TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG
KHOA KINH TẾ QUỐC TẾ
--------------------

TIỂU LUẬN KINH TẾ LƯỢNG I
ĐỀ TÀI: CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN VIỆC THU
HÚT VỐN ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP TỪ NƯỚC NGOÀI TẠI
63 TỈNH THÀNH Ở VIỆT NAM NĂM 2017
Sinh viên thực hiện: Hà Châu Anh
Mai Thu Hà
Vũ Thị Hoàng Anh

1714410008
1714410066
1714410030

Lớp tín chỉ: KTE218(2-1819).1
Giảng viên hướng dẫn: ThS. Nguyễn Thúy Quỳnh

Hà Nội, tháng 6 năm 2019


MỤC LỤC
LỜI NÓI ĐẦU ………………………………………………………………………........1
NỘI DUNG

………………………………………………………………………….. 3

Chương 1. CƠ SỞ LÝ THUYẾT.................................................................................... 3
1.1. Định nghĩa, khái niệm và các lý thuyết kinh tế/ tài chính ngân hàng liên quan.......3
1.1.1. Định nghĩa và các khái niệm.............................................................................3

thời kì bao cấp, chuyển đổi sang nền kinh tế thị trường với hướng đi chủ đạo là mở cửa thị
trường cho các doanh nghiệp nước ngoài, mở rộng giao lưu kinh tế và hợp tác quốc tế. Trong
thời kì hội nhập và phát triển hiện nay, nền kinh tế Việt Nam vẫn kế thừa lộ trình hòa nhập
vào nền kinh tế thế giới để phát triển và trở thành một trong những nền kinh tế có tốc độ tăng
trưởng hàng đầu thế giới trong nhiều năm trở lại đây (năm 2017, tăng trưởng kinh tế đạt
6,81%, vượt chỉ tiêu 6,7% do Quốc hội đề ra, và là mức tăng trưởng cao nhất trong 10 năm
qua). Để có thể đạt được kết quả ấn tượng trên, chúng ta không thể không kể đến sự đóng
góp không thể thay thế của dòng vốn đầu tư trực tiếp từ nước ngoài (FDI) đổ vào Việt Nam
từ năm 1988 đến nay. Không chỉ là nhân tố trọng yếu cho tăng trưởng kinh tế, FDI còn tác
động tích cực đến các yếu tố kinh tế khác như năng suất lao động, hoạt động xuất - nhập
khẩu, công tác xóa đói giảm nghèo và tỉ lệ thất nghiệp.
Cùng với các biến số kinh tế khả quan, xu hướng tích cực của dòng vốn FDI vào khu
vực Đông Nam Á nói chung và Việt Nam nói riêng trong thời kì hiện nay đã trở thành động
lực thôi thúc chúng em thực hiện đề tài Các nhân tố ảnh hưởng đến việc thu hút

vốn đầu tư trực tiếp từ nước ngoài tại 63 tỉnh thành Việt Nam năm 2017. Nhận thức
được tầm quan trọng chiến lược của nguồn vốn này, chúng em muốn thông qua bài tiểu
luận này để có cái nhìn toàn diện và khách quan hơn về FDI, cũng như tiềm năng phát
triển kinh tế của Việt Nam trong tương lai thông qua FDI, dựa vào các chỉ số hiện tại (cụ
thể là năm 2017). Từ đó, chúng em có thể đề xuất được một số giải pháp để khai thác tối
ưu các tiềm lực kinh tế sẵn có và có lợi thế tại mỗi tỉnh thành của Việt Nam nhằm huớng
tới mục tiêu chung là nền kinh tế tăng trưởng bền vững.
Để có thể trả lời cho câu hỏi “Đâu là các nhân tố ảnh hưởng đến FDI vào các tỉnh
thành trên khắp cả nước?”, nhóm đã tiến hành thu thập dữ liệu liên quan đến 63 tỉnh thành

ở Việt Nam trong năm 2017. Kiểu dữ liệu mà nhóm sử dụng là dữ liệu chéo, với số quan
1


sát là 63 và các biến được đưa vào nghiên cứu là Thu nhập bình quân đầu người một năm


“Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) xảy ra khi một nhà đầu tư từ một nước (nước chủ
đầu tư) có được một tài sản ở một nước khác (nước thu hút đầu tư) cùng với quyền quản
lý tài sản đó. Phương diện quản lý là thứ để phân biệt FDI với các công cụ tài chính
khác. Trong phần lớn trường hợp, cả nhà đầu tư lẫn tài sản mà người đó quản lý ở nước
ngoài là các cơ sở kinh doanh.”
Tranh thủ nguồn lực từ bên ngoài là bước đi hiệu quả nhất cho các nước có xuất phát
điểm thấp và gặp nhiều hạn chế về nguồn lực như Việt Nam. Trong đó, nguồn vốn FDI
đóng vai trò quan trọng đối với tăng trưởng và phát triển kinh tế, không chỉ nhằm bổ
sung nguồn vốn cho đầu tư phát triển, mà còn nhằm mục đích tiếp nhận, chuyển giao
công nghệ, kinh nghiệm quản lý tiên tiến, kỹ năng kinh doanh quốc tế, mở rộng thị
trường, tạo việc làm và nâng cao thu nhập cho người lao động...
Việt Nam bắt đầu quá trình thu hút FDI từ năm 1988 và đạt được những thành công bước
đầu trong vòng 22 năm đầu tiên. Giai đoạn tiếp theo từ 2001 đến 2005, Việt Nam dường
như trở nên “kém hấp dẫn” hơn trong mắt các nhà đâu tư quốc tế, đồng nghĩa với việc thu
hút FDI kém hiệu quả hơn hẳn so với thời kì đầu. Nguyên nhân chủ yếu đến từ cả 2 phía:
về phía quốc tế, nền kinh tế của nước ta bị ảnh hưởng không nhỏ từ cuộc khủng hoảng tài
- tiền tệ Châu Á năm 1997, đồng thời Trung Quốc sau khi cải thiện môi trường đầu tư đã
trở thành đối thủ cạnh tranh đáng gờm. Trong khi đó, về phía Việt Nam, tuy có được lợi thế
về ổn định kinh tế vĩ mô và chính trị nhưng môi trường đầu tư chưa thực sự thu hút, do đó
lượng vốn FDI chỉ ở mức duy trì trong khoảng thời gian này. Sang giai đoạn 2006 – 2010,
FDI có sự khởi sắc, đánh dấu bởi sự kiện Việt Nam gia nhập WTO. Trải qua cuộc
3


khủng hoảng tài chính và suy thoái kinh tế toàn cầu năm 2008, FDI có sụt giảm mạnh
nhưng hững năm trở lại đây, xu hướng của FDI vào Việt Nam đang cho thấy những dấu
hiệu tích cực, cho thấy Việt Nam trở thành một trong những quốc gia hấp dẫn các nhà đầu
tư nhất trong khu vực với số vốn đăng kí không ngừng tăng. Theo số liệu thống kê của
Cục Đầu tư nước ngoài (Bộ Kế hoạch và Đầu tư), tính đến ngày 20/12/2016, cả nước


o Dịch vụ hỗ trợ doanh nghiệp

o

Chi phí thời gian

o Đào tạo lao động

o

Chi phí không chính thức

o Thiết chế pháp lý

4


1.1.2. Các lý thuyết có liên quan
 Lý thuyết về chênh lệch về năng suất cận biên của vốn giữa các nước.
Helpman và Sibert, Richard S. Eckaus cho rằng có sự khác nhau về năng suất cận biên
(số có thêm trong tổng số đầu ra mà một nhà sản xuất có được do dùng thêm một đơn vị
của yếu tố sản xuất) của vốn giữa các nước. Một nước thừa vốn thường có năng suất cận
biên thấp hơn. Còn một nước thiếu vốn thường có năng suất cận biên cao hơn. Tình trạng
này sẽ dẫn đến sự di chuyển dòng vốn từ nơi dư thừa sang nơi khan hiếm nhằm tối đa hóa
lợi nhuận, vì chi phí sản xuất của các nước thừa vốn thường cao hơn các nước thiếu vốn.
Lý thuyết này có thể được nhìn nhận như là động cơ của đầu tư trực tiếp nước ngoài.
 Lợi thế đặc biệt của các công ty đa quốc gia
Theo Stephen H. Hymes (1960), John H. Dunning (1981), Rugman A. (1987) và một số
người khác, các công ty đa quốc gia có những lợi thế đặc thù (chẳng hạn năng lực cơ

thực hiện FDI (Lợi thế về sở hữu của doanh nghiệp); (2) “Như thế nào”, việc đầu tư nên
được thực hiện ra sao để tối đa hóa lợi ích doanh nghiệp (Lợi thế về nội bộ hóa sản xuất); và
(3)“Ở đâu”, đâu là địa điểm thuận lợi để tiến hành đầu tư (Lợi thế về địa điểm). Trong đó,
địa điểm là vấn đề nhận được đặc biệt nhiều sự quan tâm của các nhà nghiên cứu, bởi quyết
định của nhà đầu tư có thể bị ảnh hưởng mạnh khi họ cân nhắc tính khả thi bằng việc trả lời
các câu hỏi: Quốc gia, địa phương nào sẽ là nơi tốt nhất để xây dựng nhà máy, đâu sẽ là nơi
đáp ứng được các yêu cầu của nhà đầu tư và có tiềm năng hứa hẹn để đem lại lợi nhuận về
lâu dài. Từ nhận định này, hàng loạt các nghiên cứu trước đó đã được tiến hành và tập trung
vào các yếu tố lợi thế về địa điểm: Tiềm năng thị trường, Lao

động, Cơ sở hạ tầng, Chính sách chính phủ và Tác động tích lũy.
 Về tiềm năng thị trường, các biến thường được sử dụng phổ biến là Dân số, Tốc độ
tăng dân số, GDP, GDP đầu người hay Tốc độ tăng GDP. Vào tháng 1/ 2012, nghiên
cứu của Bulent Esiyok và Mehmet Ugur về các nhân tố liên quan đến lợi thế địa
điểm quyết định lên lượng vốn FDI tới 62 tỉnh thành ở Việt Nam từ năm 2006-2009
chỉ ra rằng GDP trên đầu người của một địa phương càng cao thì số vốn FDI đăng kí
6


càng lớn, hay tác động của GDP lên FDI là tác động dương. Tương tự như vậy, trong
nghiên cứu của Sajid Anwar về FDI và tăng trưởng kinh tế của 62 tỉnh thành nước ta
giai đoạn 1996-2005, quy mô thị trường được đo bằng GDP đầu người đã được chứng
minh là có tác động dương và ảnh hưởng rất lớn đến lượng FDI vào địa phương.
 Về lao động, biến số này không thường xuyên được đo đạc bằng phần trăm công nhân
đã qua đào tạo trên tổng số lao động sẵn có của từng địa phương. Đúng với kỳ vọng, số
lượng lao động có kỹ năng có tác động dương lên FDI trong nghiên cứu của HansRimbert Hemmer và Nguyễn Thị Phương Hoa vào năm 2002, về Đóng góp của FDI
trong công cuộc giảm đói nghèo ở Việt Nam những năm 1990. Mặt khác, sự sẵn có của
thị trường lao động giá rẻ cũng là một biến số có ảnh hưởng lớn trong nghiên cứu của
Moore (1993) và Lucas (1993), và ảnh hưởng của biến số này lên FDI là tác động âm
khi giá cả của lao động càng cao thì lượng vốn FDI lại càng thấp. Ở một vài nghiên cứu

cứu. Malesky cho rằng tác động tích lũy, hay sự xuất hiện của các nhà đầu tư thời kì
trước nghiên cứu không quan trọng bằng các chính sách và cách điều hành của chính
phủ địa phương (phạm vi nghiên cứu là tổng lượng vốn 2005 và vốn bổ sung năm
2006 của 63 tỉnh thành). Trong nghiên cứu của Nguyễn Thị Tường Anh và Nguyễn
Hữu Tâm, nhóm tác giả sử dụng các biến số liên quan đến doanh nghiệp như số
lượng doanh nghiệp trên 1000 dân, quy mô bình quân của doanh nghiệp về vốn và
lao động hay doanh thu bình quân của doanh nghiệp trên địa bàn. Kết quả nghiên cứu
cho thấy nhân tố tích lũy mang tới ảnh hưởng dương và có vai trò quan trọng, hay nói
cách khác: “các nhà đầu tư không hề có sự thay đổi tâm lý khi cân nhắc quyết định
đầu tư trên khía cạnh xem xét sự hoạt động của các doanh nghiệp trước đó”(trích từ
nghiên cứu của Nguyễn Thị Tường Anh và Nguyễn Hữu Tâm).

8


Chương 2. XÂY DỰNG MÔ HÌNH
2.1. Phương pháp luận của nghiên cứu
Trong quá trình thu thập số liệu, nhóm sử dụng phương pháp nghiên cứu tài liệu để
thu thập các con số liên quan đến các yếu tố tác động và dòng vốn đầu tư FDI.
Nhóm sử dụng phương pháp ước lượng OLS để xác định sự ảnh hưởng của các biến
đại diện cho các yếu tố tác động tới biến FDI.
2.2. Xây dựng mô hình lý thuyết
2.2.1. Xác định dạng mô hình
Từ việc tham khảo các mô hình và lý thuyết nêu trên, nhóm quyết định sử dụng hàm
hồi quy tuyến tính để thực hiện mục đích nghiên cứu. Hàm hồi quy tuyến tính tổng quát có

6 biến độc lập. Dạng hàm như sau:
FDI =
Trong đó:



Hệ số hồi quy

ui: Sai số ngẫu nhiên
2.2.2. Mô tả các biến
Biến

Tên biến

Ý nghĩa

Kỳ vọng

Nguồn

Inc

Thu nhập bình quân
đầu người (Income)

Biến đại diện cho thu
nhập bình quân đầu

Mang dấu dương
(+) trong hàm

Tổng cục

(Đơn vị: nghìn USD)




Pop

Dân số của từng tỉnh
(Population)

Mang dấu dương
Biến đại diện cho dân

(Đơn vị: Nghìn

số của một tỉnh

người)
Tỷ lệ lao động từ 15
Labor

tuổi trở lên đã qua
đào tạo (Labor)
(Đơn vị: %)

M

(+) trong hàm
hồi quy

Biến đại diện cho tỷ lệ
lao động từ 15 tuổi trở


thống kê
hồi quy

(Provincial

Biến đại diện cho chỉ

Mang dấu dương PCI

Competitiveness
Index)

số năng lực cạnh tranh
của một tỉnh

Chỉ số năng lực cạnh
tranh giữa các tỉnh

PCI

(+) trong hàm
hồi quy

Việt Nam

(Tính trên thang
điểm 100)

Nhóm kỳ vọng tất cả dấu của các biến độc lập trong hàm hồi quy mang dấu dương
vì những lý do sau đây:

đầu tư có thể cân nhắc việc đầu tư thông qua chỉ số này. Do vậy, chỉ số PCI cao, lượng
vốn FDI tăng.

11


2.3. Thống kê mô tả và phân tích tương quan
2.3.1. Thống kê chung
Về số lượng các quan sát, nhóm tiến hành thu thập số liệu trên tất cả các tỉnh, thành
phố của Việt Nam và thu về 63 quan sát hợp lệ. Dưới đây là bẳng mô tả chung cho các
biến thành phần:
Trung

Độ lệch

Giá trị

Giá trị

chuẩn

lớn nhất

nhỏ nhất

Trung vị

bình

Số


Pop

1486.851

1226.3

1329.272

8444.6

323.2

63

Labor

18.41746

16.9

7.110137

42.1

8.2

63

M

Ta có các bảng tần suất như sau:
Giá trị PCI

Số lần xuất hiện

Xác suất

> 68 (Rất tốt)

3

4.76%

65.4 - 68 (Tốt)

4

6.35%

62.4 - 65.4 (Khá)

21

33.33%
12


59.5 - 62.4 (Trung bình)

23

33.33%

1000 - 2000

35

55.56%

2000 - 4000

5

7.94%

> 6000

2

3.17%

Đối với biến Pop, đa số các tỉnh (thành phố) trên lãnh thổ Việt Nam có lượng dân
cư dưới 2 triệu người, chiếm 88.89% số tỉnh. Chỉ có một số ít các tỉnh có số dân trên 2
triệu người, trong đó chỉ có 2 tỉnh (thành phố) có số dân từ 6 triệu người trở lên, đó là Hà
Nội và TP. Hồ Chí Minh.
Giá trị Per

Số lần xuất hiện

Xác suất


3.17%

2.5 - 3.0

2

3.17%

> 3.0

2

3.17%

Đối với biến Per, hầu hết tỷ lệ gia tăng dân số của các tỉnh trên cả nước chỉ đạt từ
1.5% trở xuống, chiếm 82.54% số tỉnh. Giá trị tỷ lệ gia tăng dân số càng cao thì càng có
ít địa phương đạt được. Có khoảng 9.52% số tỉnh có tỷ lệ gia tăng dân số từ 2% trở lên,
cá biệt chỉ có 3.17% số tỉnh có tỷ lệ gia tăng dân số trên 3%.
Các giá trị Labor

Số lần xuất hiện

Xác suất

< 10

4

6.35%


11

17.64%

1000 - 2000

44

69.84%

>2000

8

12.70%
14


Đối với biến thu nhập bình quân đầu người Inc, đa số các tỉnh trên cả nước có thu
nhập bình quân đầu người trong khoảng từ 1000 đến 2000 USD, chiếm 69.84% số tỉnh
trên cả nước. Ngoài ra, các tỉnh có thu nhập bình quân đầu người dưới 1000 USD chiếm
17.64%, nhiều hơn số lượng các tỉnh có thu nhập bình quân đầu người trên 2000
USD/năm (chiếm 12.70%).
Các giá trị M

Số lần xuất hiện

Xác suất

< 5000


6

9.52%

35000 - 40000

1

1.59%

>40000

9

14.29%

Đối với biến khối lượng hàng hóa vận chuyển M, các giá trị phân bổ khá rải rác.
Nhưng nhìn chung, lượng hàng hóa vận chuyển dưới 15000 nghìn tấn chiếm đa số,
khoảng 58.74% số tỉnh trên cả nước. Đa số các tỉnh vận chuyển lượng hàng hóa không
quá lớn. Trong khi đó, các tỉnh có khối lượng hàng hóa vận chuyển trên 40000 nghìn tấn
chỉ chiếm 14.29% tổng số tỉnh.
2.3.3. Thống kê tương quan
Trong phần này, nhóm tiến hành phân tích ma trận tương quan giữa các biến trong
mô hình nghiên cứu nhằm xem xét về mức độ tương tác giữa các biến với nhau cả về
hướng lẫn độ mạnh của biến
15


PCI


0.4917

0.2041

1.0000

Inc

0.5401

0.5390

0.2057

0.5015

1.0000

M

0.3183

0.8340

0.1473

0.5979

0.6337

PCI.
Biến Labor có tương quan dương với tất cả các biến và có tương quan tương đối
mạnh với các biến Inc và M.
Biến Inc có tương quan dương với tất cả các biến, trong đó có tương quan mạnh với
tất cả các biến, trừ biến Per.
Biến M có tương quan dương với tất cả các biến, trong đó có tương quan mạnh với
các biến Labor, Inc, FDI và tương quan rất mạnh với biến Pop.
16


Chương 3. KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG VÀ SUY DIỄN THỐNG KÊ
3.1. Bảng kết quả thu được
Đầu tiên, để uớc lượng các hệ số của mô hình hồi quy theo phương pháp bình
phương nhỏ nhất (OLS), ta dùng lệnh reg fdi pci pop per labor inc m.
Kết quả trả về:
Tổng biến
động

Bậc tự do

Mẫu

58777347.6

6

Phần
dư

27610077.2

lượng

chuẩn

pci

8.456819

38.90175

pop

0.5412512

per

2

t quan sát

p-

Khoảng tin cậy với

value

độ tin cậy là 95%

0.22


0.442

[-45.172; 19.967]

inc

0.4855591

0.2803113

1.73

0.089

[-0.076; 1.047]

m

0.0021695

0.0080222

0.27

0.788

[-0.014; 0.018]

Hệ số
chặn

+

̂̂

*INC+ ̂ *M

Hệ số OLS
Biến độc lập

Tên biến
trong MH

Hệ số hồi

Thống kê t

P-value

Khoảng tin cậy

0.829

[-69.473;
86.386]

0.000

[0.296; 0.786]

0.001

Per

456.358
(129.719)

Tỷ lệ lao động
trên 15 tuổi đã
qua đào tạo

-0.78
Labor

-12.603

19.967]
(16.259)
18


Thu nhập bình

1.73

quân đầu người
theo năm

Inc

0.089



-1697.175
(2270.944)

R²

0.6804

Số lượng quan sát

63

Theo kết quả chạy hồi quy bằng phương pháp OLS trên phần mềm Stata, chúng ta thu
được hàm hồi quy mẫu (SRF) như sau:
̂̂

= -1697.175 + 8.457 * PCI + 456.358 * PER – 12.603 * LABOR + 0.485 * INC + 0.002 * M

3.2.2. Ý nghĩa của các hệ số hồi quy
̂

Hệ số chặn = -1697.175: khi giá trị các biến độc lập trong mô hình bằng 0 thì tổng

vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào 63 tỉnh thành của Việt Nam là -1697.175 triệu USD.
̂

Hệ số = 8.457: khi chỉ số năng lực cạnh tranh tăng 1% thì tổng số vốn đầu tư trực

tiếp từ nước ngoài vào 1 tỉnh thành tại Việt Nam tăng 8.457%, với điều kiện các yếu tố
khác không đổi. Kết quả phù hợp với kỳ vọng.


Hệ số = 0.002: khi khối lượng hàng hóa vận chuyển tăng lên 1% thì tổng số vốn

đầu tư trực tiếp từ nước ngoài vào 1 tỉnh thành tại Việt Nam tăng 0.002%, với điều kiện
các yếu tố khác không đổi. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng.

3.2.3. Phân tích các số liệu liên quan
 Số quan sát Obs = 63
 Tổng bình phương sai số được giải thích ESS = 58777347.6
 Tổng bình phương các phần dư RSS = 27610077.2
 Tổng bình phương sai số tổng cộng TSS = 86387424.8
 Bậc tự do của phần được giải thích Dfm = 6
 Bậc tự do của phần dư Dfr = 56
 Hệ số xác định R2 (r-squared) = 0.6804 thể hiện mức độ phù hợp của hàm hồi quy
mẫu ở mức trung bình. Bên cạnh đó, giá trị 0.6804 còn thể hiện tỷ lệ phần trăm biến động
của tổng vốn đầu tư trực tiếp của nước ngoài vào 63 tỉnh thành của Việt Nam được giải thích
bởi các biến độc lập gồm: “năng lực cạnh tranh”, “dân số”, "tốc độ gia tăng dân số”, “số
lượng lao động trên 15 tuổi đã qua đào tạo”, “thu nhập bình quân đầu người” và “khối
lượng hàng hóa vận chuyển”. Nghĩa là các biến độc lập PCI, POP, PER, LABOR, INC và M
giải thích được 68.04% sự thay đổi trong giá trị của biến FDI, còn lại là các yếu tố khác.
20


3.2.4. Kiểm định giả thuyết.
3.2.4.1. Kiểm định giả thiết về hệ số hồi quy
:

Giả thuyết thống kê: {

=

pci

̂̂

Giá trị 0 nằm
trong Khoảng

Kết quả

tin cậy
[-69.473; 86.386]

Có

Không có ý nghĩa
thống kê

pop

̂̂

[0.296; 0.786]

Không

Có ý nghĩa thống
kê

per



m

̂̂

[-0.014; 0.018]

Có

Không có ý nghĩa
thống kê

21


Phân tích kết quả:
Với 02 biến độc lập Dân số (pop) và Tốc độ gia tăng dân số (per), ta thấy giá trị 0 không thuộc khoảng tin cậy, tức là có thể bác
bỏ giả thuyết 0, 02 biến này có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%.

Với 04 biến độc lập Năng lực cạnh tranh (pci), Số lượng lao động trên 15 tuổi đã qua đào
tạo (labor), Thu nhập bình quân đầu người theo năm (inc) và Khối lượng hàng hóa vậ
n

chuyển (m), giá trị 0 thuộc vào khoảng tin cậy nên ta chưa thể bác bỏ giả thiết 0, vậy 04 biến này không có giá trị thống kê ở mức ý nghĩa 5%, tức là nó không ảnh

hưởng đến biến phụ thuộc FDI.
 Kiểm định hệ số hồi quy bằng phương pháp P-value:
Biến độc lập

Hệ số hồi quy


0.089

m

̂̂

0.788

Phân tích kết quả:
Biến POP có hệ số p-value = 0.000 < 0.01, nghĩa là biến POP có ý nghĩa thống kê với
mức ý nghĩa là 1%.
Biến PER có hệ số p-value = 0.001, nghĩa là biến PER có ý nghĩa thống kê với mức ý
nghĩa là 1%.

22


3.2.4.2. Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Kiểm định này nhằm xem xét trường hợp các tham số của biến độc lập
bằng 0 có xảy ra hay không.
Giả thuyết thống kê:
̂̂
0:

̂̂

β1

̂̂


2

2

̂̂

̂̂

2

≠0
1: β 1

+ β2

+ β3

+ β4

+ β5

+ β6

Phân tích kết quả:
Nếu giá trị [Prob > F] nhỏ hơn mức ý nghĩa α = 0.05 thì bác bỏ 0, chấp nhận 1, tức là mô hình hồi quy phù hợp.

Ta có giá trị [Prob > F] = 0.0000 < 0.05
=> Bác bỏ
0,