<span class="text_page_counter">Trang 1</span><div class="page_container" data-page="1">

<small>BỘ TÀI CHÍNH </small>

<b><small>HỌC VI N TÀI CHÍNH Ệ</small></b>

<small>--- </small>

Báo cáo th c hành kinh t<b>ựế lượng </b>

Đề tài: Phân tích ảnh hưởng của các nhân tố t i GDP của Vi t Naớ ệGiáo viên hướng dẫn: Nguyễn Thị Thuý Quỳnh

Môn h c: Kinh t ọ ế lượngL p: 22CLC.2 ớ

<small>Hà N</small><b><small>ội –</small></b><small> 11/2022 </small>

</div><span class="text_page_counter">Trang 2</span><div class="page_container" data-page="2">

DANH SÁCH ĐÁNH GIÁ THÀNH VIÊN NHÓM

và chương II(1,2)

100%

</div><span class="text_page_counter">Trang 3</span><div class="page_container" data-page="3">

BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH T Ế LƯỢNG

<b>1. Tính cấp thi t cế ủa đề</b> tài

Tốc độ tăng trưởng kinh t luôn luôn biế ến động theo th i gian. Tuy ờnhiên, 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 trị 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 tquan 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 ốnhân. 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 tơi 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”

<b>2. Mục tiêu nghiên c u ứ</b>

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

<b>3. Đối tượng, phạm vi nghiên cứu </b>

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.

</div><span class="text_page_counter">Trang 4</span><div class="page_container" data-page="4">

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.

<b>4. Ý nghĩa </b>

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 thơng qua mơ 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 ệchính xác thơng qua các ban, ngành trên c ả nước.

</div><span class="text_page_counter">Trang 5</span><div class="page_container" data-page="5">

<b>CHƯƠNG I: THIẾT KẾT NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN </b>

C U <b>Ứ</b>

1.1. Thi t k nghiên c u <b>ế ếứ</b>

1.2. Xây d ng s u nghiên c u <b>ựố liệứ</b>

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 ệlạm 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 ( ệUN – đơn vị phần trăm), lạm phát ( IN – đơn vị phần trăm), kiều h i cá ốnhân ( KH – đơn vị phần trăm) và tỉ lên tăng trưởng GDP ( GDP – đơn vịphần trăm).

</div><span class="text_page_counter">Trang 6</span><div class="page_container" data-page="6">

<b>CHƯƠNG II: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ KIỂM ĐỊ</b>NH MƠ 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 <b>ốả</b>

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 tr<b>ận tương quan</b>

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

<b>3, Phương pháp bình phương nhỏ nhấ</b>t (OLS)

- Mơ hình hồi quy mẫu có dạng:

SRM: GDPi =𝜷+_𝟏𝜷_𝟐UNi +𝜷_𝟑 INi +𝜷_𝟒KHi+ei

</div><span class="text_page_counter">Trang 7</span><div class="page_container" data-page="7">

Trong đó: 𝜷_𝟏 = 10,53495 𝜷<small>𝟐</small>= 0.572855 𝜷= -0.034512 _𝟑 𝜷_𝟒= -0,899869 Thay vào mơ hình hồi quy mẫu ta có:

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

4, Ki<b>ểm định PSSSNN thay đổi </b>

- Ước lượng mơ hình gốc thu được 𝑒_𝑖 và 𝑒_𝑖<small>2</small>

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

</div><span class="text_page_counter">Trang 8</span><div class="page_container" data-page="8">

𝑒_𝑖 = 𝛼₁+ 𝛼₂𝑈𝑁_2𝑖+ 𝛼₃𝐼𝑁_3𝑖+ 𝛼₄𝐾𝐻<small>4𝑖</small>+ 𝑉<small>𝑖</small> thu được 𝑹_𝟏

* Kiểm định c p gi thuy ặ ả ết:

{^𝐻⁰^{: 𝑅}¹^{= 0} ^{(PSSSNN không đổi)} 𝐻<small>1</small>: 𝑅₁₂

> 0 (PSSSNN thay đổi) *Tiêu chu n kiẩ ểm định:

𝐹 = ^𝑅<small>1/(𝑘−1)</small>

<small>(1−𝑅</small>₁<small>)/(𝑛−𝑘)</small>~𝐹<small>(𝑘−1;𝑛−𝑘)</small>hoặ 𝐿𝑀 = 𝑛𝑅c ₁ <small>2</small>~𝜒<small>2(𝑘−1)</small> *Miền bác b t ng ng: ỏ ươ ứ

𝑊_𝛼= {𝐹: 𝐹 > 𝐹<small>𝛼</small>

<small>(𝑘−1;𝑛−𝑘)</small>} hoặc 𝑊<small>𝛼</small>= {𝐿𝑀: LM> 𝜒²_𝛼^(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 H<small>0</small>, ch p nh n gi thuyấ ậ ả ết H<small>0</small>. V y v i mậ ớ ức ý nghĩa 5% mơ hình gốc khơng có phương sai sai số thay đổi.

</div><span class="text_page_counter">Trang 9</span><div class="page_container" data-page="9">

𝐹 = ^𝑅¹²/(4 − 1)

(1 − 𝑅<small>12</small>)/(𝑛 − 4)^~𝐹^(3;𝑛−4)* Miền bác bỏ: 𝑊<small>0,05</small>= {𝐹: 𝐹 > 𝐹_0,05^(3;7)}

Tra bảng ta có: p-value=0.014874<0,05

* K t luế ận: Bác bỏ ả thuy t gi ế H<small>0</small>, ch p nhấ ận giả thuy t ế H<small>1</small>. V y v i m c ý ậ ớ ứnghĩa = 5%, mơ hình gốc có đa cộng tuyến cao.

5.2.Gi a t l <b>ữỉ ệ thấ</b>t nghi p và ki u h i(*) <b>ệềố</b>

</div><span class="text_page_counter">Trang 10</span><div class="page_container" data-page="10">

-Ước lượng mơ hình ban đầu thu được 𝑅<small>13</small>

-Hồi quy mơ hình có dạng: UNi= 𝜷_𝟏+𝜷_𝟐KHi+Vi

* Kiểm định c p gi thuy ặ ả ết:

{^𝐻⁰^{: Mơ hình gốc khơng có đa cộng tuyến}𝐻₁: Mơ h nh g c cì ố ó đa c ng tuyộ ến * Tiêu chu n kiẩ ểm định:

𝐹 = ^𝑅¹³/(4 − 1)

(1 − 𝑅<small>13</small>)/(𝑛 − 4)^~𝐹^(3;𝑛−4)* Miền bác bỏ: 𝑊<small>0,05</small>= {𝐹: 𝐹 > 𝐹_0,05^(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 H<small>0</small>, ch p nhận giả thuy t Hấ ế <small>0</small>. V y v i mậ ớ ức ý nghĩa = 5%, mơ hình gốc khơng có đa cộng tuy n. ế

5.3.Gi a ki u h i và l<b>ữềốạm </b>phát(*) -Ước lượng mơ hình ban đầu thu được 𝑅<small>14</small>

-Hồi quy mơ hình có dạng: INi= 𝜷<small>𝟏</small>+𝜷<small>𝟐</small>KHi+Vi

</div><span class="text_page_counter">Trang 11</span><div class="page_container" data-page="11">

* Kiểm định c p gi thuy ặ ả ết:

{^𝐻<small>0</small>: Mơ hình gốc khơng có đa cộng tuyến𝐻₁: Mơ h nh g c cì ố ó đa c ng tuyộ ến * Tiêu chu n kiẩ ểm định:

𝐹 = ^𝑅¹⁴/(4 − 1)

(1 − 𝑅<small>14</small>)/(𝑛 − 4)^~𝐹^(3;𝑛−4)* Miền bác bỏ: 𝑊_0,05= {𝐹: 𝐹 > 𝐹_0,05^(3;7)}

</div><span class="text_page_counter">Trang 12</span><div class="page_container" data-page="12">

𝐹 = (𝑅<small>22−</small>𝑅₁₂₎/(𝑝 − 1)

(1 − 𝑅 )/(𝑛 − 𝑘 − 𝑝 + 1)₂₂ ^~𝐹^{(𝑝−1;𝑛−𝑘−𝑝+1)}* Miền bác bỏ: 𝑊<small>𝛼</small>= {𝐹: 𝐹 > 𝐹_𝛼^{(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%, mơ hình gốc khơng thi u biế ến.

7, Ki<b>ểm đị</b>nh t <b>ự tương quan</b>

</div><span class="text_page_counter">Trang 13</span><div class="page_container" data-page="13">

- Ước lượng mơ hình ban đầu thu được e<small>i </small>

- Ước lượng mơ hình Breusch-Godfrey có dạng:

𝑒_𝒊= 𝜶<small>𝟏</small>+ 𝜶<small>𝟐</small>𝑼𝑵_𝟐𝒊+ 𝜶<small>𝒌</small>𝑰𝑵_𝟑𝒊+ +𝜶 𝑲𝑯<small>𝒌𝟒𝒊</small>+ 𝜶<small>𝒌+1</small>𝑒_𝒊−1+ ⋯ + 𝜶<small>𝒌+𝑝</small>𝒆_𝒊−𝑝+ 𝑉<small>𝒊</small> * Kiểm định cặp giả thuyết:

{^H⁰^{: Mơ hình gốc khơng}^có^{tự tương quan (𝛼}^𝑘+1^{= 𝛼}^𝑘+2^{= ⋯ = 𝛼}^𝑘+𝑝^{= 0)}H<small>1</small>: Mơ hình gốc có tự tương quan * Tiêu chuẩn kiểm định:

𝐹 = ^(𝑅<small>𝐵𝐺2−𝑅</small>₂<small>)/(𝑝)</small>

<small>(1−𝑅</small>_𝐵𝐾² <small>)/(𝑛−𝑝−𝑘</small>_𝐵𝐺<small>)</small>~𝐹<small>(𝑝; 𝑛−𝑝 −𝑘𝐵𝐺)</small> ặc ho 𝜒<small>2</small>= (𝑛 − 𝑝)𝑅₁ <small>2</small>~𝜒<small>2(𝑝)</small>

* Miền bác bỏ tương ứng: 𝑊<small>𝛼</small>= {𝐹: 𝐹 > 𝐹_𝛼^{(𝑝; 𝑛−𝑝 −𝑘}<small>𝐵𝐺)</small>

} hoặc 𝑊<small>𝛼</small>= {𝜒<small>2</small>: 𝜒<small>2</small>> 𝜒<small>2</small>_𝛼 ^(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%, mơ hình gốc khơng có t ự tương quan.

8, Ki<b>ểm đị</b>nh PSSSNN khơng 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

</div><span class="text_page_counter">Trang 14</span><div class="page_container" data-page="14">

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

* Kiểm định cặp giả thuyết:

{^𝐻<small>0</small>:Sai số ngẫu nhiên cóphân phối chuẩn 𝐻<small>1</small>:Sai số ngẫu nhiên khơng có phân ph chuẩnối

<b>* Tiêu chuẩn kiểm định: 𝐽𝐵 = 𝑛 (</b>^𝑆²

<small>24</small> ) ~𝜒<small>2(2)</small>

-V i K là h s ớ ệ ố nhọn, S là h s bệ ố ất đối xứng * Miền bác bỏ<b>: 𝑊</b><small>𝜶</small>= { |𝐽𝐵 𝐽𝐵> 𝜒<small>2</small>

<small>𝜶(2)</small>} Theo báo cáo trên ta có: JB=0.838277 𝜒_0,05²⁽²⁾ =5.9915

JB< 𝜒²⁽²⁾_0,05

* K t luế ận: Chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H<small>0</small>, ch p nhận giả thuy t Hấ ế <small>0</small>. V y U có phân ph i chu n ậ ố ẩ

</div>