Báo cáo thực hành Kinh tế lợng
Vấn đề nghiên cứu:
Tác động của Xuất khẩu, Đầu t trực tiếp nớc ngoài đến Nhập khẩu.
Toàn cầu hoá và hội nhập Kinh tế Quốc Tế là xu thế tất yếu của tất cả các
quốc gia trên thế giới hiện nay.Với việc gia nhập các tổ chức kinh tế thế giới
và đặc biệt với việc trở thành thành viên chính thức của tổ chức Thơng mại thế
giới WTO. Việt Nam đã và đang tích cực chủ động tham gia vào xu thế này.
WTO là tổ chức thơng mại lớn nhất hành tinh chiếm tới gần 90% giao dịch th-
ơng mại thế giới, gia nhập WTO là tham gia vào sân chơi chung của thị trờng
thế giới, đẩy mạnh xúc tiến thơng mại và xúc tiến đầu t.
Hội nhập vững chắc vào quan hệ kinh tế quốc tế, Việt Nam có cơ hội mở
rộng xuất khẩu các mặt hàng mà đất nớc có thế mạnh. Nhờ có xuất khẩu tăng
cao tạo điều kiện gia tăng lợng ngoại tệ cho nhập khẩu, thúc đẩy sự gia tăng
của nhập khẩu.
Cùng với sự gia tăng của thơng mại quốc tế, đầu t trực tiếp nớc ngoài FDI
cũng tăng mạnh, tạo ra nhiều ngành nghề và sản phẩm mới làm phong phú đa
dạng hơn thị trờng trong nớc, tăng sức cạnh tranh của sản phẩm hàng hoá
trong nớc, giảm thiểu nhập khẩu hàng hoá từ nớc ngoài. Góp phần cải thiện
cán cân thanh toán quốc tế.
Nh vậy việc hiểu rõ và đánh giá thực tế nhập khẩu, xuất khẩu và đầu t trực
tiếp nớc ngoài FDI ở Việt Nam trong bối cảnh hiện nay của nền kinh tế là hết
sức cần thiết.
1
Ta có số liệu về nhập khẩu, xuất khẩu và đầu t trực tiếp nớc ngoài cua
Việt Nam thời kỳ 1992 2006 nh sau:
(Đơn vị: tỷ USD)
Năm IM EX FDI
1992 2580.7 2056.2 2165
1993 3756.6 2895.2 2900
1994 4649.1 4054.3 3765.6
1995 7202.6 6923.6 6530.8

+
3
FDI
i
Trong đó IM là biến phụ thuộc, EX và FDI là biến độc lập.
Ta có mô hình hồi quy tổng thể nh sau:
PRM: Im
i
=
1
+
2
Ex
i
+
3
FDI
i
+ U
i
2.Với số liệu từ mẫu nêu trên bằng phần mềm Eviews ta ớc lợng mô hình
và thu đợc kết quả nh sau:
Báo cáo 1:
Dependent Variable: IM
Method: Least Squares
Date: 11/25/07 Time: 11:18
Sample: 1992 2006
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
2

= 0.
H
1
:
2
0.
Tiêu chuẩn kiểm định: T=

2

/Se(

2

) ~ T( n-3).
Min bỏc b gi thuyt: W = {T/ |t
qs
|

> t
0.025
(n-3)}.
Từ kết quả báo cáo 1 ta có t
qs
= 27.09623;
Vi n= 15 và mc ý ngha = 0.05 ta cú t
0.025
(n-3) = t
0.025
(12) = 2,1790.


/Se(

3

) ~ T( n-3).
Min bỏc b gi thuyt: W = { T/ |t
qs
|

> t
0.025
(n-3)}
Từ kết quả báo cáo 1 ta có: t
qs
= -2.306883;
Vi mức ý nghĩa = 0.05 và n= 15 ta cú t
0,025
(n-3) = t
0.025
(12) = 2.1790.
Ta th y |t
qs
|

> t
0.025
(12) nên t
qs
W t c bỏc b H


1
+

2
Ex
t
+

3
FDI
t
+

4
Im
t
^
2
+ V
t
Bằng phần mềm Eviews ta thu đợc bảng báo cáo sau:
Báo cáo 2:
Ramsey RESET Test:
F-statistic 2.767326 Probability 0.124404
Log likelihood ratio 3.366042 Probability 0.066553
Test Equation:
Dependent Variable: IM
Method: Least Squares
Date: 11/25/07 Time: 12:22

)/n-4] ~ F(1; n-4)
- Miền bác bỏ: W

= {F: F > F
05.0
(1;n-4)}
Từ bảng báo cáo trên ta có Fqs = 2.767326
Với mức ý nghĩa = 0.05, n=15 ta có giá trị tới hạn F
05.0
(1,11) = 4.64
Fqs < F
05.0
(1,11)
Cha có cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho. Vậy mô hình có dạng hàm đúng.
3.3. Kiểm định hiện tợng phơng sai sai số thay đổi băng kiểm định White:
Hồi quy mô hình: Im
i
=
1
+
2
Ex
i
+
3
FDI
i
+ U
i
Tìm đợc các phần d e

EX
i
*FDI
i
+ V
i
Ta có bảng sau:

Báo cáo 3:
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 1.343616 Probability 0.329312
Obs*R-squared 6.411165 Probability 0.268240
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 11/25/07 Time: 14:55
Sample: 1992 2006
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 7903873. 5860304. 1.348714 0.2104
EX 116.1680 378.3929 0.307003 0.7658
5
EX^2 0.004649 0.015414 0.301637 0.7698
EX*FDI -0.034006 0.069297 -0.490724 0.6354
FDI -3516.383 2309.619 -1.522495 0.1622
FDI^2 0.347286 0.231425 1.500643 0.1677
R-squared 0.427411 Mean dependent var 2514754.
Adjusted R-squared 0.109306 S.D. dependent var 3659278.
S.E. of regression 3453502. Akaike info criterion 33.23685
Sum squared resid 1.07E+14 Schwarz criterion 33.52007

2

>
2


(5)}
Từ kết quả báo cáo trên ta có:
2
qs

= nR
2
2
= 6.411165
Với mức ý nghĩa = 0.05, ta có giá trị tới hạn
2

0.05
(5) = 11.0705
=>
2
qs

<
2

0.05
(5)
Cha có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H

0
: Sai số ngẫu nhiên U có phân phối chuẩn.
H
1
: Sai số ngẫu nhiên U không có phân phối chuẩn.
- Tiêu chuẩn kiểm định:
JB= n(
24
)(
6
22
SkS
+
) ~
)2(2


- Miền bác bỏ: W

={JB, JB >
2


(2)}
Từ kết quả báo cáo trên ta có JBqs = 0.366642
Với mức ý nghĩa = 0.05, ta có
( )
22
05.0


=

1
+

2
EX
t
+

3
FDI
t
+

4
e
t-1
+

5
e
t-2
+ V
t
Bằng phần mềm Eviews ta thu đợc kêt quả sau:
Báo cáo 5:
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 2.070266 Probability 0.176877
Obs*R-squared 4.392196 Probability 0.111236

và R
2
2
=0.292813
- Để kiểm định hiện tợng tự tơng quan trong mô hình hồi quy ban đầu ta tiến
hành kiểm định căp giả thuyết sau:
H
o
: Mô hình không có tự tơng quan
H
1
: Mô hình có tự tơng quan
- Tiêu chuẩn kiểm định :
2

=(n-2)
2
e
R
~
2

(2)
- Miền bác bỏ: W

={
2

:
2

cha có cơ sở để bác bỏ giả thuyết
H
o
.Vậy với mức ý nghĩa

= 0.05 mô hình không có tự tơng quan.
3.6. Kiểm định Đa cộng tuyến bằng phơng phap hồi quy phụ:
Hồi quy mô hình

EX
i
=
1
+
2
FDI
i
+ V
i

8
Bằng phần mềm Eviews ta thu đợc kết quả sau:
Báo cáo 6:
Dependent Variable: EX
Method: Least Squares
Date: 11/25/07 Time: 20:29
Sample: 1992 2006
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
FDI 0.752394 1.410735 0.533335 0.6028


knR
kR
~ F(k-2; n-k+1)
- Miền bác bỏ giả thuyết: W

= {F: F > F
05.0
(k-2;n-k+1)}
Dựa vào bảng trên ta thấy, giá trị F
qs
= 0.284446
Với mức ý nghĩa =0.05, n=15 có giá trị tới hạn F
0.05
(1, 13) = 4.67
Ta thấy F
qs
< F
0.05
(1,13) => F
qs


W

=> cha có cơ sở để bác bỏ giả thuyết
H
o
Vậy, với mức ý nghĩa


tế.
4.2 Nếu giá trị của 1 biến độc lập thay đổi 1 đơn vị thì biến phụ thuộc thay
đổi tối đa bao nhiêu?
Khi EX tăng 1 tỷ USD Khoảng tin cậy bên trái với độ tin cậy 0.05 của
2
là:
2


2

+Se(

2

)t
0.05
(12)
Thay số vào ta có:
2
1.139836 + 0.042066*1.7820 = 1.214798
Vậy khi EX tăng 1tỷ USD thì IM tăng tối đa 1.214798 tỷ USD.
Khi FDI giảm 1tỷ USD Khoảng tin cậy bên phải với độ tin cậy 0.05 của
3
là:

3

-Se(



-Se(

2

)t
0.05
(12)

2
Thay số vào ta có:

2

-Se(

2

)t
0.05
(12)
= 1.139836 - 0.042066*1.7820 = 1.064874
=> 1.064874
2
Vậy khi EX giảm 1tỷ USD thì IM giảm tối thiểu là: 1.064874tỷ USD.
Khi FDI tăng 1tỷ USD Khoảng tin cậy bên trái với độ tin cậy 0.05 của
3
là:
3


~
2
(n-3)
Vi tin cy :
P{(n-3)*

2

/
2

/2
(n-3)
2
(n-3)*

2

/
2
1
-
/2
(n-3)} = 1-
Theo bỏo cỏo 1 :
^
= 1772.976

2


bin ng mt lng trong khong 1616395.067
2
8565650.67
5. Kết luận:
Qua các ớc lợng và kiểm định ta có kết luận: Mụ hỡnh hi quy là phù
hợp với lý thuyết kinh tế, không mắc phải các khuyết tật (tự tơng quan, phơng
sai sai số thay đổi, đa cộng tuyến, bỏ sót biến thích hợp), vì vậy có thể kẳng
định mô hình hồi quy nhập khẩu IM theo xuất khẩu EX và đầu t trực tiếp nớc
ngoài FDI là một mô hình tốt.
11