Mô hình giúp chúng ta hiểu rõ hơn sự tác động của vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI – foreign direct investment), dân số ( POP – population) đến sự tăng trưởng kinh tế của Thái Lan, biểu hiện bằng tổng sản phẩm quốc dân – GDP trong vòng 38 năm kể từ năm 1970 đến năm 2007.
12 trang |
Chia sẻ: maiphuongdc | Lượt xem: 2472 | Lượt tải: 1
Bạn đang xem nội dung tài liệu Đề tài Tác động của FDI và POP đến chỉ số tăng trưởng của Thái Lan từ năm 1970 đến 2007, để tải tài liệu về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
BÀI TẬP LỚN
MÔN KINH TẾ LƯỢNG
Đặt vấn đề
Sau khi nghiên cứu về tăng trưởng kinh tế của các nước phát triển và các nước đang phát triển, những nhà kinh tế học đã phát hiện ra rằng, động lực của phát triển kinh tế phải được đi cùng trên 4 bánh xe, hay 4 nhân tố tăng trưởng kinh tế là nguồn nhân lực, nguồn tài nguyên, tư bản và công nghệ. Bốn nhân tố này khác nhau ở mỗi quốc gia và cách phối hợp giữa chúng cũng khác nhau đưa đến kết quả tương ứng. Trong các lý luận về tăng trưởng kinh tế, nhân tố vốn luôn được đề cập. Khi một nền kinh tế muốn tăng trưởng nhanh hơn, nó cần nhiều vốn hơn nữa. Nếu vốn trong nước không đủ, nền kinh tế này sẽ muốn có cả vốn từ nước ngoài, trong đó có vốn FDI.
Nội dung
Khái quát chung
Đề tài nghiên cứu về những tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế sẽ tập trung phân tích mức độ đóng góp của FDI đến GDP như thế nào bên cạnh các yếu tố cổ điển của tăng trưởng theo học thuyết tăng trưởng ngoại sinh là sự gia tăng về lao động trong một quốc gia được đánh giá có mức độ tăng trưởng như Thái Lan. Quá trình xem xét từ năm 1970 đến 2007.
Mô hình, phân tích tác động
Mô tả biến
Các biến đưa vào mô hình: GDP, FDI, POP
GDP: Tổng sản phẩm quốc dân (Tính theo triệu USD)
FDI: Đầu tư trực tiếp nước ngoài (Tính theo triệu USD)
POP: Dân số (Tính theo triệu người)
Bảng dưới đây là số liệu về dân số (POP), GDP và FDI của Thái Lan. Nguồn số liệu lấy từ dữ liệu của Ngân Hàng Thế giới
Quốc gia: Thái Lan (Thailand)
Yếu tố: GDP, FDI, POP
Năm lấy số liệu: 1970 -2007
Unit: Million
năm
GDP
FDI
POP
1970
7087
43
37
1971
7375
39
38
1972
8178
69
39
1973
10771
78
40
1974
13703
188
41
1975
14883
86
42
1976
16985
79
43
1977
19779
106
44
1978
24007
56
45
1979
27372
55
46
1980
32354
190
47
1981
34847
291
48
1982
36590
191
49
1983
40043
350
51
1984
41798
401
52
1985
38901
163
53
1986
43097
263
53
1987
50535
352
54
1988
61668
1105
55
1989
72251
1775
56
1990
85345
2444
57
1991
98234
2014
57
1992
111453
2113
58
1993
125009
1804
59
1994
144527
1366
60
1995
167896
2068
60
1996
181689
2336
61
1997
150891
3895
61
1998
111860
7315
61
1999
122338
6103
62
2000
122725
3366
62
2001
115536
5061
63
2002
126877
3335
64
2003
142640
5235
65
2004
161340
5860
65
2005
167799
8055
66
2006
198630
9004
67
2007
236615
9498
67
2. Ước lượng mô hình
Mức ý nghĩa α=5%
Dependent Variable: GDP
Method: Least Squares
Date: 03/26/10 Time: 14:07
Sample: 1970 2007
Included observations: 38
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
-191204.9
34447.45
-5.550625
0.0000
FDI
6.555897
2.328411
2.815610
0.0079
POP
4819.666
711.7456
6.771614
0.0000
R-squared
0.871864
Mean dependent var
83516.53
Adjusted R-squared
0.864542
S.D. dependent var
63957.19
S.E. of regression
23539.21
Akaike info criterion
23.04638
Sum squared resid
1.94E+10
Schwarz criterion
23.17566
Log likelihood
-434.8812
Hannan-Quinn criter.
23.09238
F-statistic
119.0736
Durbin-Watson stat
0.524460
Prob(F-statistic)
0.000000
(PRF) E(GDP/;) =
(SRF) = -191204.9 + 6.555897* + 4819.666*
Phân tích kết quả
Ý nghĩa kinh tế của các hệ số hồi quy
mà theo các lý thuyết kinh tế GDP tăng tỉ lệ thuận với tăng FDI và dân số, vì vậy các hệ số hồi quy có ý nghĩa kinh tế.
Kiểm định hàm hồi quy
Kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy
Phương pháp kiểm định bằng P-value
Kiểm định
Cặp giả thuyết:
Ta có P – value = 0 < 0.05 Bác bỏ H0 chấp nhận H1 có ý nghĩa thống kê
Kiểm định
Cặp giả thuyết:
Ta có P – value = 0.0079 < 0.05 Bác bỏ H0 chấp nhận H1 có ý nghĩa thống kê
Kiểm định
Cặp giả thuyết:
Ta có P – value = 0 < 0.05 Bác bỏ H0 chấp nhận H1 có ý nghĩa thống kê
Kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy mẫu (SRF)
Cặp giả thuyết:
Tiêu chuẩn kiểm định: F-statistic
F=
Wα=
Fqs= F-statistic = 119.0736 Wα => Bác bỏ H0, chấp nhận H1
Vậy hàm hồi quy mẫu là phù hợp.
R2=0.871864
Ý nghĩa: 2 biến độc lập FDI và POP giải thích được 87.1864% sự biến động của GDP
Kiểm định các khuyết tật của mô hình
Kiểm định Đa cộng tuyến
Thực hiện hồi quy phụ
FDI =
Dependent Variable: FDI
Method: Least Squares
Date: 03/26/10 Time: 15:45
Sample: 1 38
Included observations: 38
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
-10953.30
1657.472
-6.608436
0.0000
POP
245.5944
30.33281
8.096656
0.0000
R-squared
0.645515
Mean dependent var
2282.947
Adjusted R-squared
0.635668
S.D. dependent var
2791.468
S.E. of regression
1684.927
Akaike info criterion
17.74803
Sum squared resid
1.02E+08
Schwarz criterion
17.83422
Log likelihood
-335.2125
Hannan-Quinn criter.
17.77869
F-statistic
65.55584
Durbin-Watson stat
0.397459
Prob(F-statistic)
0.000000
R2=0.645515
Kiểm định R2 ở đây tương đương với kiểm định
Cặp giả thuyết:
Phương pháp kiểm định P-value
P-value = 0 Bác bỏ H0, chấp nhận H1 => Mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến
Khắc phục:
Bỏ biến FDI ra khỏi mô hình. Mô hình còn lại là
(PRF) E(GDP/) =
Ước lượng mô hình mới:
Dependent Variable: GDP
Method: Least Squares
Date: 03/26/10 Time: 15:54
Sample: 1 38
Included observations: 38
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
-263013.6
25285.66
-10.40169
0.0000
POP
6429.757
462.7441
13.89484
0.0000
R-squared
0.842841
Mean dependent var
83516.53
Adjusted R-squared
0.838475
S.D. dependent var
63957.19
S.E. of regression
25704.51
Akaike info criterion
23.19792
Sum squared resid
2.38E+10
Schwarz criterion
23.28410
Log likelihood
-438.7604
Hannan-Quinn criter.
23.22858
F-statistic
193.0667
Durbin-Watson stat
0.282400
Prob(F-statistic)
0.000000
Ta có mô hình mới:
(SRF) = -236013.6 + 6429.757*
Sau khi bỏ biến, mô hình đã khắc phục được hiện tượng đa cộng tuyến.
Kiểm định PSSS thay đổi
Thực hiện kiểm định White
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic
3.865702
Prob. F(5,32)
0.0075
Obs*R-squared
14.30946
Prob. Chi-Square(5)
0.0138
Scaled explained SS
16.91848
Prob. Chi-Square(5)
0.0047
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 03/26/10 Time: 16:02
Sample: 1 38
Included observations: 38
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
3.07E+10
1.03E+10
2.984884
0.0054
FDI
5700319.
1781808.
3.199177
0.0031
FDI^2
169.9055
51.51295
3.298306
0.0024
FDI*POP
-119625.8
35224.54
-3.396092
0.0018
POP
-1.40E+09
4.47E+08
-3.125841
0.0038
POP^2
15749791
4805093.
3.277729
0.0025
R-squared
0.376565
Mean dependent var
5.10E+08
Adjusted R-squared
0.279153
S.D. dependent var
8.63E+08
S.E. of regression
7.33E+08
Akaike info criterion
43.80748
Sum squared resid
1.72E+19
Schwarz criterion
44.06605
Log likelihood
-826.3421
Hannan-Quinn criter.
43.89948
F-statistic
3.865702
Durbin-Watson stat
1.309776
Prob(F-statistic)
0.007473
Kiểm định X2
Cặp giả thuyết:
TCKD X2 = n*R2
Wα =
X2qs =14.30946 Wα => Bác bỏ H0, chấp nhận H1 => Mô hình có hiện tượng PSSS thay đổi
Kiểm định tự tương quan
Thực hiện kiểm định Durbin-Watson
n= 38; k’ = 2
Durbin-Watson stat =
0.524460
dL = 1.373
dU = 1.594
Ta thấy 0<d< dL
Vậy mô hình mắc phải khuyết tật tự tương quan dương bậc 1
Khắc phục
Sử dụng phương trình sai phân tổng quát
Ước lượng mô hình
Dependent Variable: GDP-0.23777*GDP(-1)
Method: Least Squares
Date: 03/26/10 Time: 16:32
Sample (adjusted): 2 38
Included observations: 37 after adjustments
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
-168964.1
30608.60
-5.520151
0.0000
FDI-0.23777*FDI(-1)
5.093534
2.408321
2.114973
0.0418
POP-0.23777*POP(-1)
5436.302
812.7762
6.688560
0.0000
R-squared
0.948938
Mean dependent var
66708.31
Adjusted R-squared
0.840052
S.D. dependent var
49803.72
S.E. of regression
19918.24
Akaike info criterion
22.71426
Sum squared resid
1.35E+10
Schwarz criterion
22.84488
Log likelihood
-417.2139
Hannan-Quinn criter.
22.76031
F-statistic
95.53664
Durbin-Watson stat
1.625683
Prob(F-statistic)
0.000000
du mô hình đã khắc phục hiện tượng tự tương quan
Kết luận
Mô hình giúp chúng ta hiểu rõ hơn sự tác động của vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI – foreign direct investment), dân số ( POP – population) đến sự tăng trưởng kinh tế của Thái Lan, biểu hiện bằng tổng sản phẩm quốc dân – GDP trong vòng 38 năm kể từ năm 1970 đến năm 2007.
Qua đó chúng ta có thể nhận thấy rằng :
Một nền kinh tế muốn có những chỉ số tăng trưởng ấn tượng thì ngoài việc khai thác tiềm năng trong nước thì tác động của vốn đầu tư nước ngoài đến sự tăng trưởng kinh tế là vô cùng quan trọng, nó không chỉ giúp khắc phục những điểm yếu về nguồn nội lực trong nước mà còn có khả năng thúc đẩy, khai thác và tận dụng nguồn ngoại lực bên ngoài. Điều này sẽ giúp nền kinh tế phát triển cân đối và toàn diện.
Vấn đề dân số cũng là một nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến sự phát triển kinh tế. Cụ thể trong mô hình chúng ta đã giả định rằng xã hội luôn ở trạng thái toàn dụng nhân công. Mặc dù điều này không đúng trong thực tế nhưng một quốc gia với lực lượng lao động đông đảo cũng giúp thúc đẩy phát triển kinh tế, đặc biệt là ở những ngành nghề cần nhiều lao động.
Việc xây dựng và kiểm định mô hình là hoàn toàn đúng với hoản cảnh thực tế của Thái Lan trong giai đoạn 1970 – 2007. Và thực tế đã chứng minh được rằng những phân tích về tác động của vốn đầu tư nước ngoài và dân số ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế của Thái Lan là hoàn toàn phù hợp với thực tiễn.
Mục đích
Qua việc phân tích mô hình trên chúng ta thấy được sự ứng dụng thực tế của môn học kinh tế lượng trong việc phân tích các hiện tượng kinh tế xã hội, cụ thể ở đây là tác động của FDI và POP đến chỉ số tăng trưởng của Thái Lan trong mô hình. Mặc dù mô hình còn mắc những khuyết tật cơ bản mà những mô hình kinh tế lượng thường gặp phải trong việc thu thập số liệu và chọn dạng hàm nhưng mô hình đã chỉ ra được những hiện tượng, sự tác động lẫn nhau của các vấn đề kinh tế xã hội.
Các file đính kèm theo tài liệu này:
- Pht hi7879n v cc kh7855c ph7909c hi7879n t4327907ng t7921.doc