Bản báo cáo kinh tế lượng
BÁO CÁO THỰC HÀNH
KINH TẾ LƯỢNG
Chủ đề:
Ảnh hưởng của tỉ giá hối đoái và nhập
khẩu tới tổng sản phẩm quốc nội ở
Indonexia từ năm 1995 – 2010
Giáo viên hướng dẫn: Lê Thị Nhung
Lớp n chỉ: 15.02_ LT1
Nhóm sinh viên thực hiện
!
"#$%&
Nhóm sinh viên thực hiện Page 1
Bản báo cáo kinh tế lượng
MC LC
' ()*+, '-./
'' / 0"12'3/
''' 4 5 6'/7
89:;<=>=?@?A?B;CDEF
89:;<=>=?@GDE
'( 58'HI8 /7H0
89JK:?LJM
89JKNO?PQR;PJQMSNQTS9:U;V
89:WKEVVKXYZ?@;;C[\
89JKBJ#>J<J#$E
89JK=#$;;;CJ:]
( 8H2/0&
<^#_?@QM:L?`a=JbQM=cJL?&
8LJQM:L?`a=J:]:$X?A?MJCSA?SNJ:]JO
"#$
%
n (MJNODEJ]J9iNOD
E[i\wxSJM?@?A?B;C
n 5SM?A?SMJJaJ?@NO
zyVtuJNO?P:?LJM
zyVtuJtVNO?PQR;PJQM
zOSM=#$;;;CJ:]
z89JKZJ<J#$E
z89JKtVNO?PJJV!E
`aJ==N?rSN
NXB??
n oJ?^?A?JGX\JK!PJ^!`aXG{SMiJ]>=;C`B:9
:#K;C`B=>=oJiJ|:P:#KNOSJM=>=
n oJ?^?A?JGX\JK!P?S9JKiKG;!AJ`}Q^SM!}?
Nhóm sinh viên thực hiện Page 3
Bản báo cáo kinh tế lượng
' Vấn đề nghiên cứu
*9:AA;<=AJJK9?@LJYSJMi?vJ?~m<
XG!•?€;CSJM(G,f"`GLJJK!•?€;C?$Q^:9
:AA;<=AJJK9SJM?@LJX`•J]G!:PPKoJ
YMJC^#_Jb,f"i_:iP;X\J<?B\
?p;<^#_?@a=Sr‚'ƒXGqAC:!A‚„ƒJbJ];^
=rEC?L‚,f"ƒ
YSJM?@'m!Vt=AJJK9]:i`GLJYSJM
:9(BJ?PJ9l?Ja=XGA=mcXG!YSJM
GJa=J<?GSJM`#>G?@P\?pi=
Z?;<JA?:L?@'XG„Jb,f"?@'m!Vt:9J|:P?P•
:YtoJ:CXbYSJM(BJ
'' Thu thập số liệu:
|•SMJp?:•:#>?\?p_NSJMl?XxNi?v
JQMJKTJ];^=~EC?L‚,f"ƒ?^#_KoJ`bQ_a=
Sr‚'ƒXGJ€AC:!A‚„ƒ(OXaiNOG?vJN`<?lQ9m
;<=cJL??@J];^=rEC?LXG!a=SrXGJqAC:!A;‹
?Pm}
GDP
i
= e
β1
.E
β2
.IM
β3
.e
u
aJoNO`G=JMJŒ:CXbJ;Cs
is
#Xa`GX
=}:YSB?@=#$=A=QO=#$RoJi:9:#XYm}
JMZiJ`o`!?^XY?@NOiJ?PNO
PRM: Log(Y
i
) = β1 + β2*Log(X
2i
) + β3Log(X
3i
) + Ui
K!:P
•b?`#>NODE[Xb?A?;C`B:•JJa=‚Xbp?wxŽƒ
:#>?QT=~Y„XV†;JJ:#>?SMJE^
Dependent Variable: LOG(Y)
Method: Least Squares
Date: 06/01/13 Time: 22:27
Sample: 1995 2010
Included observations: 16
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -4.851515 1.116541 -4.345129 0.0008
LOG(X2) 1.010883 0.088465 11.42687 0.0000
LOG(X3) 0.954411 0.088285 10.81055 0.0000
R-squared 0.959076 Mean dependent var 14.43468
Adjusted R-squared 0.952781 S.D. dependent var 0.831847
S.E. of regression 0.180761 Akaike info criterion -0.415926
Sum squared resid 0.424767 Schwarz criterion -0.271066
Log likelihood 6.327409 F-statistic 152.3329
Durbin-Watson stat 2.074301 Prob(F-statistic) 0.000000
Từ kết quả ước lượng mô hình trên, ta thu được mô hình hồi quy mẫu :
SRM: Log(Y
i
)= + * Log(X
2i
) + * Log(X
3i
) +e
i
•x?@B;CJCS\
1
ˆ
β
”⇒SS}?a=SrJ•`G?!J];^=rEC?L
J•
#Xa?A?B;CJK\:Y=>=Xb`wJMJSJMXGJ<?JM
U
ˆF&iJ?PJ9SMJ`aS}?a=SrXGJqAC:!A^
JŒ?:#>?F&Ž;<QM:L?@J]J;^=rEC?L,f"
1. Kiểm định sự phù hợp của các hệ số hồi quy:
• Hệ s& ch'n
1
β
- 89:?•=^JMJ
≠
=
0:
0:
11
10
β
β
H
H
- \?rS9:
)(
^
1
*
)13(
025,0
=t
Nhóm sinh viên thực hiện Page 7
Bản báo cáo kinh tế lượng
aJo—J
E;
—ˆ”
16.2
)13(
025,0
=t
⇒
J
E;
α
W∈
⇒
A?QR^
JMJ
!
i?o=a:CJMJ
(aXbp?wx
α
ˆJOB;C?•
1
β
−
=
–
‚nƒ
- YQA?QR
{
}
)3(
:
−
−<=
n
tttW
αα
- |Q^A!?A!„XV†;J?PJ
E;
ˆ&eF
(bˆ&ip?wx
α
ˆJKQ^AJKJb}?@==C
JmVJiJ?P
771.1
)13(
05,0
=
t
aJoJ
E;
ˆ&eF”n
771.1
Bản báo cáo kinh tế lượng
- 89:?•=^JMJ
<
≥
0:
0:
31
30
β
β
H
H
- \?rS9:
)(
^
3
*
3
^
3
β
ββ
Se
T
−
=
–
J
E;
α
W∉
⇒
#?P?$;_QA?
QR^JMJ
(a?o=^JMJ
Xbp?wx
α
ˆiJOB;CP?
3
β
?Pw
xXG=>=Xb`wJMJSJM‚S'J•JOJv?:rYSJM=AJ
JK9`GJ•,f"ƒ
2. Kiểm định sự phù hợp hàm hồi quy:
*9S9:;<=>=?@GDEJK\iJ“MGS9:?•=
^JMJ;
o H
0
`GNOSN=>=
o H
1
`GNO=>=
{
)13,2(
:
αα
FFFW >=
- |Q^A!?A!„XV†;J?P™
E;
ˆ
(bp?wx
α
ˆJKQ^JCS\J?P
81.3
)13,2(
05.0
=F
aJo™
E;
ˆ”
81.3
)13,2(
05.0
=
F
⇒
™
E;
α
W∈
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(X3) 0.187641 0.261959 0.716299 0.4856
C 6.859738 2.831442 2.422701 0.0296
R-squared 0.035353 Mean dependent var 8.885538
Adjusted R-squared -0.033550 S.D. dependent var 0.537156
S.E. of regression 0.546092 Akaike info criterion 1.744411
Sum squared resid 4.175033 Schwarz criterion 1.840984
Log likelihood -11.95528 F-statistic 0.513084
Durbin-Watson stat 0.468406 Prob(F-statistic) 0.485585
n89:?•=^JMJ
Nhóm sinh viên thực hiện Page 10
Bản báo cáo kinh tế lượng
2!‚yƒSN?PEBJMZXb2!‚yƒ
2!‚
yƒ?PEBJMZXb2!‚yƒ
n*9S9:?•=^JMJJK\Jm“\?rS9:™
™ˆ
( )
)1/()1(
)2/
2
2
+−−
−
knR
|NOQ:~
SRM: Log(Y
i
)= + * Log(X
2i
) + * Log(X
3i
) +e
i
8:PU
ˆF&
DE`!‚7ƒJV!`!‚yƒiJ?P
Dependent Variable: LOG(Y)
Method: Least Squares
Date: 06/01/13 Time: 22:54
Sample: 1995 2010
Included observations: 16
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(X2) 1.190703 0.264634 4.499439 0.0005
C 3.854642 2.355436 1.636488 0.1240
R-squared 0.591181 Mean dependent var 14.43468
Adjusted R-squared 0.561979 S.D. dependent var 0.831847
S.E. of regression 0.550542 Akaike info criterion 1.760643
Sum squared resid 4.243356 Schwarz criterion 1.857216
Log likelihood -12.08514 F-statistic 20.24495
Durbin-Watson stat 0.387961 Prob(F-statistic) 0.000500
U
ƒz‚U
nU
ĥ
V!QA!?A!„XV†iJ?P
ˆF&œ‚F&neƒz‚F&neFƒ•ˆe
KL: Vậy với mức ý nghĩa α = 0.05 mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến
Kiểm tra mô hình có bỏ sót biến không bằng kiểm định Ramsey:
V!QA!?A!„XV†iJ?P
Ramsey RESET Test:
F-statistic 1.984508 Probability 0.184297
Log likelihood ratio 2.448696 Probability 0.117623
Test Equation:
Dependent Variable: LOG(Y)
Method: Least Squares
Date: 06/01/13 Time: 23:53
Sample: 1995 2010
Included observations: 16
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(X2) 7.925475 4.909142 1.614432 0.1324
LOG(X3) 7.915563 4.942186 1.601632 0.1352
C -90.21345 60.60470 -1.488555 0.1624
FITTED^2 -0.245148 0.174021 -1.408726 0.1843
R-squared 0.964884 Mean dependent var 14.43468
Adjusted R-squared 0.956105 S.D. dependent var 0.831847
Nhóm sinh viên thực hiện Page 12
Bản báo cáo kinh tế lượng
S.E. of regression 0.174282 Akaike info criterion -0.443970
E;
”™
α
‚=ninSŸƒ}
V!QA!?A!JK\iJ?P
™
E;
ˆˆeF&
(b
α
ˆi™
‚iƒ
ˆFK™E;‘™
‚iƒ
™
E;
SNJL?YQA?QR
Vậy với mức ý nghĩa bằng 0.05 chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H
0
hay tạm thời
chấp nhận mô hình chỉ định đúng.
Kiểm định Jarque – Bera về =nh của sai số ngẫu nhiên
J:#>?QA!?A!JK\=~Y„XV†
Nhóm sinh viên thực hiện Page 13
Bản báo cáo kinh tế lượng
0
1
JB n
K
S
= +
−
–χ
‚ƒ
K!:P8`GB;Cl
`GB;CQoJ:Ctp
• YQA?QR
{ }
2(2)
W
α
α
JB JBχ= >
• V!SMJE^„XV†;
Wˆe&e‘ˆ
W
α
JB⇒ ∉
\?#?P?$;_
QA?QR^JMJ
Durbin-Watson stat 1.997749 Prob(F-statistic) 0.999048
yuJ?•=^JMJ;
NOSN?PJ<J#$E
NO?PJ<J#$E
\?rS9:
χ
ˆ‚n=ƒU
∼χ
‚=ƒ
YQA?QRš›ˆ¡χ
χ
”χ
‚=ƒ¢
V!SMJE^„XV†;_JK\i‚Xbp?wx›ˆiˆ&i=ˆƒ
?Pχ
E;
ˆ
χ
Sample: 1995 2010
Included observations: 16
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -10.49055 34.79896 -0.301462 0.7692
LOG(X2) 1.060118 4.398766 0.241003 0.8144
(LOG(X2))^2 0.113726 0.122802 0.926098 0.3762
(LOG(X2))*(LOG(X3)) -0.278825 0.339705 -0.820786 0.4309
LOG(X3) 0.994114 3.091433 0.321570 0.7544
(LOG(X3))^2 0.069476 0.055178 1.259128 0.2366
R-squared 0.333184 Mean dependent var 0.026548
Adjusted R-squared -0.000224 S.D. dependent var 0.050806
S.E. of regression 0.050812 Akaike info criterion -2.841367
Sum squared resid 0.025819 Schwarz criterion -2.551646
Log likelihood 28.73094 F-statistic 0.999330
Durbin-Watson stat 1.884216 Prob(F-statistic) 0.465452
• 89:?•=^JMJ
"#$;;;CSNJ:]
"#$;;;CJ:]
• \?rS9:
χ
ˆU
∼χ
‚ƒ
2
W
α
qs
χ
⇒ ∉
\?#?P?$;_QA?QR^JMJ
Vậy với mức ý nghĩa 5% hàm hồi quy có phương sai sai số không đổi
( Kết luận
(aNODE=>=oJ`G
SRM: Log(Y
i
)= + * Log(X
2i
) + * Log(X
3i
) +e
i
Kết luận về =nh quy luật trong sự thay đổi các giá trị của biến phụ thuộc do ảnh
hưởng của các biến kinh tế trong mô hình.
Sự ảnh hưởng của biến độc lập tFi biến phụ thuộc.
89:^JMJ:CXb
2
β
- 89:?•=^JMJ
}
)3(
2/
:
−
>=
n
tttW
αα
- |Q^A!?A!„XV†;J?PJ
E;
ˆ&eF
(bˆ&ip?wx
α
ˆiJKQ^JCS\J?P
16.2
)13(
025,0
=t
Nhóm sinh viên thực hiện Page 17
Bản báo cáo kinh tế lượng
P—J
E;
—ˆ&eF”
16.2
)13(
025,0
=t
⇒
H
- \?rS9:
)(
^
3
*
3
^
3
β
ββ
Se
T
−
=
–
‚nƒ
- YQA?QR
{
}
)3(
2/
:
−
>=
n
tttW
αα
- |Q^A!?A!„XV†;J?PJ
E;
α
ˆia=Sr?P^#_:M,f"
Khi một biến độc lập thay đổi 1 đơn vị các yếu tố khác không thay đổi thì
biến phụ thuộc thay đổi tối đa tối thiểu bao nhiêu?
OS!^“?a=Œ?@
2
β
*9{:#>?S!^“?a=Œ?@
2
β
J?lJCS\
Nhóm sinh viên thực hiện Page 18
Bản báo cáo kinh tế lượng
)(
^
2
*
2
^
2
β
ββ
Se
T
−
=
–
‚nƒ
(b:L“?an›ˆ‚p?wx›ˆƒ?!JK#b?iJ:#>?
2/
−n
α
‚žƒ
V!QA!?A!„XV†;J?P
2
ˆ
β
ˆee
V‚
2
ˆ
β
ƒˆee&
KQ^AJKJb}
J
)3(
2/
−
n
α
ˆ
16.2
)13(
025,0
=t
ee
nee&ž&≤ s
≤ eezee&ž&
3
β
nV‚
3
β
ƒJ
)3(
2/
−
n
α
≤β
≤
3
β
zV‚
3
β
ƒJ
)3(
2/
−
n
≤zeeeži&
=>F&F≤β
≤F
#XaiStoJSrJ•ŽJK!:YSBJqAC:!ASN:]JO,f"
J•JCJ9`GF&FŽXGJ•JC:`GFŽ
Phương sai sai số ngẫu nhiên.
. <QM:LAJK?@QM=cJL?:#>?:!QT=#$;;;C[
\
)3(2
2
1
2
2
)3(2
2
2
)3()3(
−
−
∧
−
∧
∗−
≤≤
∗−
δ
ˆeF&
⇒
0088,5
180762.013
7356,24
180761.013
2
2
2
∗
≤≤
∗
δ
Nhóm sinh viên thực hiện Page 20
Bản báo cáo kinh tế lượng
F≤
2
δ
≤e
(aXbp?wxiAJK?@QM=cJL?:!QT=#$;
m!?A?QM:L?`a=KQM:LJK!S!^
[ ]
0.084913; 0.017194
(' Dự báo
|•S9:JK\iJaJoNO?@?vJ`GN
OSN?PSMJJaJix`GNOJCJ
1. Ph â
f<XG!;C`BJCS\E?A?•i?vJN:#Km<
SMXY?A?•iiK!•“M=JV!i?vJNm<ZS
}?a=SrXGJqAC:!A“M=Jc?;‹J•XGJ•_p?:L?aXG
:#>?SMJJ];^=rEC?L‚,f"ƒ#Q^;
Nhóm sinh viên thực hiện Page 21
Bản báo cáo kinh tế lượng
Năm
ER IM
GDPF
F
FeF
e
e & F&
eF e&F eF
0.0E+00
4.0E+06
8.0E+06
1.2E+07
1.6E+07
2.0E+07
96 98 00 02 04 06 08 10 12
YF
Forecast: YF
Actual: Y
Forecast sample: 1995 2013
Included observations: 16
Root Mean Squared Error 445885.6
Mean Absolute Error 296705.6
QBJ`G•?Œ;A?:9v=?A?J#$}?QTi?A??Œ;A?XY
JqAC:!A(b(BJi#b??vJ?PLJ`#>JG\`b#
?@M`}toJSrJNXbAK§KDa=`}XbAJG?!$KoJY`~
`G?!?A?J#$}JcJ¨JKO:L;^toJi?NBSŠJaJJO
?¥`}?a?¤^#_KoJ`b:M,f"*DJ’i`}=AJ?!`G?!
AJK(foJAiJ€AC:!A/f(f?!
|•=Z?_JK\iP?vJN:#KSM
- poJi(BJ?~:~J#J\JKJMJQiAP?iGt#_
“\“MB:}:9?MQMJG\J\\toJJG;^
=r;#b?!Gi}?MXB?toJSrJN
- pi=^SY?M`G=AJ_p?>=`w:9`GJ•AJK?@
(*ŒXOXaiGG#b?X[?C¦•p?JqAC
:!A_p?Jo=:9J}!:YSBJa`>?!?A?m!B=toJ
SriP==~Jv?:r;^toJJK!#b?i^EMJXo:9XB?`G
K!••JbŒ"@?~?P•:Y?€JqAXGa=
SrJŒ?>=,f"X[J•GJq`Ba=;\^QbJi:9YS
JM=AJJK9]:iX•}
Lời cảm ơn
EAJKOl?Ja=i`GXB?XGJKmDSMJp?im<JK\?$;_•>w
XG#bm[?@^X\2\??A?JG`BJS^!?@N
8JM`#>iP?vV:•?J^!`aXG:#KQ^QA!?A!(O
J’?P}XGSBJ`a=Q^QA!?A!?@?vV?¥ŒJ
Nhóm sinh viên thực hiện Page 23
Bản báo cáo kinh tế lượng
\SNJKASR•JM;PJi!?N;‹:PP=wSM?!?vVi
:9Q^QA!?A!:#>?!G?€$C?i?vVt©`’?^$
?JGXGQGJR`¥QMJ$;;¦?Jb?NA!
Nhóm sinh viên thực hiện
Nhóm sinh viên thực hiện Page 24
Copyright: Tài liệu đại học ©