Mô hình kinh tế lượng để phân tích những tác động ảnh hưởng của nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI

Chia sẻ: Muay Thai | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:7

Thêm vào BST

Báo xấu

404
lượt xem 52
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

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,...

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Mô hình kinh tế lượng để phân tích những tác động ảnh hưởng của nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI

Phần 1: Đặt vấn đề Mô tả số liệu: Số liệu tìm được từ trang web của Tổng cục Thống kê, cho biết GDP, FDI của Việt Nam trong các năm từ 1998 đến 2007( sơ bộ) 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 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 Việc nghiên cứu những tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế giúp ta biết được mức độ ảnh hưởng của FDI 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 góp phần vào sự tăng trưởng GDP. Đó là lí do nhóm chúng em chọn nghiên cứu vấn đề này. Phần 2. Xây dựng mô hình Mô hình gồm 2 biến. Biến phụ thuộc là GDP (nghìn tỷ đồng) (Y) , biến độc lập là FDI (nghìn tỷ đồng) (X) GDPi = β1 + β 2 * FDI i + U i hay ta có thể viết lại: Yi = β1 + β 2 * X i + U i - 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.
(ĐVT: nghìn tỷ đồng) Năm Yi (GDP) Xi (FDI) 1998 361 20 1999 400 23 2000 442 27 2001 481 30 2002 530 35 2003 613 38 2004 715 41 2005 840 51 2006 974 66 2007 1144 129 Phần 3. ước lượng mô hình hồi quy Mô hình hồi quy tổng thể : Yi = β1 + β 2 * X i + U i (1) Mô hình hồi quy mẫu: ∧ ∧ ˆ ˆ Yi = β1 + β 2 * X i => dạng mẫu ngẫu nhiên: Yi = β 1 + β 2 * X i + ei ˆ ˆ (2) ∧ Yi là ước lượng của Yi Trong đó: ∧ β1 là ước lượng của β 1 ∧ β 2 là ước lượng của β 2 ei là ước lượng của Ui ˆ Bây giờ ta sẽ tìm các β , dựa trên bảng tính các giá trị trung gian sau: (ĐVT: nghìn tỷ đồng) xi2 TT Yi Xi xi yi 1 361 20 -26 -289 676 2 400 23 -23 -250 529 3 442 27 -19 -208 361 4 481 30 -16 -169 256 5 530 35 -11 -120 121 6 613 38 -8 -37 64 7 715 41 -5 65 25 8 840 51 5 190 25 9 974 66 20 324 400 10 1144 129 83 494 6889 n ∑ 460 6500 9346 i =1
ˆ yi2 ei2 Xi2 yi*xi ei Y 83521 7514 456.2567 -95.2567 9073.838895 400 62500 5750 478.6115 -78.6115 6179.767932 529 43264 3952 508.4179 -66.4179 4411.33744 729 28561 2704 530.7727 -49.7727 2477.321665 900 14400 1320 568.0307 -38.0307 1446.334142 1225 1369 296 590.3855 22.6145 511.4156103 1444 4225 -325 612.7403 102.2597 10457.04624 1681 36100 950 687.2563 152.7437 23330.63789 2601 104976 6480 799.0303 174.9697 30614.39592 4356 244036 41002 1268.4811 -124.4811 15495.54426 16641 622952 69643 6499.983 103997.64 30506 6500 Từ bảng tính ta có: Y = = 650 10 460 X= = 46 10 xi = X i − X y i = Yi − Y n ∑x y i i 69643 ∧ + β2 = = = 7.4516 i =1 => (3) n 9346 ∑ xi2 i =1 ∧ + β1 = Y − β 2 * X = 650 − 7.4156 * 46 = 307.2247 (4) ˆ ∧ Vậy đường hồi quy mẫu là: Yi = 307.2247 + 7.4156 * X i (5) ˆ 1. Ý nghĩa của các hệ số β : ˆ β 2 = 7.4516 có ý nghĩa là nếu FDI tăng 1 nghìn tỷ đồng thì GDP tăng 7.4516 nghìn tỷ đồng ˆ β1 = 307.2247 có ý nghĩa là nếu FDI = 0 thì GDP là 307.2247 nghìn tỷ đồng ˆ 2. Độ lệch tiêu chuẩn của các β : ˆ Phương sai và độ lệch tiêu chuẩn của các β được xác định bởi các công thức sau đây: n ∑X 2 i ˆ Var ( β1 ) = σ2 i =1 ˆ ˆ ; (6) Se( β 1 ) = Var ( β1 ) n n∑ xi 2 i =1
1 ˆ Var ( β 2 ) = σ2 ˆ ˆ n ; (7) Se( β 2 ) = Var ( β 2 ) ∑x 2 i i =1 Trong công thức này σ chưa biết, ước lượng của nó là: 2 n ∑e 2 i => σ = 114.0162488 (8) ˆ 103997.64 σ2 = = = 12999.705 i =1 ˆ n−2 8 ˆ Thay σ 2 vào các biểu thức (6); (7) ta có phương sai và độ lệch tiêu chuẩn của các β ˆ tương ứng là: 30506 ˆ Var ( β 1 ) = * 12999.705 = 4342.194958 10 * 9346 ˆ Se( β 1 ) = 4342.194958 = 65.1398 1 ˆ Var ( β 2 ) = * 12999.705 = 1.3909378 9346 ˆ Se( β 2 ) = 1.3909378 = 1.17938 3. Khoảng tin cậy 95% cho các hệ số hồi quy: Khoảng tin cậy của các hệ số hồi quy được cho bởi công thức: ˆ ˆ ˆ ˆ ( n−2) ( n−2) ( β i − tα / 2 se( β i ) ≤ β i ≤ ( β i + tα / 2 se( β i )); i = 1;2 (9) Trong đó với khoảng tin cậy 95% thì mức ý nghĩa là: α = 0.05 , ta có: (8) t 0.025 = 2.306 (10) ˆ Vậy khoảng tin cậy đối với β1 là: (307.2247 − 2.306 * 65.1398 ≤ β1 ≤ 307.2247 + 2.306 * 65.1398) (157.012 ≤ β1 ≤ 457.437) ˆ Vậy khoảng tin cậy đối với β là: 2 (7.4516 − 2.306 * 1.17938 ≤ β 2 ≤ 7.4516 + 2.306 *1.17938) (4.7319 ≤ β 2 ≤ 10.1712) 4. Hệ số thu được từ hàm hồi quy có phù hợp với lý thuyết kinh tế khôn g (với mức ý nghĩa 5%) a. Hệ số chặn:  H 0 : β1 = 0 Kiểm định giả thiết :   H 1 : β1 ≠ 0 ∧ β1 − β1 307.2247 Tiêu chuẩn kiểm định : t = = = 4.716389 ∧ 65.1389 Se( β 1 ) ( n−2) = t 08025 = 2.306 () t α/ 2 . n−2 | t |> tα / 2  bác bỏ H 0 → chấp nhận giả thiết H1 → Hệ số chặn có ý nghĩa b. Hệ số góc : H 0 : β 2 = 0 +Kiểm định giả thiết   H : β2 ≠ 0
∧ β2 − β2 7.4516 Tiêu chuẩn kiểm định : t 2 = = = 6.3182 ∧ 1.17938 Se( β 2 ) ( n−2) = t 08025 = 2.306 () t α/ 2 . (8 ) | t 2 |> t 0.025 ; Do đó giả thiết H 0 bị bác bỏ. Điều này có nghĩa là FDI có ảnh hưởng đến GDP  Phù hợp với lý thuyết kinh tế. 5. Đo độ phù hợp của mô hình: Ta có: n TSS = ∑ y i = 622952 2 i =1 n ESS = β 2 * ∑ xi = (7.4516) 2 * 9346 = 518949.1976 ˆ2 2 i =1 ESS 518949.1976 R2 = = = 0.833 Hệ số: TSS 622952 Như vậy FDI giải thích được 83.3% sự biến động của GDP Kiểm định sự phù hợp: H 0 : R 2 = 0 Kiểm định giả thiết :  H :R ≠0 2 ( H 0 : Mô hình không phù hợp ; H : Mô hình phù hợp ) R2 0.833 k −1 = 1 Tiêu chuẩn kiểm định: F = = 39.9042 1 − 0.833 1− R 2 8 n−k (1,n − 2 ) Với α = 0.05; Fα (1,8 ) = Fα = 5.32 (1, n− 2 ) Như vậy: F > Fα do đó bác bỏ giả thiết R 2 = 0 tức là mô hình hồi quy phù hợp 6. Dự báo giá trị trung bình và giá trị cá biệt: Giả sử đến năm 2008 vốn FDI đầu tư vào Việt Nam là X o=140 nghìn tỷ đồng, bây giờ ta sẽ dự báo giá trị trung bình và giá trị cá biệt của GDP Việt Nam năm 2008. Ta có: phương sai của giá trị trung bình: 1 (X − X )2 1 (140 − 46) 2 ˆ Var (Yo ) = σ 2 ( + on ) = 12999.705( + ) = 13590.2972 n 10 9346 ∑ xi 2 i =1 ˆ ˆ Se(Yo ) = Var (Yo ) =116.5774 Phương sai của giá trị cá biệt là: 1 ( X o − X )2 1 (140 − 46) 2 Var (Yo ) = σ 2 (1 + + ) = 12999.705(1 + + ) = 26590.0022 n n 10 9346 ∑ xi 2 i =1 Se(Yo ) = Var (Yo ) = 163.0644 Một ước lượng điểm của GDP khi FDI là 140 nghìn tỷ đồng là:
ˆ Yo = 307.2247 + 7.4516 *140 = 1350.4487 (8) = 2.306 t 0.025 Do vậy khoảng tin cậy 95% cho mức GDP trung bình là: ˆ ˆ ˆ ˆ (8) (8 ) Yo − t 0.025 se(Yo ) ≤ E (Y / X o = 140) ≤ Y0 + t 0.025 se(Yo ) 1350.4487 − 2.306 * 116.5774 ≤ E (Y / X o = 140) ≤ 1350.4487 + 2.306 * 116.5774 1081.6212 ≤ E (Y / X o = 140) ≤ 1619.276 Do vậy khoảng tin cậy 95% cho mức GDP cá biệt là: ˆ ˆ (8) (8) Yo − t 0.025 se(Yo ) ≤ Yo ≤ Y0 + t 0.025 se(Yo ) ˆ 1350.4487 − 2.306 * 163.0644 ≤ Yo ≤ 1350.4487 + 2.306 * 163.0644 974.4222 ≤ Yo ≤ 1726.4752 7. 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 có ảnh hưởng đến tổng thu nhập trong nước GDP. - Mô hình lựa chọn có phù hợp với lí thuyết kinh tế - FDI giải thích được 83.3% sự biến động của GDP 8. Kết luận: Từ mô hình trên ta thấy vai trò to lớn của nguồn vốn FDI đối với GDP là một 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.
Đọc hàm: TT Y X 1 361 20 2 400 23 3 442 27 4 481 30 5 530 35 6 613 38 7 715 41 8 840 51 9 974 66 10 1144 129 SUMMARY OUTPUT Regression Statistics Multiple R 0.912719418 R R2 R Square 0.833056736 Adjusted R Square 0.812188828 σ Standard Error 114.0162488 Observations 10 n ANOVA df SS MS F Significance F Regression 1 518954.36 518954.36 39.92047 0.000228 Residual 8 103997.64 12999.70499 Total 9 622952 Standard Lower Lower Upper Coefficients Error t Stat P-value 95% Upper 95% 95.0% 95.0% Intercept 307.2246951 65.13981083 4.716389119 0.001509 157.012 457.437368 157.012 457.4374 X Variable 1 7.451637064 1.179380275 6.318264957 0.000228 4.731981 10.1712929 4.731981 10.17129 P-value < α => bác bỏ giả thiết Ho P-value > α => chấp nhận giả thiết Ho t Stat : Kiểm định t với α = 5%