Baó cáo 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 ) = b1 + b2EXI + b3FDII 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 = b1 + b2EXI + b3FDII + 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 = b1 + b2EXI + b3FDII + 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 a = 0.05, n=15 ta có giá trị tới hạn F(1,11) = 4.64 Þ 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 = b1 + b2EXI + b3FDII + 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 hạn0.05(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 = b1 + b2EXt + b3FDIt + 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 b2 là: b2≤ +Se()t0.05(12) Thay số vào ta có: b2≤ 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 b3 là: -Se()t0.05(12) ≤ b3 Thay số vào ta có: -Se()t0.05(12) = - 0.498972 - 0.216297*1.7820 = - 0.884413 => - 0.884413 ≤ b3 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 b2 là: -Se()t0.05(12) ≤ b2 Thay số vào ta có: -Se()t0.05(12) = 1.139836 - 0.042066*1.7820 = 1.064874 => 1.064874 ≤ b2 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 b3 là: b3≤ +Se()t0.05(12) Thay số vào ta có: b3 ≤ - 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 s2 Chọn đại lượng thống kê: c2 = (n-3)*/s2 ~ ữ 2(n-3) Với độ tin cậy ỏ : P{(n-3)*/ c2ỏ /2 (n-3) £ s2 £ (n-3)*/ c21-ỏ /2(n-3)} = 1-ỏ Theo bỏo cỏo 1 : s^ = 1772.976Þ = (1772.976)2 = 3143443.897 Với độ tin cậy 0.05 tương ứng với mức ý nghĩa =0.95 và n= 15 ta cú: c20.975(n-3) = c20.975(12) =4.40379 c20.025(n-3) = c20.025(12) =23.3367 Þ Khoảng tin cậy của s2 là: (12* 3143443.897/ 23.3367) £ s2 £ (12 *3143443.897 / 4.40379) hay 1616395.067£ s2 £ 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£ s2 £ 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.