Vấn đề nghiên cứu: Thử nghiệm xây dựng mô hình kinh tế lượng để
phân tích những tác động, ảnh hưởng của nguồn vốn đầu tư trực tiếp
nước ngoài FDI và tỉ lệ thất nghiệp thành thị U đến tổng sản phẩm trong
nước GDP.
*** Lí do chọn đề tài:
- Thứ nhất, đây là vấn đề có liên quan đến lĩnh vực kinh tế . Những
điều tìm hiểu được trong đề tài này sẽ giúp ích cho việc nghiên cứu các
môn học khác như kinh tế vĩ mô, cũng như cho công việc sau này.
- Thứ hai, Nước ta bắt đầu công cuộc đổi mới vào năm 1986. Luật
đầu tư nước ngoài tại Việt Nam được ban hành vào 29/12/1987 nhằm tạo
ra một nền tảng pháp lí cho việc đầu tư vào Việt Nam của các nhà đầu tư
nước ngoài. Thực tế cho thấy, từ khi nước ta mở cửa hội nhập, vốn đầu tư
trực tiếp nước ngoài trở thành một nguồn vốn quan trọng đối với nền kinh
tế Việt Nam trong công cuộc công nghiệp hoá, hiện đại hoá đất nước. Là
1 thành viên của tổ chức thương mại thế giới WTO Việt Nam càng có
thêm nhiều cơ hội nhận được những nguồn FDI, vấn đề đặt ra là phải sử
dụng chúng sao cho thật hiệu quả, là một nhân tố để nền kinh tế tăng
trư ởng
13 trang |
Chia sẻ: lvbuiluyen | Lượt xem: 2456 | Lượt tải: 1
Bạn đang xem nội dung tài liệu Tiểu luận Thử nghiệm xây dựng mô hình kinh tế lượng để phân tích những tác động, ảnh hưởng của nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI và tỉ lệ thất nghiệp thành thị U đến tổng sản phẩm trong nước GDP, để tải tài liệu về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
1
Tiểu luận
Thử nghiệm xây dựng mô hình kinh tế lượng
để phân tích những tác động, ảnh hưởng của
nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI và
tỉ lệ thất nghiệp thành thị U đến tổng sản
phẩm trong nước GDP.
2
Phần 1: Đặt vấn đề
***Vấn đề nghiên cứu: Thử nghiệm xây dựng mô hình kinh tế lượng để
phân tích những tác động, ảnh hưởng của nguồn vốn đầu tư trực tiếp
nước ngoài FDI và tỉ lệ thất nghiệp thành thị U đến tổng sản phẩm trong
nước GDP.
*** Lí do chọn đề tài:
- Thứ nhất, đây là vấn đề có liên quan đến lĩnh vực kinh tế . Những
điều tìm hiểu được trong đề tài này sẽ giúp ích cho việc nghiên cứu các
môn học khác như kinh tế vĩ mô,…cũng như cho công việc sau này.
- Thứ hai, Nước ta bắt đầu công cuộc đổi mới vào năm 1986. Luật
đầu tư nước ngoài tại Việt Nam được ban hành vào 29/12/1987 nhằm tạo
ra một nền tảng pháp lí cho việc đầu tư vào Việt Nam của các nhà đầu tư
nước ngoài. Thực tế cho thấy, từ khi nước ta mở cửa hội nhập, vốn đầu tư
trực tiếp nước ngoài trở thành một nguồn vốn quan trọng đối với nền kinh
tế Việt Nam trong công cuộc công nghiệp hoá, hiện đại hoá đất nước. Là
1 thành viên của tổ chức thương mại thế giới WTO Việt Nam càng có
thêm nhiều cơ hội nhận được những nguồn FDI, vấn đề đặt ra là phải sử
dụng chúng sao cho thật hiệu quả, là một nhân tố để nền kinh tế tăng
trưởng
FDI là 1 hình thức của đầu tư quốc tế, trong đó chủ đầu tư đưa các
phương tiện đầu tư ra nước ngoài để trực tiếp tổ chức quản lý quá trình
sản xuất kinh doanh thu lợi nhuận. FDI có vai trò rất to lớn trong phát
triển kinh tế:
+ Bổ sung cho nguồn vốn trong nước
+ Tiếp thu công nghệ và bí quyết quản lý
+ Tham gia mạng lưới sản xuất toàn cầu
+ Tăng số lượng việc làm và đào tạo nhân công
+ Mang lại nguồn thu ngân sách lớn
Thất nghiệp luôn là mối quan tâm của xã hội, chính sách vĩ mô dài
hạn của chính phủ luôn hướng đến mục tiêu đạt tỉ lệ thất nghiệp tự nhiên
trong nền kinh tế. Nó phản ánh sự hưng thịnh của đất nước trong từng
thời kì.Một số phân tích đơn giản dưới đây cho chúng ta thấy thất nghiệp
chiếm giữ vị trí quan trọng, là một trong những mục tiêu hoạt động của
chính phủ:
+ Tỷ lệ thất nghiệp cao đồng nghĩa với tổng sản phẩm quốc nội (GDP)
thấp – các nguồn lực con người không được sử dụng, bỏ phí cơ hội sản
xuất thêm sản phẩm và dịch vụ.
+ Thất nghiệp còn có nghĩa là sản xuất ít hơn. Giảm tính hiệu quả của sản
3
xuất theo quy mô.
+ Thất nghiệp dẫn đến nhu cầu xã hội giảm. Hàng hóa và dịch vụ không
có người tiêu dùng, cơ hội kinh doanh ít ỏi, chất lượng sản phẩm và giá
cả tụt giảm. Hơn nữa, tình trạng thất nghiệp cao đưa đến nhu cầu tiêu
dùng ít đi so với khi nhiều việc làm, do đó mà cơ hội đầu tư cũng ít hơn.
Việc nghiên cứu những tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài và
thất nghiệp đến tăng trưởng kinh tế giúp ta biết được mức độ ảnh hưởng
của FDI và U đến GDP như thế nào. Thông qua việc tìm hiểu lý thuyết
cũng như những chỉ tiêu, hiểu được những đặc điểm, tính chất và xu
hướng phát triển để từ đó đưa ra những định hướng, giải pháp nhằm thu
hút và sử dụng vốn FDI đạt hiểu quả cao nhất đồng thời đưa tỉ lệ thất
nghiệp về mức thất nghiệp tự nhiên góp phần vào sự tăng trưởng GDP.
Đó là lí do nhóm chúng em chọn nghiên cứu đề tài này.
Phần 2. Xây dựng mô hình
Mô hình gồm 3 biến. Biến phụ thuộc là GDP ( tỷ đồng) , các biến độc
lập là FDI (triệu đôla Mỹ) và U (% )
GDPi= β1 + β2 FDIi +β3Ui + Vi
Mô hình kinh tế đã biết là về mối quan hệ tỷ lệ nghịch giữa lạm phát
và thất nghiệp( Đường Phillips). Thông thường, GDP cao thường dẫn
tới lạm phát cao, do việc theo đuổi mục tiêu tăng trưởng của Nhà
nước. Vì vậy GDP và U có quan hệ tỷ lệ nghịch.
Phần 3. Mô tả số liệu
-Số liệu tìm được từ trang web của Tổng cục Thống kê, cho biết GDP,
FDI và U của Việt Nam trong các năm từ 1996 đến 2006( sơ bộ)
-Phân tích tương quan giữa các biến: Trong 1 năm, nếu tổng số vốn
đầu tư trực tiếp nước ngoài vào Việt Nam tăng thì có thêm nhiều dự
án được cấp vốn, từ đó sản xuất tăng, GDP có thể sẽ tăng theo. Tỉ lệ
thất nghiệp tăng đồng nghĩa với việc GDP giảm .
Phần 4. Phân tích kết quả thực nghiệm
- Kết quả chạy mô hình từ phần mềm Eviews:
4
Dependent Variable: GDP
Method: Least Squares
Date: 05/23/08 Time: 12:34
Sample: 1996 2006
Included observations: 11
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
FDI -23.42844 17.97486 -1.303400 0.2287
U -383531.3 94415.09 -4.062182 0.0036
C 2956996. 633503.0 4.667691 0.0016
R-squared 0.714664 Mean dependent var 540642.9
Adjusted R-squared 0.643330 S.D. dependent var 223978.4
S.E. of regression 133764.0 Akaike info criterion 26.67254
Sum squared resid 1.43E+11 Schwarz criterion 26.78106
Log likelihood -143.6990 F-statistic 10.01856
Durbin-Watson stat 1.075417 Prob(F-statistic) 0.006629
-Phân tích những nội dung cơ bản của kết quả thu được khi chạy mô
hình
Mô hình hồi quy tổng thể :
(PRM) GDPi = 1+ 2 FDIi+ 3 Ui+ Vi
Mô hình hồi quy mẫu:
(SRM) iGDP =
1 +
2 FDI i+ ˆ 3Ui +ei ( ei là ước lượng
của Vi)
(SRM) iGDP = 2956996 -23.42844 FDIi -383531.3 Ui + ei
2 = -23.42844 có ý nghĩa là nếu FDI tăng 1 triệu đôla Mỹ thì GDP giảm
23.42844 tỷ đồng
3 = -383531.3 có ý nghĩa là nếu U tăng 1 % thì GDP giảm 383531.3 tỷ
đồng
1 = 2956996 có ý nghĩa là nếu FDI=0 và U=0 thì GDP là 2956996 tỷ
đồng
5
***Hệ số thu được từ hàm hồi quy có phù hợp với lý thuyết kinh tế
không ?
-Hệ số chặn:
Kiểm định giả thiết :
0:
0:
1
10
H
H
Tiêu chuẩn kiểm định :
633505
2956996
)( 1
11
Se
t = 4.6676
)8( 025.0)311( 2/ tt
=2.306
Miền bác bỏ W : t > )8( 025.0t
6676.4t
bác bỏ 0H 0H 0 Hệ số chặn có ý nghĩa
-Hệ số góc :
+Kiểm định giả thiết
0:
0:
2
20
H
H
Tiêu chuẩn kiểm định :
97486.17
42844.23
)( 2
22
Se
t = -1.3034
)8(
025,0
)311(
2/
tt =2.306
Miền bác bỏ W : t )8( 025,0t
chưa bác bỏ 0H 2 0 Phù hợp với lý thuyết kinh tế
+Kiểm định giả thiết
0:
0:
3
30
H
H
Tiêu chuẩn kiểm định :
09.94415
3.383531
)( 3
33
Se
t = -4.06218
)8(
025,0
)311(
2/
tt =2.306
Miền bác bỏ W : t )8( 025,0t
chưa bác bỏ 0H 3 < 0 Phù hợp với lý thuyết kinh tế
***Đo độ phù hợp của mô hình
6
R2=0.714664 , tức là FDI và U xác định được 71.4664 % sự biến động
của biến phụ thuộc GDP
+ Mô hình có phù hợp không?
Kiểm định giả thiết :
0:
0:
2
2
0
RH
RH
( 0H : Mô hình không phù hợp ; H : Mô hình phù hợp )
Tiêu chuẩn kiểm định:
311
0.7146641
2
0.714664
1
1
2
2
kn
R
k
R
F = 10.0186 ~ F( 2,8)
Miền bác bỏ W =( ;)8,2(05.0f )=(4.46; )
Bác bỏ 0H , tức là mô hình hồi quy là phù hợp
Phần 5: Kiểm định các khuyết tật của mô hình
***Hồi qui mô hình FDI phụ thuộc vào thất nghiệp U để kiểm định
mô hình ban đầu có hiện tượng đa cộng tuyến không. 21R = 0.443708
Mô hình hồi quy phụ:
FDIi = 1 + 2 Ui + vi
Dependent Variable: FDI
Method: Least Squares
Date: 05/23/08 Time: 22:59
Sample: 1996 2006
Included observations: 11
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
U -3498.842 1305.889 -2.679281 0.0252
C 26259.72 7835.494 3.351381 0.0085
R-squared 0.443708 Mean dependent var 5362.091
Adjusted R-squared 0.381897 S.D. dependent var 3155.166
S.E. of regression 2480.576 Akaike info criterion 18.63333
Sum squared resid 55379313 Schwarz criterion 18.70568
Log likelihood -100.4833 F-statistic 7.178546
Durbin-Watson stat 0.864028 Prob(F-statistic) 0.025236
7
-Kiểm định giả thiết:
0:
0:
2
20
H
H
(H0: không có hiện tượng ĐCT
H : có hiện tượng ĐCT)
-Nhìn vào P-value của U:
0.0252 < 0.05
Bác bỏ H0 FDI có phụ thuộc tuyến tính vào U.
Vậy mô hình ban đầu có hiện tượng đa cộng tuyến.
**Đa cộng tuyến này là hoàn hảo hay không hoàn hảo
2
1R 1 Đa cộng tuyến không hoàn hảo
**Biện pháp khắc phục: loại bỏ biến FDI hoặc U khỏi mô hình ban đầu.
***Kiểm định phương sai sai số thay đổi: KĐ dựa trên biến phụ
thuộc
Để phát hiện khuyết tật này của mô hình ta kiểm định dựa trên biến
phụ thuộc (dựa trên ý tưởng cho rằng phương sai của yếu tố ngẫu nhiên
phụ thuộc vào các biến độc lập có hay không có trong mô hình, nhưng
không biết rõ chúng là biến nào). Vì vậy ta xét mô hình sau:
2ˆ = α1 + α2(E(GDPi))2
Vì 2ˆ và E(GDPi) đều chưa biết nên sử dụng các ước lượng của nó
là ei2 và 2ˆ iPDG . Các bước thực hiện như sau:
-Bước 1: ước lượng mô hình ban đầu bằng OLS thu được ei, iPDG ˆ
- Bước 2: ước lượng mô hình sau đây bằng OLS:
ei2= α1 + 2 2ˆ iPDG + vi
2
2R , thu được bảng sau:
8
Dependent Variable: EI2
Method: Least Squares
Date: 05/24/08 Time: 22:20
Sample: 1996 2006
Included observations: 11
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
YI2 -9.66E-08 2.32E-07 -0.415529 0.6875
C 1.60E+10 8.75E+09 1.829902 0.1005
R-squared 0.018824 Mean dependent var 1.30E+10
Adjusted R-squared -0.090196 S.D. dependent var 1.56E+10
S.E. of regression 1.63E+10 Akaike info criterion 50.02551
Sum squared resid 2.38E+21 Schwarz criterion 50.09785
Log likelihood -273.1403 F-statistic 0.172664
Durbin-Watson stat 0.486877 Prob(F-statistic) 0.687487
( EI2 là ei2, YI2 là 2ˆ iPDG )
KĐ giả thiết H0: phương sai sai số đồng đều
H : phương sai sai số thay đổi
a.Kiểm định χ2
Giá trị quan sát χ2= nR22 =11× 0.018824= 0.207064
Miền bác bỏ: Wα: χ2 >
)1(
05.0
2 = 3.84146
→χ2qs Wα→Chưa có cơ sở bác H0.
b.Kiểm định F
Giá trị quan sát Fqs=
2
2
2 )
)ˆ(
(
Se
0.17266
Miền bác bỏ: Wα: Fqs> Fα(1, n-2)= F0.05(1, 9)= 5.12
→ Fqs Wα→Chưa có cơ sở bác H0.
Từ 2 kiểm định trên ta kết luận mô hình có PSSS đồng đều.
***Kiểm định Tự tương quan
– KĐ Durbin Watson
Xét mô hình hồi quy:
E(GDP/FDI, U) = iU3βiFDI2β1β
Ta có:
9
d =
11
1
2
te
11
1t
2)1tet(e
với n=11, 5%α
k=3k'=3-1=2
Tra bảng ta có:
Ld =0,658 3,3420,6584d4 L
1,604ud 2,396ud4
0 Ld d u 4-du 4-d L
Ta có 1,075417d
)ud,(dd L
không có kết luận về tự tương quan
- KĐ Durbin h
Xét mô hình:
iiiii VGDPUFDIGDP 1321 (1)
Hồi quy mô hình trên thu được bảng:
Dependent Variable: GDP
Method: Least Squares
Date: 05/27/08 Time: 12:47
Sample (adjusted): 1996 2005
Included observations: 10 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
FDI -0.533392 1.593096 -0.334814 0.7492
U 19155.37 10883.73 1.760001 0.1289
GDP1 0.864681 0.022684 38.11817 0.0000
C -107493.6 82954.52 -1.295813 0.2427
R-squared 0.998723 Mean dependent var 497328.2
Adjusted R-squared 0.998085 S.D. dependent var 181133.8
S.E. of regression 7927.494 Akaike info criterion 21.08324
Sum squared resid 3.77E+08 Schwarz criterion 21.20427
Log likelihood -101.4162 F-statistic 1564.204
Durbin-Watson stat 1.448194 Prob(F-statistic) 0.000000
(GDP1 là GDPi-1 )
10
Giá trị Durbin h :
91798.0
)ˆ(1
)
2
1(
nVar
ndh
Vì h~ N(0,1) nên P[-1.96 h 1.96] =0.95
Mà -1.96 < 0.91798 < 1.96 Không bác bỏ giả thiết H0 : Không có tự
tương quan bậc nhất.
*** Kiểm định dạng hàm
Vì mô hình không có hiện tượng tự tương quan nên không bị định
dạng hàm sai
***Kiểm định thừa biến
Xét sự cần thiết của các biến:
*FDI:
KĐ cặp giả thiết:
0:
0:
2
20
H
H
TCKĐ : t= ^
2
^
2
)(
Se
= -1.303400
)8( 025,0)311( 2/ tt
=2.306
Miền bác bỏ: W = (-; -t 8 025.0 ) (t 8 025.0 ; +)
= (-; -2.306) ( 2.306; +)
tW Chưa có cơ sở bác H 0 Có thể thiếu FDI
*Biến U:
KĐ cặp giả thiết:
0:
0:
3
30
H
H
TCKĐ : t= ^
3
^
3
)(
Se
= -4,062482
Miền bác bỏ:
W = (-; -t 8 025.0 ) (t 8 025.0 ; +) = (-; -2,306) (2,306; +)
tW Bác bỏ H 0 Không thể thiếu biến U
11
***Kiểm định Ramsey về bỏ sót biến:
Mô hình hồi quy mới :
433221321 ˆˆˆ iiiiii PDGPDGPDGUFDIGDP 23R
Dependent Variable: GDPI
Method: Least Squares
Date: 05/26/08 Time: 11:01
Sample: 1996 2006
Included observations: 11
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
FDI 0.991852 18.84516 0.052632 0.9601
U 353741.7 321282.2 1.101031 0.3210
GDP2 2.31E-13 9.29E-12 0.024846 0.9811
GDP3 2.27E-17 9.54E-18 2.381671 0.0630
GDP4 -1.13E-25 6.44E-24 -0.017480 0.9867
C -2060084. 2245792. -0.917308 0.4011
R-squared 0.963605 Mean dependent var 540642.9
Adjusted R-squared 0.927210 S.D. dependent var 223978.4
S.E. of regression 60428.64 Akaike info criterion 25.15877
Sum squared resid 1.83E+10 Schwarz criterion 25.37580
Log likelihood -132.3732 F-statistic 26.47619
Durbin-Watson stat 1.384571 Prob(F-statistic) 0.001320
(GDPI là iGDP , GDP2 là 2ˆ iPDG , GDP3 là 3ˆ iPDG , GDP4 là 4ˆ iPDG )
K Đ:
0:
0:
2
3
2
2
2
1
3210
H
H
( H0 : Mô hình ban đầu không bỏ sót biến
H : Mô hình ban đầu bỏ sót biến)
TCKĐ : Fqs =
kn
R
m
RR
2
3
22
3
1
=
611
963605.01
3
714664.0963605.0
= 11.39996 ~ )5,3(F
Miền bác bỏ: Fqs > )5,3(05.0F
)5,3(
05.0F = 5.41
Bác bỏ H0 Mô hình có bỏ sót biến( Do trên thực tế GDP phụ thuộc
vào rất nhiều yếu tố, song trong quá trình làm bài nhóm không thu thập
được số liệu)
***Tính chuẩn yếu tố ngẫu nhiên
12
Ta có:
^
2 =
n
i
n
i
n
i
n
i
n
i
n
i
n
i
ufdiufdi
ufdiugdpufdigdp
1 1
2
1
22
1 11
2
1
)*())((
)*)(*()()*(
= 2
*57
)12625(60822.3*99550753
)12625(1060822.3*10*251
= -23.428
^
3 = -383531.3;
^
1 = 2956996
iGDP =
1 +
2 FDI i+ ˆ 3Ui +ei
= 2956996- 23.428 FDI- 383531.3 U +ei
Xét cặp giả thiết:
H 0 : Yếu tố ngẫu nhiên có phân phối chuẩn
H : Yếu tố ngẫu nhiên không có phân phối chuẩn
Ước lượng mô hình hồi quy ta được:
e ' e =
n
i
ie
1
2 = 893632.10 9
Với n= 11 ta có: 11/
1
3
n
i
ie = 163697.10 13
11/
1
4
n
i
ie = 705277.10 21
Từ đó tính được: ;10*3.90110*3.8123911/10.893632 4992 ee SS
S 3e 732163565.2*10 12 ; S 204 10*65989902e
Hệ số S=( 11/
1
3
n
i
ie )/ S 3e 0.002236
K=( 11/
1
4
n
i
ie )/ S 4e =0.10688
JB= n
24
)3(
6
22 KS =
24
)310688.0(
6
002236.011
22
=11*0.3487= 3.8357
V ới 84.3)2(,05.0 2
Trong trường hợp này không có cơ sở để bác H 0
Yếu tố ngẫu nhiên phân phối chuẩn.
13
*** Kết luận rút ra từ mô hình
Từ những kiểm định ở trên ta có thể rút ra một số kết luận sau:
- Nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI và thất nghiệp U có
ảnh hưởng đến tổng thu nhập trong nước GDP.
- Mô hình lựa chọn có phù hợp với lí thuyết kinh tế
- FDI và U xác định được 71,4664% sự biến động của GDP
- Mô hình ban đầu( GDP phụ thuộc vào FDI và U ) có hiện tượng đa
cộng tuyến và đó là hiện tượng đa cộng tuyến hoàn hảo, khắc phục
bằng cách loại bỏ biến FDI và U khỏi mô hình.
- Mô hình không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi
- Mô hình không có hiện tượng tự tương quan nên không bị định
dạng hàm sai
- Không thể bỏ biến U ra khỏi mô hình
- Mô hình có bỏ sót biến
- Yếu tố ngẫu nhiên phân phối chuẩn
***Kiến nghị
Có thể đưa thêm một số biến nữa vào mô hình để độ phù hợp của mô
hình tăng lên, tuy nhiên làm như vậy mô hình sẽ phức tạp hơn, có thể
sẽ có nhiều khuyết tật hơn gây khó khăn trong việc kiểm định .
***Kết luận
Từ mô hình trên ta thấy vai trò to lớn của nguồn vốn FDI đối với GDP
và thất nghiệp là 1 vấn đề quan trọng cần phải được xem xét, quan tâm
vì nó phản ánh sự “ hưng thịnh “của một đất nước.
FDI tăng có thể làm GDP tăng, và U tăng sẽ làm cho GDP giảm.