Đề tài Tác động của xuất khẩu, đầu tư trực tiếp nước ngoài đến nhập khẩu

Họ tên: Nguyễn Hồng Phúc Lớp : K43/05.01 BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG Vấn đề nghiên cứu: Tác động của Xuất khẩu, Đầu tư trực tiếp nước 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 Thương mại thế giơi WTO. Việt Nam đã và đang tích cực chủ động tham gia vào xu thế này. WTO là tổ chức thương mại lớn nhất hành tinh chiếm tới gần 90% giao dịch thương mại thế giới, gia nhập WTO là tham gia vào sân chơi chung của thị trường thế giới, đẩy mạnh xúc tiến thương mại và xúc tiến đầu tư. 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 nước có thế mạnh. Nhờ có xuất khẩu tăng cao tạo điều kiện gia tăng lượng ngoại tệ cho nhập khẩu, thúc đẩy sự gia tăng của nhập khẩu. Cùng với sự gia tăng của thương mại quốc tế, đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI cũng tăng mạnh, tạo ra nhiều ngành nghề và sản phẩm mới làm phong phú đa dạng hơn thị trường trong nước, tăng sức cạnh tranh của sản phẩm hàng hoá trong nước, giảm thiểu nhập khẩu hàng hoá từ nước ngoài. Góp phần cải thiện cán cân thanh toán quốc tế. Như vậy việc hiểu rõ và đánh giá thực tế nhập khẩu, xuất khẩu và đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI ở Việt Nam trong bối cảnh hiện nay của nền kinh tế là hết sức cần thiết. Ta có số liệu về nhập khẩu, xuất khẩu và đầu tư trực tiếp nước ngoài cua Việt Nam thời kỳ 1992 – 2006 như 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   1996  7411.3  7255.9  8497.3   1997  11360.3  9185  4649.1   1998  11499.6  9360.3  3897   1999  11742  11541.4  1568   2000  16748.2  14482.7  2012.4   2001  18624.3  15027  2535.5   2002  19733  16705  1557.7   2003  25255.8  18423.5  1914   2004  34675.3  26485  2222   2005  36978  32419.9  3896.2   2006  44410  42034.6  7565.6   Nguồn số liệu: thời báo kinh tế Việt Nam 2005-2006 Trang web Tổng cục Thống kê. Trong đó: IM là nhập khẩu, EX la xuất khẩu, FDI là đầu tư trực tiếp nước ngoài. 1.Lập mô hình biểu diễn mối quan hệ giữa nhập khẩu, xuất khẩu và đầu Tư trực tiếp nước ngoài: Nghiên cứu sự phụ thuộc của nhập khẩu ( IM ) với xuất khẩu ( EX ) và đầ tư trực tiếp nước ngoài ta xây dựng được hàm hồi quy tổng thể sau: PRF: E( IMI/ EXI, FDII ) = (1 + (2EXI + (3FDII Trong đó IM là biến phụ thuộc, EX và FDI là biến độc lập. Ta có mô hình hồi quy tổng thể như sau: PRM: IMI = (1 + (2EXI + (3FDII + UI 2.Với số liệu từ mẫu nêu trên bằng phần mềm Eviews ta ước lượng mô hình và thu được kết quả như sau: Báo cáo 1: Dependent Variable: IM     Method: Least Squares     Date: 11/25/07 Time: 20:18     Sample: 1992 2006     Included observations: 15                 Variable  Coefficient  Std. Error  t-Statistic  Prob.                 EX  1.139836  0.042066  27.09623  0.0000   FDI  -0.498972  0.216297  -2.306883  0.0397   C  2330.337  1042.398  2.235554  0.0452               R-squared  0.983979      Mean dependent var  17108.45   Adjusted R-squared  0.981309      S.D. dependent var  12968.33   S.E. of regression  1772.976      Akaike info criterion  17.97556   Sum squared resid  37721310      Schwarz criterion  18.11717   Log likelihood  -131.8167      F-statistic  368.5075   Durbin-Watson stat  1.350020      Prob(F-statistic)  0.000000   Từ bảng trên ta có mô hình hồi quy nhập khẩu ( IM ) theo xuất khẩu ( EX ) và đầu tư trực tiếp nước ngoài ( FDI ) như sau: IMI =2330.337 + 1.139836 EXI - 0.498972 FDII + eI (1) 3. Kiểm định các khuyết tật của mô hình: 3.1. Kiểm định sự bằng 0 của các hệ số hồi quy: -Đối với õ2: Kiểm định cặp giả thuyết: H0 : õ2 = 0. H1 : õ2 ≠ 0. Tiêu chuẩn kiểm định: T=
/SE(
) ~ T( N-3). MIỀN BỎC BỎ GIẢ THUYẾT: Wỏ = {T/ |tQS| > T0.025(N-3)}. Từ kết quả báo cáo 1 ta có TQS = 27.09623; VỚI N= 15 và mỨc Ý NGHĨA ỏ = 0.05 ta cÚ T0.025(N-3) = T0.025(12) = 2,1790. Ta thấy |tqs| > t0,025(12) nên TQSº Wỏ tức bác bỏ giả thyết H0, chấp nhận H1 hay khẳng định xuất khẩu EX có tác động đến FDI. -Đối với õ3: Kiểm định cặp giả thuyết H0 : õ3= 0. H1: õ3 ≠ 0. Tiêu chuẩn kiểm định: T=
/SE(
) ~ T( N-3). MIỀN BỎC BỎ GIẢ THUYẾT: Wỏ = { T/ |tQS| > T0.025(N-3)} Từ kết quả báo cáo 1 ta có: TQS = -2.306883; VỚI mức ý nghĩa ỏ = 0.05 và n= 15 TA CÚ T0,025(N-3) = T0.025(12) = 2.1790. TA TH ẤY |TQS| > T0.025(12) nên TQSê Wỏ t ức bỎC BỎ H0, CHẤP NHẬN H1 HAY khẳng định nhập khẩu có tác động đến GDP. 3.2. Kiểm định sự phù hợp của dạng hàm bằng kiểm định Ramsey: Xét mô hình: IMI = (1 + (2EXI + (3FDII + UI Ước Lượng mô hình trên thu được IMi^ và tính được IMI^2 Ước lượng mô hình IMI =
1 +
2EXT +
3FDIT +
4IMT^2 + VT Bằng phần mềm Eviews ta thu được 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: 20:22     Sample: 1992 2006     Included observations: 15                 Variable  Coefficient  Std. Error  t-Statistic  Prob.                 EX  1.438730  0.183917  7.822719  0.0000   FDI  -0.361609  0.218167  -1.657483  0.1256   C  31.01328  1690.436  0.018346  0.9857   FITTED^2  -5.75E-06  3.46E-06  -1.663528  0.1244               R-squared  0.987199      Mean dependent var  17108.45   Adjusted R-squared  0.983708      S.D. dependent var  12968.33   S.E. of regression  1655.269      Akaike info criterion  17.88449   Sum squared resid  30139070      Schwarz criterion  18.07331   Log likelihood  -130.1337      F-statistic  282.7759   Durbin-Watson stat  1.368586      Prob(F-statistic)  0.000000   Thu được R2 =0.987199 Kiểm định cặp giả thuyết: Ho: Mô hình chỉ định đúng. H1: Mô hình chỉ định đúng. - Tiêu chuẩn kiểm định F - kiểm định sự thu hẹp của hàm hội qui: F=[( R22 – R12 )/1]/ [( 1- R22)/n-4] ~ F(1; n-4) - Miền bác bỏ: W
= {F: F > F
(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
(1,11) = 4.64 ( Fqs < F
(1,11) Chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho. Vậy mô hình có dạng hàm đúng. 3.3. Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi băng kiểm định White: Hồi quy mô hình: IMI = (1 + (2EXI + (3FDII + UI Tìm được các phần dư ei => e2i Hồi quy mô hình : e2i =ỏ1 + ỏ2EXI +ỏ3FDII + ỏ4EX I2 + ỏ5 FDII2 + ỏ 6 EXI *FDII + VI 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: 20:55     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   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   Log likelihood  -243.2764      F-statistic  1.343616   Durbin-Watson stat  2.207575      Prob(F-statistic)  0.329312               Thu được R22=0.412090 - Để kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình hồi quy ban đầu ta đi kiểm định cặp giả thuyết sau: H0 : Mô hình có phương sai sai số đồng đều. H1 : Mô hình có phương sai sai số thay đổi. - Tiêu chuẩn kiểm định :
=n R
~
(5) - Miền bác bỏ :W
={
:
>
(5)} Từ kết quả báo cáo trên ta có:
= NR
= 6.411165 Với mức ý nghĩa ỏ = 0.05, ta có giá trị tới hạn
0.05(5) = 11.0705 =>
<
0.05(5) Chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0. Vậy mô hình có phương sai sai số đồng đều. 3.4.Kiểm định phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên U bằng kiểm định Jarque – Bera. Bằng phần mềm Eviews ta thu được kết quả sau: Báo cáo 4
Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Sai số ngẫu nhiên U có phân phối chuẩn. H1: Sai số ngẫu nhiên U không có phân phối chuẩn. - Tiêu chuẩn kiểm định: JB= n(
) ~
- Miền bác bỏ: W
={JB, JB >
(2)} Từ kết quả báo cáo trên ta có JBqs = 0.366642 Với mức ý nghĩa ỏ = 0.05, ta có
=5.99147 => JBqs <
nên chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho. Vậy sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn. 3.5. Kiểm định hiện tượng tự tương quan bằng kiểm định Breusch – Godfrey. Hồi quy mô hình: IMt = (1 + (2EXt + (3FDIt + Ut Thu được et và et+1 Hồi quy mô hình: et =
1 +
2EXt +
3FDIt +
4et-1 +
5et-2 + Vt Bằng phần mềm Eviews ta thu được 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                     Test Equation:     Dependent Variable: RESID     Method: Least Squares     Date: 11/25/07 Time: 21:27     Presample missing value lagged residuals set to zero.               Variable  Coefficient  Std. Error  t-Statistic  Prob.                 EX  0.025581  0.047796  0.535202  0.6042   FDI  0.089523  0.206220  0.434117  0.6734   C  -658.2300  1093.577  -0.601905  0.5606   RESID(-1)  0.373313  0.303742  1.229047  0.2472   RESID(-2)  -0.610628  0.355727  -1.716563  0.1168               R-squared  0.292813      Mean dependent var  -1.55E-12   Adjusted R-squared  0.009938      S.D. dependent var  1641.456   S.E. of regression  1633.279      Akaike info criterion  17.89577   Sum squared resid  26676018      Schwarz criterion  18.13179   Log likelihood  -129.2183      F-statistic  1.035133   Durbin-Watson stat  2.098341      Prob(F-statistic)  0.435836   Ta thu được mô hình: et = -658.2300+ 0.025581EXt + 0.089523FDIt + 0.373313et-1 - 0.610628et-2 + Vt và R22 =0.292813 - Để kiểm định hiện tượng tự tương quan trong mô hình hồi quy ban đầu ta tiến hành kiểm định căp giả thuyết sau: Ho : Mô hình không có tự tương quan H1: Mô hình có tự tương quan - Tiêu chuẩn kiểm định :
=(n-2)

~
(2) - Miền bác bỏ: W
={
:
>
(2)} Giá trị thống kê quan sát :
= 4.392196 Giá trị tới hạn:
=5.99147 =>
= 4.392196 < 5.99147


W
chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho.Vậy với mức ý nghĩa
= 0.05 mô hình không có tự tương quan. 3.6. Kiểm định Đa cộng tuyến bằng phương phap hồi quy phụ: Hồi quy mô hình EXi =ỏ1 + ỏ2FDIi + Vi Bằng phần mềm Eviews ta thu được kết quả sau: Báo cáo 6: Dependent Variable: EX     Method: Least Squares     Date: 11/25/07 Time: 21:59     Sample: 1992 2006     Included observations: 15                 Variable  Coefficient  Std. Error  t-Statistic  Prob.                 FDI  0.752394  1.410735  0.533335  0.6028   C  11797.28  6043.875  1.951939  0.0728               R-squared  0.021412      Mean dependent var  14589.97   Adjusted R-squared  -0.053864      S.D. dependent var  11386.90   S.E. of regression  11689.55      Akaike info criterion  21.69434   Sum squared resid  1.78E+09      Schwarz criterion  21.78875   Log likelihood  -160.7076      F-statistic  0.284446   Durbin-Watson stat  0.104967      Prob(F-statistic)  0.602801   Kiểm định cặp giả thuyết: H0: EXi không có đa cộng tuyến với FDIi H1: EXi không có đa cộng tuyến với FDIi - Tiêu chuẩn kiểm định: Ta sử dụng tiêu chuẩn kiểm định F - kiểm định sự phù hợp của hàm hồi qui. F=
~ F(k-2; n-k+1) - Miền bác bỏ giả thuyết: W
= {F: F > F
(k-2;n-k+1)} Dựa vào bảng trên ta thấy, giá trị Fqs = 0.284446 Với mức ý nghĩa ỏ=0.05, n=15 có giá trị tới hạn F0.05(1, 13) = 4.67 Ta thấy Fqs Fqs
W
=> chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho Vậy, với mức ý nghĩa
=0.05 mô hình đã cho không có hiện tượng Đa cộng tuyến. 4. Phân tích dựa vào kết quả ước lượng: 4.1 Khi một biến độc lập thay đổi một đơn vị thì biến phụ thuộc thay đổi như thế nào? Từ mô hình hồi quy (1): IMi =2330.337 + 1.139836 EXi - 0.498972 FDIi + ei Ta có :
=1.139836 cho ta biết nếu xuất khẩu EX tăng 1 tỷ USD thì nhập khẩu IM sẽ tăng trung bình 1.139836 tỷ USD khi đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI không đổi.
=- 0.498972 cho ta biết khi đầu tư trực tiếp nước ngoai FDI tăng 1 tỷ thì nhập khẩu IM sẽ giảm trung bình 0.498972 tỷ USD khi xuất khẩu EX không đổi. Ta có thể thấy kết quả thu được ở trên là hoàn toàn phù hợp với lý thuyết kinh 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≤
+Se(
)t0.05(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:
-Se(
)t0.05(12) ≤ (3 Thay số vào ta có:
-Se(
)t0.05(12) = - 0.498972 - 0.216297*1.7820 = - 0.884413 => - 0.884413 ≤ (3 Vậy khi FDI giảm 1tỷ USD thì IM tăng tối đa là: 0.884413 tỷ USD 4.3 Nếu 1 biến độc lập thay đổi 1 đơn vị thì biến phụ thuộc thay đổi tối thiểu là bao nhiêu? Khi EX giảm 1tỷ USD Khoảng tin cậy bên phải với độ tin cậy 0.05 của (2 là:
-Se(
)t0.05(12) ≤ (2 Thay số vào ta có:
-Se(
)t0.05(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≤
+Se(
)t0.05(12) Thay số vào ta có: (3 ≤ - 0.498972 + 0.216297*1.7820 = - 0.11353 Vậy khi FDI tăng lên 1tỷ USD thì IM giảm tối thiểu là: 0.11353 tỷ USD 4.4 Sự biến động giá trị của biến phụ thuộc đo bằng phương sai do các yếu tố ngẫu nhiên gây ra là bao nhiêu? Để trả lời cho câu hỏi này ta đi tìm khoảng tin cậy hai phía với độ tin cậy 0.05 của (2 Chọn đại lượng thống kê: (2 = (n-3)*
/(2 ~ ữ 2(n-3) Với độ tin cậy ỏ : P{(n-3)*
/ (2ỏ /2 (n-3) ( (2 ( (n-3)*
/ (21-ỏ /2(n-3)} = 1-ỏ Theo bỏo cỏo 1 : (^ = 1772.976(
= (1772.976)2 = 3143443.897 Với độ tin cậy 0.05 tương ứng với mức ý nghĩa
=0.95 và n= 15 ta cú: (20.975(n-3) = (20.975(12) =4.40379 (20.025(n-3) = (20.025(12) =23.3367 ( Khoảng tin cậy của (2 là: (12* 3143443.897/ 23.3367) ( (2 ( (12 *3143443.897 / 4.40379) hay 1616395.067( (2 ( 8565650.67 Vậy giá trị của IM đo bằng phương sai do các yếu tố ngẫu nhiên gây ra biến động một lượng trong khoảng 1616395.067( (2 ( 8565650.67 5. Kết luận: Qua các ước lượng và kiểm định ta có kết luận: Mụ hỡnh hồi quy là phù hợp với lý thuyết kinh tế, không mắc phải các khuyết tật (tự tương quan, phương 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 tư trực tiếp nước ngoài FDI là một mô hình tốt.