báo cáo thực hành kinh tế lượng đề tài phân tích ảnh hưởng của các nhân tố tới gdp của việt na

Tính cấp thi t cế ủa đề tài Tốc độ tăng trưởng kinh t luôn luôn biế ến động theo th i gian.. Nh ng y u t này có th kìm hãm tữ ế ố ể ốc độ phát triển, đồng thời cũng có th nâng cao tể ốc

BỘ TÀI CHÍNH

HỌC VI N TÀI CHÍNH Ệ

-

Báo cáo th c hành kinh t ự ế lượng

Đề tài: Phân tích ảnh hưởng của các nhân tố t i GDP của Vi t Naớ ệ

Giáo viên hướng dẫn: Nguyễn Thị Thuý Quỳnh

Môn h c: Kinh t ọ ế lượng

L p: 22CLC.2 ớ

Hà Nội – 11/2022

DANH SÁCH ĐÁNH GIÁ THÀNH VIÊN NHÓM

thực hi n ệ

đề tài và tìm số liệu

100%

đề tài và tìm số liệu

100%

3 Nguy n Minh ễ Hiển 22.04 Nội dung chương II

và chương II(1,2)

100%

6 Nguy n Doãn T n Sangễ ấ 22.04 Nội dung chương I

và chương II(1,2)

100%

BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH T Ế LƯỢNG

1 Tính cấp thi t c ế ủa đề tài

Tốc độ tăng trưởng kinh t luôn luôn biế ến động theo th i gian Tuy ờ nhiên, nếu như tốc độ tăng trưởng kinh t ế thay đổi quá nhanh chóng thì

nó có th là m t cú sể ộ ốc đố ớ ềi v i n n kinh t Chính vì thế ế, tăng trưởng kinh

tế có vai trò r t lấ ớn đố ớ ềi v i n n kinh t ế Việt Nam

Có r t nhi u y u t ấ ề ế ố tác động đế ốc độ tăng trưởng GDP, trong đó n t quan tr ng nh t ph i k n t l ọ ấ ả ể đế ỉ ệ thất nghi p, l m phát và ki u h i cá ệ ạ ề ố nhân Nh ng y u t này có th kìm hãm tữ ế ố ể ốc độ phát triển, đồng thời cũng

có th nâng cao tể ốc độ phát triển Cũng vì thế, nhóm chúng tôi đã chọn những ch ỉ tiêu này để nghiên cứu đề tài: “Phân tích ảnh hưởng củ ạa l m phát, t l ỉ ệ thất nghi p và ki u h i cá nhân t i tệ ề ố ớ ốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam giai đoạn 2009-2019”

2 Mục tiêu nghiên c u ứ

Phân tích tác động của tỉ lệ thất nghiệp, lạm phát và ki u h i cá ề ố nhân lên t l ỉ ệ tăng trưởng GDP c a Vi t Nam t ủ ệ ừ những s ố liệu c th ụ ể Qua đó có cái nhìn sâu sắc, tổng quát hơn về ốc độ tăng trưở t ng GDP của Việt Nam giai đoạn 2009-2019

3 Đối tượng, phạm vi nghiên cứu

3.1 Đối tượng nghiên cứu

Ảnh hưởng của tỉ lệ thất nghiệp (UN), lạm phát (IN), ki u hề ối

cá nhân (KH) đến tỉ lệ tăng trưởng GDP của Việt Nam giai đoạn 2009-2019

3.2 Phạm vi nghiên c u ứ

- Không gian: Vi t Nam ệ

- Thời gian: 2009 2019 –

- N i Dung: Nghiên cộ ứu tác động c a t l ủ ỉ ệ thất nghi p (UN), lệ ạm phát (IN) và kiều hối cá nhân (KH) đến tỉ lên tăng trưởng GDP Việt Nam giai đoạn 2009 – 2019

4 Ý nghĩa

Bài nghiên c u không ch t ng hứ ỉ ổ ợp đầy đủ cơ sở lý luận tác động của t lỉ ệ thất nghiệp, lạm phát và t lỉ ệ kiều hối đến tỉ lệ tẳng trưởng GDP của Việt Nam mà còn đo lường các yếu tố ( UN, IN, KH) ảnh hưởng đến

tỉ l ệ tăng trưởng GDP Vi t Nam thông qua mô hình kinh t ệ ế lượng Bài nghiên c u cung cứ ấp cơ sở khoa học đáng tin cậy có th ể dùng

đểđịnh hướng cho các bài nghiên cứu sau Đồng thờ ổi t ng h p s li u ợ ố ệ chính xác thông qua các ban, ngành trên c ả nước

5. Kết ấu c

CHƯƠNG I: THIẾT KẾT NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN

C U Ứ

CHƯƠNG II: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH

CHƯƠNG I: THIẾT KẾT NGHIÊN C ỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN

C U Ứ

1.1 Thi t k nghiên c u ế ế ứ

1.2 Xây d ng s u nghiên c u ự ố liệ ứ

Bài nghiên c u s d ng b s ứ ử ụ ộ ố liệu được tổng hợp qua từng năm

được l y từ Worldbank B ng s liệu có 3 biấ ả ố ến độ ậc l p: t l ỉ ệ th t nghi p, ấ ệ lạm phát và ki u h i cá nhân v i bi n ph thuề ố ớ ế ụ ộc là t l ỉ ệ tăng trưởng GDP

B ng s u cho chu i th i gian 2009 2019 v t l ả ố liệ ỗ ờ – ề ỉ ệ thất nghi p ( ệ

UN – đơn vị phần trăm), lạm phát ( IN – đơn vị phần trăm), kiều h i cá ố nhân ( KH – đơn vị phần trăm) và tỉ lên tăng trưởng GDP ( GDP – đơn vị phần trăm)

Nhân t ố

Năm Tăng trưởng GDP

(%)

T l ỉ ệ thấ t nghi p ệ (%) L m phát ạ(%) Kiềnhu h i cá nhân, ận đượố c (%)

CHƯƠNG II: KẾ T QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ KI ỂM ĐỊNH MÔ HÌNH

G a s m c ý ngh a là 5% ta có các kiỉ ử ứ ĩ ểm định sau:

1, Th ng kê mô t ố ả

D a vào b ng s u bên trên ta có b ng th ng kê mô t ự ả ố liệ ả ố ả như sau:

2, Ma trận tương quan

Ta có b ng ma trả ận tương quan như sau:

3, Phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS)

- Mô hình hồi quy mẫu có dạng:

SRM: GDPi =𝜷+𝟏𝜷𝟐UNi +𝜷𝟑 INi +𝜷𝟒KHi+ei

Trong đó: 𝜷𝟏 = 10,53495 𝜷𝟐= 0.572855

𝜷= -0.034512 𝟑 𝜷𝟒= -0,899869

Thay vào mô hình hồi quy mẫu ta có:

GDPi =10,53495+0.572855UNi +-0.034512INi +-0,899869KHi+ei

- Ý nghĩa kinh tế:

𝜷𝟏 = 10,53495: tỉ lệ tăng trưởng GDP trung bình khi tỉ lệ thất nghiệp, lạm phát, kiều hối cá nhân nhận được bằng 0%

𝜷𝟐= 0.572855: tỉ lệ thất nghiệp thay đổi 1% với điều kiện các yếu tố khác không đổi thì tỉ lệ tăng trưởng GDP trung bình thay đổi 0.572855%

𝜷𝟑= -0.034512: tỉ lệ lạm phát thay đổi 1% với điều kiện các yếu tố khác không đổi thì tỉ lệ tăng trưởng GDP trung bình thay đổi 0.034512%

𝜷𝟒= -0,899869: : tỉ lệ kiều hối cá nhân thay đổi 1% với điều kiện các yếu tố khác không đổi thì tỉ lệ tăng trưởng GDP trung bình thay đổi 0,899869%

4, Kiểm định PSSSNN thay đổi

- Ước lượng mô hình gốc thu được 𝑒𝑖 và 𝑒𝑖2

-H i quy mô hình Breusch Pagan có d ng: ồ – ạ

𝑒𝑖 = 𝛼1+ 𝛼2𝑈𝑁2𝑖+ 𝛼3𝐼𝑁3𝑖+ 𝛼4𝐾𝐻4𝑖+ 𝑉𝑖 thu được 𝑹𝟏

* Kiểm định c p gi thuy ặ ả ết:

{𝐻0: 𝑅1= 0 (PSSSNN không đổi)

𝐻1: 𝑅12

> 0 (PSSSNN thay đổi)

*Tiêu chu n kiẩ ểm định:

𝐹 = 𝑅1 /(𝑘−1)

(1−𝑅1)/(𝑛−𝑘)~𝐹(𝑘−1;𝑛−𝑘)hoặ 𝐿𝑀 = 𝑛𝑅c 1 2~𝜒2(𝑘−1)

*Miền bác b t ng ng: ỏ ươ ứ

𝑊𝛼= {𝐹: 𝐹 > 𝐹𝛼

(𝑘−1;𝑛−𝑘)} hoặc 𝑊𝛼= {𝐿𝑀: LM> 𝜒2𝛼(𝑘−1)}

* D a vào b ng Eviews, ta có p-value=0,313367>0,05 ự ả

* K t ế luận: Chưa có cơ sở để bác b ỏ giả thuyết H0, ch p nh n gi thuyấ ậ ả ết H0

V y v i mậ ớ ức ý nghĩa 5% mô hình gốc không có phương sai sai số thay đổi

5, Kiểm định Đa cộng tuyến

5.1.Gi a t l ữ ỉ ệ thất nghi p và l m phát (*) ệ ạ

-Ước lượng mô hình ban đầu thu được 𝑅12

-Hồi quy mô hình có dạng: UNi= 𝜷𝟏+𝜷𝟐INi+Vi

* Kiểm định c p gi thuy ặ ả ết:

{𝐻0: Mô hình gốc không có đa cộng tuyến

𝐻1: Mô h nh g c cì ố ó đa c ng tuyộ ến

* Tiêu chu n kiẩ ểm định:

𝐹 = 𝑅12/(4 − 1) (1 − 𝑅12)/(𝑛 − 4)~𝐹(3;𝑛−4)

* Miền bác bỏ: 𝑊0,05= {𝐹: 𝐹 > 𝐹0,05(3;7)}

Tra bảng ta có: p-value=0.014874<0,05

* K t luế ận: Bác bỏ ả thuy t gi ế H0, ch p nhấ ận giả thuy t ế H1 V y v i m c ý ậ ớ ứ nghĩa = 5%, mô hình gốc có đa cộng tuyến cao

5.2.Gi a t l ữ ỉ ệ thất nghi p và ki u h i(*) ệ ề ố

-Ước lượng mô hình ban đầu thu được 𝑅13

-Hồi quy mô hình có dạng: UNi= 𝜷𝟏+𝜷𝟐KHi+Vi

* Kiểm định c p gi thuy ặ ả ết:

{𝐻0: Mô hình gốc không có đa cộng tuyến

𝐻1: Mô h nh g c cì ố ó đa c ng tuyộ ến

* Tiêu chu n kiẩ ểm định:

𝐹 = 𝑅13/(4 − 1) (1 − 𝑅13)/(𝑛 − 4)~𝐹(3;𝑛−4)

* Miền bác bỏ: 𝑊0,05= {𝐹: 𝐹 > 𝐹0,05(3;7)}

Tra bảng ta có: p-value=0.333065>0,05

* K t luế ận: Chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, ch p nhận giả thuy t Hấ ế 0

V y v i mậ ớ ức ý nghĩa = 5%, mô hình gốc không có đa cộng tuy n ế

5.3.Gi a ki u h i và lữ ề ố ạm phát(*)

-Ước lượng mô hình ban đầu thu được 𝑅14

-Hồi quy mô hình có dạng: INi= 𝜷𝟏+𝜷𝟐KHi+Vi

* Kiểm định c p gi thuy ặ ả ết:

{𝐻0: Mô hình gốc không có đa cộng tuyến

𝐻1: Mô h nh g c cì ố ó đa c ng tuyộ ến

* Tiêu chu n kiẩ ểm định:

𝐹 = 𝑅14/(4 − 1) (1 − 𝑅14)/(𝑛 − 4)~𝐹(3;𝑛−4)

* Miền bác bỏ: 𝑊0,05= {𝐹: 𝐹 > 𝐹0,05(3;7)}

Tra bảng ta có: p-value=0.454525>0,05

* K t luế ận: Chưa có cơ sở để bác b ỏ giả thuyết H0, ch p nh n gi thuyấ ậ ả ết H0

V y v i mậ ớ ức ý nghĩa = 5%, mô hình gốc không có đa cộng tuy n ế

Qua kiểm định ba c p h s h i quy trên ặ ệ ố ồ

Mô hình có đa cộng tuy n cao ế

6, Kiểm định thi u bi n ế ế

* Kiểm định c p gi thuy ặ ả ết:

{𝐻0: Mô hình gốc không thiếu biến

𝐻1: Mô h nh g c thi u biì ố ế ến

* Tiêu chu n kiẩ ểm định:

𝐹 = (𝑅22−𝑅12)/(𝑝 − 1)

(1 − 𝑅 )/(𝑛 − 𝑘 − 𝑝 + 1)22 ~𝐹(𝑝−1;𝑛−𝑘−𝑝+1)

* Miền bác bỏ: 𝑊𝛼= {𝐹: 𝐹 > 𝐹𝛼(𝑝−1;𝑛−𝑘−𝑝+1)}

Tra bảng ta có: p-value=0,1780>0,05

* K t luế ận: Chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, ch p nhận giả thuy t Hấ ế 0

V y v i mậ ớ ức ý nghĩa = 5%, mô hình gốc không thi u biế ến

7, Kiểm định t ự tương quan

- Ước lượng mô hình ban đầu thu được ei

- Ước lượng mô hình Breusch-Godfrey có dạng:

𝑒𝒊= 𝜶𝟏+ 𝜶𝟐𝑼𝑵𝟐𝒊+ 𝜶𝒌𝑰𝑵𝟑𝒊+ +𝜶 𝑲𝑯𝒌 𝟒𝒊+ 𝜶𝒌+1𝑒𝒊−1+ ⋯ + 𝜶𝒌+𝑝𝒆𝒊−𝑝+ 𝑉𝒊

* Kiểm định cặp giả thuyết:

{H0: Mô hình gốc không có tự tương quan (𝛼𝑘+1= 𝛼𝑘+2= ⋯ = 𝛼𝑘+𝑝= 0)

H1: Mô hình gốc có tự tương quan

* Tiêu chuẩn kiểm định:

𝐹 = (𝑅𝐵𝐺 2 −𝑅2)/(𝑝)

(1−𝑅𝐵𝐾2 )/(𝑛−𝑝−𝑘𝐵𝐺)~𝐹(𝑝; 𝑛−𝑝 −𝑘 𝐵𝐺 ) ặc ho 𝜒2= (𝑛 − 𝑝)𝑅1 2~𝜒2(𝑝)

* Miền bác bỏ tương ứng:

𝑊𝛼= {𝐹: 𝐹 > 𝐹𝛼(𝑝; 𝑛−𝑝 −𝑘𝐵𝐺 )

} hoặc 𝑊𝛼= {𝜒2: 𝜒2> 𝜒2𝛼 (𝑝)} Tra b ng ta có: p-value=0.6185>0,05 ả

* K t luế ận: Chưa có cơ sở để bác b ỏ giả thuyết H0, ch p nh n gi thuyấ ậ ả ết H0

V y v i mậ ớ ức ý nghĩa = 5%, mô hình gốc không có t ự tương quan

8, Kiểm định PSSSNN không có PPC

- Khi s dử ụng giả thiết bình phương nhỏ nhất, ta nói rằng U có phân phối chuẩn, nhưng trong thự ế điềc t u này có th b vi ph m, vì thể ị ạ ế ta ph i kiả ểm tra

xem điều này có bị vi phạm hay không bằng cách sử dụng kiểm định Jarque – Bera:

* Kiểm định cặp giả thuyết:

{𝐻0:Sai số ngẫu nhiên cóphân phối chuẩn

𝐻1:Sai số ngẫu nhiên không có phân ph chuẩnối

* Tiêu chuẩn kiểm định: 𝐽𝐵 = 𝑛 (𝑆2

6+(𝐾−3)2

24 ) ~𝜒2(2)

-V i K là h s ớ ệ ố nhọn, S là h s bệ ố ất đối xứng

* Miền bác bỏ: 𝑊𝜶= { |𝐽𝐵 𝐽𝐵> 𝜒2

𝜶 (2)} Theo báo cáo trên ta có: JB=0.838277

𝜒0,052(2) =5.9915

JB< 𝜒2(2)0,05

* K t luế ận: Chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, ch p nhận giả thuy t Hấ ế 0

V y U có phân ph i chu n ậ ố ẩ