệu của 46 tỉnh thành chứ chưa thu thập đầy đủ số liệu của tất cả các tỉnh thành trong cả nước Để tăng mức ý nghĩa cho nghiên cứu cần... tế của mô hình Mô hình ước lượng: Ŷi= -936,299 + 0,835 X2 + 6,695 X4 + 0,414 X5 - β 2 = 0,835: GDP tăng( giảm) 0,835 triệu USD khi lao động tăng (giảm) một ngàn người, với điều kiện các nhân tố khác không đổi - 15 - Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài chính ngân hàng K22 - β 4 = 6,695: GDP tăng( giảm) 6.695 triệu USD khi chi ngân sách chính phủ tăng (giảm) một triệu USD, với điều kiện các nhân. .. theo không gian (các tỉnh thành) , đảm bảo độ lớn của số liệu - 16 - Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài chính ngân hàng K22 LỜI KẾT Được sự phân công của thầy nhóm 01 đã thực hiện đề tài này với sự cố gắng cao nhất, vì thời gian hạn hẹp và kiến thức chưa thật sự toàn diện nên nhóm rất mong sự đóng góp của giáo viên hướng dẫn và các bạn trong lớp Xin cám ơn sự hướng dẫn của thầy GS.TS Trương... 3,418 > T410,025 Mô hình có hệ số R2 = 0,975 tức là trong hàm hồi quy mẫu các biến độc lập giải thích được 97,5% biến phụ thuộc Y Hệ số điều chỉnh bằng 0,973 nên độ phù hợp của hàm hồi quy mẫu rất cao 3/ Kiểm tra vi phạm các giả thiết: 3.1/ Giả thuyết phân phối chuẩn: Để kiểm định sai số của mô hình có tuân theo quy luật phân phối chuẩn hay không, ta xem xét biểu đồ sau: - 10 - Tiểu luận Kinh... 46 46 Y Với kết quả trên hệ số tương quan giữa các biến X i và Y tương đối gần 1 nên tất cả các biến độc lập đều được chọn - Để phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình người ta thường sử dụng hệ số tương quan cặp giữa các biến giải thích hoặc sử dụng nhân tử phóng đại phương sai VIF Nếu hệ số tương quan cặp giữa các biến giải thích > 0,8 hoặc nhân tử phóng đại phương sai VIF > 5 thì sẽ xảy... Cao học Tài chính ngân hàng K22 Nhận xét biểu đồ: Đồ thị đường cong chuẩn của biến ngẫu nhiên có dạng hình chuông đối xứng, điều đó chứng tỏ biến ngẫu nhiên của mô hình tuân theo phân phối chuẩn Hoặc dùng kiểm địnhShapiro-Wilk, vì cỡ mẫu 46 (nhỏ hơn 50), với Sig.=0,215 (lớn hơn 0,05) Chứng tỏ phân phối này là phân phối chuẩn Ta xem biểu đồ Q-Q plot - 11 - Tiểu luận Kinh tế lượng Lớp Cao... Kinh tế lượng Lớp Cao học Tài chính ngân hàng K22 Mô hình có hệ số R2 = 0,971 tức là trong hàm hồi quy mẫu các biến độc lập giải thích được 97,1% biến phụ thuộc Y Hệ số điều chỉnh bằng 0, 969 nên độ phù hợp của hàm hồi quy mẫu rất cao Qua kết quả từ các bảng trên cho thấy hệ số VIF của các biến < 5: không còn hiện tượng đa cộng tuyến 3.3/ Giả thuyết tự tương quan: Để kiểm tra tính tự tương quan,... Cao học Tài chính ngân hàng K22 Theo bảng ta thấy: - rx3x5 = 0,95 > 0,8 - Hệ số VIF của X3 và X5 > 5 Vậy mô hình tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến - Ta có: ryx3 < ryx5 do đó biến X3 không được lựa chọn để giải thích mô hình Hoặc hồi quy giữa Y và các biến còn lại R2X3=0.971 > R2X5= 0.968=> Bỏ biến X3 Như vậy các biến độc lập còn lại xây dựng mô hình là : X2; X4; X5 Sử dụng chương trình SPSS với... những biến độc lập có mức độ tương quan mạnh với biến phụ thuộc Tiến hành đánh giá lại sự tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc Phương pháp đánh giá được lựa chọn là giá trị hệ số tương quan |ryxi| có giá trị gần 1 nhất Bảng kết quả hệ số tương quan sau cho phép lựa chọn được các biến độc lập Correlations Y Pearson Correlation Sig (1-tailed) N X2 X3 X4 X5 Y 1.000 835 914 929 929 X2 ... 6936. 21 0.9423 16 5.53 16 40.79 1. 1052 14 7 .12 820.96 0 .14 58 13 0.03 10 0.53 0 .15 53 273.77 30.96 0 .16 06 14 7.23 12 7.40 0.8565 15 7.30 520.95 0.2902 13 5.04 11 4.62 0.47 91 1 51. 78 335.47 0.7 512 206.83 13 1.75... 0.0407 17 5.33 13 9.00 12 8 .10 16 0. 31 122.73 16 0.54 214 .95 17 7.57 13 6.55 10 8.46 92.96 207.67 13 7.06 209.89 13 5.49 12 6 .12 11 2.07 16 0.80 202.29 13 0.38 797.54 960.96 677 .15 18 6.09 738. 51 839.85 215 .44... Durbin-Watson stat 1. 82 917 1 Std Error t-Statistic 253292.8 -1. 3 710 51 399.53 31 -0.309867 0.206 814 0 .11 4327 16 15.799 2.964853 1. 7 413 16 -2.089257 11 6.6259 -0 .19 215 1 0.004996 -0 .18 8 517 Mean dependent