Thông tin tài liệu
MỤC LỤC CHƯƠNG 1: LỜI NÓI ĐẦU .2 1.1 Giới thiệu khái quát đề tài nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu .2 CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Lý thuyết phân tích hồi quy 2.1.1 Mơ hình hồi quy nhiều biến: .3 2.1.1 Ước lượng phương pháp bình phương nhỏ 2.1.2 Khoảng tin cậy kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy 2.1.3 Kiểm định giả thuyết đồng thời 2.1.4 Phân tích hồi quy dự báo .7 2.2 Các khuyết tật mơ hình .7 2.2.1 Hiện tượng phương sai sai số thay đổi .7 2.2.2 Tự tương quan 13 2.2.3 Đa cộng tuyến 16 2.2.4 Tính phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên 19 CHƯƠNG 3: VẬN DỤNG .20 3.1 Xây dựng mơ hình hồi quy: .20 3.1.1 Bảng số liệu: 20 3.1.2 Mơ hình hồi quy mẫu: 22 3.2 Phát khắc phục khuyết tật mơ hình: 22 3.2.1 Phương sai sai số thay đổi: .22 3.2.2 Đa cộng tuyến: 25 3.3 Mơ hình hồi quy mẫu sau khắc phục tượng: 27 3.4 Ước lượng hệ số hồi quy: 28 3.5 Kiểm định hệ số hồi quy: 29 3.6 Kiểm định giả thuyết đồng thời: .30 3.7 Dự báo mơ hình: .31 CHƯƠNG 4: KẾT LUẬN 33 LỜI CẢM ƠN 34 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com CHƯƠNG 1: LỜI NÓI ĐẦU 1.1 Giới thiệu khái quát đề tài nghiên cứu Nghiên cứu nhân tố tác động đến tổng chi tiêu hàng tháng sinh 1.2 1.3 viên Đại học Thương Mại Xuất phát từ thực tế nay, nhu cầu mức chi tiêu cho đời sống sinh viên ngày tăng Bài toán cân đối chi tiêu sinh viên vấn đề quan tâm Do đó, nhóm thực đề tài nghiên cứu với mong muốn giúp sinh viên có nhìn tồn diện để đảm bảo chi tiêu cách hợp lý khoa học Mục tiêu nghiên cứu Chỉ yếu tố tác động đến tổng chi tiêu hàng tháng sinh viên Giải thích mối quan hệ yếu tố tác động đến tổng chi tiêu hàng tháng sinh viên Đo lường mức độ tác động yếu tố, thể yếu tố yếu tố tác động tới tổng chi tiêu hàng tháng sinh viên Đưa mơ hình hồi quy, từ kết luận đưa giải pháp giúp sinh viên có kế hoạch chi tiêu hợp lý Đối tượng phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: Các nhân tố tác động đến tổng chi tiêu trung bình hàng tháng sinh viên Đại học Thương Mại Phạm vi nghiên cứu: + Phạm vi không gian: Trường Đại học Thương Mại với sinh viên từ năm đến năm + Phạm vi thời gian: Tháng năm 2019 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Lý thuyết phân tích hồi quy 2.1.1 Mơ hình hồi quy nhiều biến: Mơ hình hồi quy tổng thể (PRF) Hàm hồi quy mẫu (SRF) Yi= β 1+ β2 X i + β X 3i + …+ β k X ki +U i Y^i= β^1 + ^ β X 2i +…+ ^ β k X ki Yi: giá trị biến phụ thuộc Y Y^i: Ước lượng Y^i E(Y/Xij),( j=2 , k , i=1 , n ) β 1: hệ số chặn β j : Ước lượng hệ số hồi ^ quy tổng thể β j , (j = , k ) β j : hệ số biến giải thích ( j=2 , k ) U i: sai số ngẫu nhiên Các giả tiết mơ hình hồi quy nhiều biến X j ( j=2 , k ) biến ngẫu nhiên, giá trị chúng Các biến giải thích ^ xác định Kỳ vọng tốn sai số ngẫu nhiên Uj không E (Uj) = E (X/Uj) = với ∀ i Cov (Ui, Uj) = E (Ui,Uj) = δ , ∀ i= j 0,∀ i≠ j { Hạng ma trận X k: rg (X) = k Giả thiết có nghĩa biến Xj khơng có tượng cộng tuyến hay cột ma trận X độc lập tuyến tính Uj ~ N (0, δ 2) Phương pháp bình phương nhỏ ¿ β 1+ ^ β 2X i + u i Ŷi = ^ ¿ β ^ β 2là ước lượng không chệch hệ số hồi quy β1 β2 ui Trong đó, ^ hệ số không chệch sai số ui TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com Các tính chất ước lượng OLS Đường hồi quy qua điểm trung bình ( Y , X 2,…, X k), tức Y =^ β 1+ ^ β2 X i +…+ β^k X ki Giá trị trung bình giá trị Y i xác định theo hàm hồi quy mẫu n giá trị trung bình biến phụ thuộc, tức Y^ = ∑ Ŷi = Y Tổng phần dư hàm hồi quy mẫu 0: ∑ei = Các phần dư ei không tương quan với Ŷi tức ∑eiŶi = Các phần dư ei không tương quan với Xji tức ∑eiXji = (j = ) βj Với giả thiết MHHQ tuyến tính cổ điển ước lượng bình phương nhỏ ^ ước lượng hiệu βj ( với j = ) 2.1.1 Ước lượng phương pháp bình phương nhỏ e1 e i= e2 ; Y = … en Y1 Y Y^ = ; … Yn Y^ Y^ … Y^ n () () () e i=Y −Y^ =Y −X ^β ; Y^ = X ^β n Tìm ^β cho ∑ ei → i=1 −1 T T ^β=( X X ) ( X Y )= |X T X| ~T ~ T (X X )( X Y ) T~ Trong đó, (~ X X) ma trận phụ hợp ma trận ( X T X ) A 11 … A K T~ (~ X X )= A12 … A K … … … A1 K … A K ( ) TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com n ( n n n ∑ X ki i=1 ∑ X 2i n X ( X T X )= i=1 ∑ 2i … i=1 … n ∑ X ki i=1 n ∑ X ki … ni=1 …∑ X X 2i ki … i=1 … … n ∑ X i X ki i=1 ∑ X 2ki i=1 ) n ∑ Yi () i=1 n ( X T Y )= ∑ Y i X2i i=1 n … ∑ Y i X ki i=1 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com 2.1.2 Khoảng tin cậy kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy 2.1.2.1 Khoảng tin cậy hệ số hồi quy n - 2 δ =δ^ = ∑ e2i T e e i=1 = n−k n−k - δ2 Se ( ^ β j ) = Var ( ^ β j ) = T c jj X X - Cov ( ^ β j )=δ X T X −1 - Var ( ^ β j ) =δ cij √ β j ~ N (^ β j , Var ( ^ β j )), với j =1 , k Do δ chưa biết mà phải thay ước lượng ^ không chênh lệch δ^ nên XDTK : T = ^ β j−β j ~ T (n-k), j = , k se ( ^ β) j Từ đó, khoảng tin cậy đối xứng β j với mức ý nghĩa α là: ( n−k ) ( n−k ) β j – T α se ( ^ β j ); ^ β j + T α se ( ^ β j )} {^ 2 2.1.2.2 Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy tổng thể Bài toán: Với mức ý nghĩa α Kiểm định giả thuyết βj theo toán sau: Bài toán { Bài toán H : β j=β 0j H1 : β j ≠ β j { Bài toán H : β j=β 0j H : β j> β j { H : β j=β 0j H : β j< β j Giải: Cách 1: Chọn tiêu chuẩn kiểm định: ^β −β j j T= ^ se ( β ) j Nếu H T T (n−k ) Với mức ý nghĩa α TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com Bài toán Bài toán Bài toán t α (n−k) t α(n−k) t α(n−k) Xác định phân vị P ¿)¿ α Miền bác W α = t :|t|>t α (n−k) bỏ H { (n−k) P ( T >t α )=α W α =¿ } {t :t>t α (n−k ) } (n−k) P ( T j TCKĐ: F= { { R n−k Ho F 1−R k−1 ( k−1 ,n−k ) Miền bác bỏ: Wα = { f tn : f tn > f α F (k−1 ,n−k ) } Nếu f tn ∈W α => Bác bỏ H0, chấp nhân H1 2.1.4 Phân tích hồi quy dự báo 2.1.4.1 Dự báo giá trị trung bình Với độ tin cậy γ cho trước, dự báo giá trị trung bình Y: β1+ ^ β X 20 + + ^ βk Xk Ước lượng điểm E (Y / X0) là: Y^0= X T0 ^β= ^ Xây dựng thống kê: T = Y^0−E ( Y / X ) ( n−k ) T se ( Y^0 ) ^ ( n−k ) ^ ^ (n−k ) ^ Khoảng tin cậy E (Y/X0) là: Y 0−t α se ( Y ) ; Y +t α se ( Y 0) ( 2.1.4.2 2 ) Dự báo giá trị cá biệt Với độ tin cậy γ cho trước, ta cần dự báo giá trị cá biệt Y Y biến độc lập X2, X3, …, Xk nhận giá trị tương ứng X20, X30,…, Xk0 β1+ ^ β X 20 + + ^ βk X k Ước lượng điểm Y0 là : Y^0= X T0 ^β= ^ Xây dựng thống kê: T= Y 0−Y^0 ( n−k ) T se ( Y 0−Y^0 ) Khoảng tin cậy Y0 là: (Y^ −t 2.2 ( n−k ) α se ( Y^0−Y ) ; Y^0+ t (αn−k ) se ( Y^0−Y 0) ) Các khuyết tật mơ hình 2.2.1 Hiện tượng phương sai sai số thay đổi 2.2.1.1 - Bản chất Vi phạm giả thiết : Var ( U i )=σ (∀ i ) TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com - Tức Var ( U i )=σ i (∀ i) 2.2.1.2 Nguyên nhân - Do chất mối quan hệ biến kinh tế - Do kỹ thuật thu nhập xử lí số liệu - Do người học hành vi khứ - Một ngun nhân khác mơ hình định dạng sai, mơ hình hồi quy khơng - Đúng (dạng hàm sai, thiếu biến quan trọng, chuyển đổi liệu không đúng) 2.2.1.3 Hậu - Các ước lượng bình phương nhỏ (OLS) ước lượng tuyến tính khơng chệch khơng cịn hiệu - Kết toán ước lượng kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy khơng cịn đáng tin cậy (các khoảng tin cậy kiểm định giả thuyết thông thường dựa phân phối t F không đáng tin cậy Do vậy, áp dụng kỹ thuật kiểm định giả thuyết thông thường cho kết sai) - Kết dự báo khơng cịn hiệu sử dụng ước lượng OLS có phương sai khơng nhỏ 2.2.1.4 Phát hiện tượng phương sai sai số thay đổi Phương pháp đồ thị phần dư Ước lượng mơ hình hồi quy gốc thu e i → e i Vẽ đồ thị e i theo chiều tăng Xij (hoặc Y^i ) Nhận xét: Nếu Xij biến động mà e i biến động tăng, giảm theo dạng hình b, c, d, e mơ hình có phương sai sai số thay đổi, cịn mơ hình a thi phương sai sai số TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com Kiểm định Park Park đưa giả thiết σ 2i =σ X iβ e v i ln σ i =ln σ + β ln X i +v i Vì thường σ 2i chưa biết nên thay ước lượng e 2i 2 ln e i = ln σ + β ln X i + vi Bước 1: Ước lượng hồi quy gốc để thu phần dư e i Bước 2: Ước lượng hồi quy ln e i = β 1+ β2 ln X ji + v i Nếu có nhiều biến giải thích ước lượng hồi quy với biến giải thích với Y^ i { H : β 2=0 H : PSSS khơng TĐ H : PSSS có TĐ Bước 3: Kiểm định giả thiết H : β ≠ { Nếu H 0bị bác bỏ kết luận có phương sai sai số thay đổi Tiêu chuẩn kiểm định: 10 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com Y 2.2 2.5 2.4 2.5 2.5 2.5 3.5 1.9 2.5 2.8 1.5 3.5 2.2 3.5 3.2 2.4 2.5 2.5 2.5 3.5 1.9 2.5 2.8 1.5 3.5 2.2 3.5 3.2 X 2.2 2.5 2.5 1.2 2.5 2.5 2.5 4.5 2.5 3.5 3 3.5 6 5.5 4 2.5 1.2 2.5 2.5 2.5 4.5 2.5 3.5 3 3.5 6 5.5 Z 1.4 0.6 0.75 0.9 0.9 0.9 0.8 0.7 0.8 1.2 0.8 1.5 1 0.6 0.6 0.75 0.9 0.9 0.9 0.8 0.7 0.8 1.2 0.8 1.5 1 0.6 T 1.2 0.7 0.3 1.5 2.5 0.6 0.8 1.2 0.8 1.2 0.5 1.2 1.5 2 1.5 0.7 0.3 1.5 2.5 0.6 0.8 1.2 0.8 1.2 0.5 1.2 1.5 2 1.5 Bảng 3.1 Trong đó: Y tổng chi tiêu (triệu đồng/tháng) X tổng thu nhập (triệu đồng/tháng) Z tổng chi cho tiền thuê trọ (triệu đồng/tháng) 22 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com T tổng chi cho tiền ăn uống (triệu đồng/tháng) Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis Jarque-Bera Probability Sum Sum Sq Dev Observations Y 2.754762 2.500000 6.000000 1.000000 1.023433 1.300180 5.812443 25.67549 0.000003 115.7000 42.94405 42 X 3.764286 3.500000 7.000000 1.200000 1.524886 0.582065 2.359147 3.090307 0.213279 158.1000 95.33643 42 Z 0.840476 0.900000 2.000000 0.000000 0.466335 0.090621 3.771821 1.099974 0.576957 35.30000 8.916190 42 T 1.161905 1.000000 2.500000 0.300000 0.525428 0.804941 3.382368 4.791375 0.091110 48.80000 11.31905 42 Bảng 3.2 Thông kê mô tả biến số mơ hình nghiên cứu bảng 3.2 với giá trị liệt kê giá trị trung bình (mean), giá trị lớn (maximum), giá trị nhỏ (minimum), độ lệch chuẩn (Std Dev.), độ nghiêng (Skewness), độ nhọn (Kurtosis), tổng bình phương phần dư (Sum Sq Dev)… Từ bảng ta thấy tổng chi tiêu hàng tháng sinh viên cao triệu đồng, thấp triệu đồng trung bình chi tiêu hàng tháng 2,754762 triệu đồng Tổng thu nhập hàng tháng sinh viên cao triệu thấp 1,2 triệu đồng, trung bình thu nhập hàng tháng 3,764286 triệu đồng Tổng chi tiêu cho tiền trọ hàng tháng sinh viên cao triệu đồng, thấp triệu đồng, bạn có nhà gần trường nhà người thân Tổng chi cho ăn uống lớn 2.5 triệu đồng, nhỏ 0,3 triệu đồng, trung bình 1,161905 triệu đồng Như nhìn vào số lớn số liệu trung bình thấy, mức chi tiêu hàng tháng sinh viên cao Các nhân tố đưa có khả tác động đến biến giải thích 3.1.2 Mơ hình hồi quy mẫu: Dependent Variable: Y Method: Least Squares 23 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com Date: 07/08/20 Time: 21:14 Sample: 42 Included observations: 42 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C X Z T 0.820123 0.247770 -0.431251 1.174294 0.190374 0.105564 0.165660 0.288376 4.307964 2.347116 -2.603233 4.072099 0.0001 0.0242 0.0131 0.0002 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.840262 Mean dependent var 0.827651 S.D dependent var 0.424877 Akaike info criterion 6.859791 Schwarz criterion -21.54357 Hannan-Quinn criter 66.62991 Durbin-Watson stat 0.000000 2.754762 1.023433 1.216361 1.381853 1.277020 1.935664 Bảng 3.3: Kết phân tích hồi quy Mơ hình hồi quy mẫu: Y^i=0,82013+ 0,24777 X i−0,43125 Z i+1,17429 T i 3.2 Phát khắc phục khuyết tật mơ hình: 3.2.1 Phương sai sai số thay đổi: a Phát hiện tượng phương sai sai số thay đổi Sử dụng Kiểm định White Với mức ý nghĩa α=0.05 BTKĐ { H : M h ìn h k h ng có h i ệ n t ượ ng phương sai sai số t h ay đổ i H : M h ìn h c ó h i ệ n t ượ ng phương sai sai số t h ay đổ i 24 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com Kết eview: Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 2.421154 Prob F(9,32) 17.01412 Prob Chi-Square(9) 9.140642 Prob Chi-Square(9) 0.0317 0.0485 0.4244 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 07/08/20 Time: 22:06 Sample: 42 Included observations: 42 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C X^2 X*Z X*T X Z^2 Z*T Z T^2 T 0.166878 -0.060622 0.006952 0.338855 0.091496 -0.128038 0.013549 0.173773 -0.329320 -0.515843 0.410020 0.079125 0.142848 0.441847 0.206352 0.198008 0.347916 0.280659 0.708607 0.518928 0.407000 -0.766149 0.048666 0.766905 0.443398 -0.646629 0.038943 0.619158 -0.464743 -0.994055 0.6867 0.4492 0.9615 0.4488 0.6605 0.5225 0.9692 0.5402 0.6453 0.3277 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.405098 Mean dependent var 0.237782 S.D dependent var 0.165348 Akaike info criterion 0.874876 Schwarz criterion 21.70279 Hannan-Quinn criter 2.421154 Durbin-Watson stat 0.031724 0.163328 0.189391 -0.557276 -0.143545 -0.405627 2.205911 Bảng 3.4 Từ bảng Eviews, ta thấy: Thống kê F-statistic có P_value=0.0317 ), ta được: Y 082012 24777 X i 43125 Z i 17429 T i U i = + − + + 1 1 1 √X √X √X √X √X √X Var ( Mơ hình có Ui √X )=σ Y Trong đó, biến phụ thuộc : √ X Các biến độc lập là: X √X , Z √X , T √X Kết thực eview: Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 07/09/20 Time: 14:44 Sample: 42 IF X0 Included observations: 42 Weighting series: 1/SQR(X) Weight type: Inverse standard deviation (EViews default scaling) Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C X Z T 0.778004 0.268214 -0.322072 1.065335 0.175560 0.094190 0.146003 0.269646 4.431557 2.847584 -2.205926 3.950862 0.0001 0.0071 0.0335 0.0003 Weighted Statistics R-squared 0.840141 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.827521 S.D dependent var S.E of regression 0.394251 Akaike info criterion Sum squared resid 5.906476 Schwarz criterion Log likelihood -18.40139 Hannan-Quinn criter F-statistic 66.57005 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000000 Weighted mean dep 2.586247 0.557489 1.066733 1.232225 1.127393 2.001042 2.416046 Unweighted Statistics R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Durbin-Watson stat 0.836478 Mean dependent var 0.823568 S.D dependent var 0.429881 Sum squared resid 2.091917 2.754762 1.023433 7.022313 Bảng 3.5 26 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com Thực kiểm định White để kiểm tra lại mơ hình cịn xảy tượng phương sai sai số hay không Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 1.286439 Prob F(9,32) 11.15871 Prob Chi-Square(9) 0.2821 0.2650 5.967957 Prob Chi-Square(9) 0.7431 Bảng 3.6 Từ bảng Eveiw ta thấy: Thống kê F-statistic có P _value =0.2821>0.05 Chấp nhận H , bác bỏ H Mơ hình khơng cịn tượng phương sai sai số thay đổi Kết luận: Vậy mơ hình khắc phục thành công tượng phương sai sai số thay đổi 3.2.2 Đa cộng tuyến: Sau chạy Eview ta thu kết sau: Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 07/09/20 Time: 14:44 Sample: 42 IF X0 Included observations: 42 Weighting series: 1/SQR(X) Weight type: Inverse standard deviation (EViews default scaling) Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C X Z T 0.778004 0.268214 -0.322072 1.065335 0.175560 0.094190 0.146003 0.269646 4.431557 2.847584 -2.205926 3.950862 0.0001 0.0071 0.0335 0.0003 Weighted Statistics R-squared 0.840141 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.827521 S.D dependent var S.E of regression 0.394251 Akaike info criterion Sum squared resid 5.906476 Schwarz criterion Log likelihood -18.40139 Hannan-Quinn criter F-statistic 66.57005 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000000 Weighted mean dep 2.586247 0.557489 1.066733 1.232225 1.127393 2.001042 2.416046 Unweighted Statistics R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Durbin-Watson stat 0.836478 Mean dependent var 0.823568 S.D dependent var 0.429881 Sum squared resid 2.091917 2.754762 1.023433 7.022313 Bảng 3.5 27 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com Nhận thấy R = 0.840141 >0.8 => R cao |t|>2 Vậy chưa có kết luận tượng đa cộng tuyến mơ hình Phát hiện tượng cộng tuyến dựa vào tương quan biến độc lập: X Z T X 1.000000 0.367709 0.880454 Z 0.367709 1.000000 0.154764 T 0.880454 0.154764 1.000000 Nhận thấy hệ số tương quan cặp biến X,T : |r (X, T)| =0.880454 >0.8 => mơ hình có xảy đa cộng tuyến X T Kết luận: Mơ hình có tượng đa cộng tuyến Khắc phục đa cộng tuyến( phương pháp lấy sai phân cấp 1) Ta có mơ hình ban đầu: Y i=β + β X i+ β Z i + β T i Phương trình với i với i-1 Y i−1=β + β X i−1 + β Z i−1+ β T i−1 Y i−Y i −1 =β2 ( X i −X i−1 ) + β ( Z i−Zi−1 ) + β (T i −T i−1 ) Lấy sai phân cấp y i=Y −Y i−1 x i=X −X i−1 z i=Z−Z i−1 t i=T −T i−1 Bảng lấy sai phân cấp sau khắc phục : Dependent Variable: Y-Y(-1) Method: Least Squares Date: 07/12/20 Time: 08:17 Sample: 42 IF X0 Included observations: 41 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob 28 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com C X-X(-1) Z-Z(-1) T-T(-1) -0.012392 0.385139 -0.566109 1.176734 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.084799 0.092781 0.143855 0.281598 -0.146131 4.151065 -3.935265 4.178770 0.872213 Mean dependent var 0.861852 S.D dependent var 0.542693 Akaike info criterion 10.89708 Schwarz criterion -31.01239 Hannan-Quinn criter 84.18177 Durbin-Watson stat 0.000000 0.8846 0.0002 0.0004 0.0002 0.024390 1.460099 1.707922 1.875099 1.768798 2.711025 Bảng 3.7 Bảng kiểm tra lại tương quan biến: X-X(-1) Z-Z(-1) T-T(-1) X-X(-1) 1.000000 0.124885 0.755532 Z-Z(-1) 0.124885 1.000000 -0.296198 T-T(-1) 0.755532 -0.296198 1.000000 |r ( xi , ti )|=0,755532 < 0,8 => Mơ hình khơng cịn đa cộng tuyến X T 3.3 Mơ hình hồi quy mẫu sau khắc phục tượng: Mơ hình hồi quy tổng thể Y^i=−0.012392+ 0.385139 X i−0.566109 Zi +1.176734 T i +U i Mơ hình hồi quy mẫu Y^i=−0.012392+ 0.385139 X i−0.566109 Zi +1.176734 T i +e i R2=0.872213: cho biết biến độc lập giải thích 87.2213 % biến động biến phụ thuộc Ý nghĩa hệ số hồi quy mẫu ^β 2=¿ : 0.385139 :Khi tổng chi tiêu cho tiền trọ tổng chi tiêu cho ăn uống không đổi, tổng thu nhập tăng lên triệu / tháng tổng chi tiêu trung bình tăng lên 0.385139 triệu đồng 29 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com ^ β 3=−0.566109 : Khi tổng thu nhập tổng chi tiêu cho ăn uống không đổi, tổng chi tiêu cho tiền trọ tăng lên triệu đồng/ tháng tổng chi tiêu trung bình giảm 0.566109 triệu đồng ^ β =1.176734 : Khi tổng thu nhập tổng chi cho tiền trọ không đổi, tổng chi tiêu cho ăn uống tăng lên triệu đồng/tháng tổng chi tiêu trung bình tăng lên 1.176734 triệu 3.4 Ước lượng hệ số hồi quy: Bài toán: Với độ tin cậy 95%, ước lượng hệ số hồi quy Ước lượng β j Chọn thống kê: T= β^ j−β j T (n−k) ( j=1 , k ) Se ( ^β ) j Khoảng tin cậy β j ( ^β −t (n −k) Se ( ^β ) ; ^β +t (n−k) Se ( ^β ) j α j j α j 2 ) Với độ tin cậy 95%, ta có kết eviews: Coefficient Confidence Intervals Date: 07/12/20 Time: 11:45 Sample: 42 IF X0 Included observations: 41 95% CI Variable Coefficient Low High C -0.012392 -0.184210 0.159427 X-X(-1) 0.385139 0.197147 0.573130 Z-Z(-1) -0.566109 -0.857587 -0.274630 T-T(-1) 1.176734 0.606162 1.747306 Bảng3.8 30 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com Dựa vào bảng kết trên, ta có: Ước lượng β : Khoảng tin cậy β 2: (0.197147; 0.573130) Với độ tin cậy 95%, ta nói tổng chi tiêu cho tiền trọ chi tiêu cho ăn uống không thay đổi, tổng thu nhập sinh viên tăng lên triệu đồng tổng chi tiêu trung bình giảm nhiều 0.197147 triệu đồng tăng nhiều 0.573130 triệu đồng Ước lượng β 3: Khoảng tin cậy β 3: (-0.857587; -0.274630) Với độ tin cậy 95%, ta nói rằng, tổng thu nhập tổng chi tiêu cho ăn uống không thay đổi, tổng chi tiêu cho tiền trọ tăng lên triệu đồng tổng chi tiêu trung bình giảm nhều 0.857587 triệu đồng giảm 0.026504 triệu đồng Ước lượng β : Khoảng tin cậy β ; (0.606162; 1.747306) Với độ tin cậy 95%, ta nói rằng, tổng thu nhập tổng chi tiêu cho tiền trọ không thay đổi, tổng chi tiêu cho ăn uống tăng lên triệu đồng tổng chi tiêu trung bình giảm nhiều 0.606162 triệu đồng tăng nhiều 1.747306 triệu đồng 3.5 Kiểm định hệ số hồi quy: a, Bài toán: Với mức ý nghĩa 5%, kiểm định giả thuyết: tổng thu nhập khơng ảnh hưởng đến tổng chi tiêu trung bình sinh viên { H : β 2=0 Với mức ý nghĩa 5%, ta cần kiểm định: H : β ≠ Dựa vào bảng : Ta có P-value β = 0.0002 < 0.05 => Bác bỏ H0, chấp nhận H Tức hệ số β có ý nghĩa thống kê Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, ta nói tổng thu nhập có ảnh hưởng đến tổng chi tiêu trung bình sinh viên 31 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com b, Bài toán: Với mức ý nghĩa 5%, kiểm định giả thuyết: tổng chi cho tiền trọ không ảnh hưởng đến tổng chi tiêu trung bình sinh viên { H : β 3=0 Với mức ý nghĩa 5%, ta cần kiểm định: H : β ≠ Dựa vào bảng : Ta có P-value β = 0.0004 < 0.05 => Bác bỏ H0, chấp nhận H Tức hệ số β có ý nghĩa thống kê Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, ta nói tổng chi cho tiền trọ có ảnh hưởng đến tổng chi tiêu trung bình sinh viên c, Bài tốn: Với mức ý nghĩa 5%, kiểm định giả thuyết: tổng chi cho ăn uống không ảnh hưởng đến tổng chi tiêu trung bình sinh viên { H : β =0 Với mức ý nghĩa 5%, ta cần kiểm định: H : β ≠ Dựa vào bảng : Ta có P-value β = 0.0002 < 0.05 => Bác bỏ H0, chấp nhận H Tức hệ số β có ý nghĩa thống kê Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, ta nói tổng chi cho ăn uống có ảnh hưởng đến tổng chi tiêu trung bình sinh viên 3.6 Kiểm định giả thuyết đồng thời: Bài toán: Với mức ý nghĩa α=0.05, kiểm định giả thuyết tất biến độc lập X,Z,T không ảnh hưởng tới biến phụ thuộc Y { H : β 2=β 3=β =0 Bài toán cần kiểm định: H :∃ í t nh ấ t m ộ t β ≠0 j ⇔ H : R2=0 H : R >0 { Dựa vào bảng , ta thấy Với thống kê F (Prob(F-statistic)), ta có, giá trị p-value=0,000000 Với mức ý nghĩa α=0,05, ta thấy: α = 0,05 > p-value = 0,000000 → Bác bỏ H 0, chấp nhận H Kết luận : Vậy, với mức ý nghĩa 5%, ta nói rằng, yếu tố tổng thu nhập, tổng chi cho tiền trọ tổng chi cho ăn uống có ảnh hưởng đến tổng chi tiêu trung bình tháng sinh viên 32 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com 3.7 Dự báo mơ hình: Bài tốn: Với đợ tin cậy 95%, hãy dự báo tổng chi tiêu trung bình sinh viên tháng với tổng thu nhập 4,6 triệu đồng/tháng, tổng chi tiêu cho tiền trọ triệu đồng/tháng, tổng chi cho ăn uống triệu đồng/tháng 4,6 Với độ tin cậy γ=0,95 ,dự báo R ( Y { X ¿ ¿ o ) , với X = () (38) Ta có: n = 42; k = => n - k = 38 =>t (n−k) α / =t 0,025 =¿(dựa vào bảng tra giá trị t) Ta bảng kết Eview sau: Bảng 3.9 Dự báo giá trị trung bình => Kết luận: Với độ tin cậy 95%, ta nói với tổng thu nhập 4,6 triệu đồng/tháng, tổng chi tiêu cho tiền trọ triệu đồng/tháng, tổng chi cho ăn uống triệu đồng/tháng tổng chi tiêu trung bình tháng sinh viên nằm khoảng từ 3.446536 triệu đồng đến 4.194236 triệu đồng 33 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com Dự báo giá trị cá biệt Kết luận: Với độ tin cậy 95%, ta nói tổng thu nhập 4,6 triệu đồng/tháng, tổng chi tiêu cho tiền trọ triệu đồng/tháng, tổng chi cho ăn uống triệu đồng/tháng tổng chi tiêu tháng sinh viên nắm khoảng từ 2.939048 triệu đồng đến 4.701725 triệu đồng 34 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com CHƯƠNG 4: KẾT LUẬN Đề tài sử dụng phương pháp mơ hình hồi quy để tìm hiểu nghiên cứu nhân tố tác động đến tổng chi tiêu hàng tháng sinh viên Mơ hình bị khuyết tật đa cộng tuyến khắc phục phương pháp lấy sai phân cấp 1, tượng phương sai sai số thay đổi khắc phục với giả thiết σ chưa biết Theo mơ hình hồi quy, biến độc lập ảnh hưởng đến biến phụ thuộc, đồng thời giải thích 87,214% biến động biến phụ thuộc Cụ thể nhân tố tổng thu nhập (X) tổng chi tiêu cho ăn uống (Z) tác động chiều tới tổng chi tiêu trung bình hàng tháng (Y), nhân tố tổng chi tiêu cho tiền trọ (Z) ảnh hưởng ngược chiều tới tổng chi tiêu trung bình hàng tháng (Y) sinh viên Trên phần trình bày mơ hinh kinh tế lượng của nhóm Bài làm của chúng em còn nhiều thiếu sót khơng tránh khỏi những lỗi sai, nhóm hy vọng đề tài nêu lên cách nhìn tổng quan sự tác động của tổng thu nhập, tổng chi tiền trọ, ăn uống đến tổng chi tiêu hàng tháng bạn sinh viên 35 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com LỜI CẢM ƠN Đầu tiên, nhóm xin gửi lời cảm ơn chân thành đến Trường Đại học Thương Mại đưa môn học Kinh Tế Lượng vào chương trình giảng dạy Đặc biệt, nhóm chúng em biết ơn sâu sắc tận tình, tâm huyết Cơ Hồng Thị Thu Hà dạy dỗ, truyền đạt kiến thức quý báu cho em suốt thời gian học tập vừa qua Chúng em xin gửi lời cảm ơn chân thành đến cô tạo điều kiện để nhóm em hồn thành thảo luận, giúp nhóm có thêm nhiều hiểu biết việc hoàn thiện kĩ - kiến thức quan trọng kinh tế lượng Tuy nhiên, vốn kiến thức nhiều hạn chế khả tiếp thu thực tế cịn nhiều bỡ ngỡ, thảo luận khó tránh khỏi thiếu sót, kính mong xem xét góp ý để thảo luận nhóm chúng em hoàn thiện Chúng em xin chân thành cảm ơn! 36 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com ... tác động đến tổng chi tiêu hàng tháng sinh viên Giải thích mối quan hệ yếu tố tác động đến tổng chi tiêu hàng tháng sinh viên Đo lường mức độ tác động yếu tố, thể yếu tố yếu tố tác động tới tổng. .. tài nghiên cứu Nghiên cứu nhân tố tác động đến tổng chi tiêu hàng tháng sinh 1.2 1.3 viên Đại học Thương Mại Xuất phát từ thực tế nay, nhu cầu mức chi tiêu cho đời sống sinh viên. .. tổng chi tiêu hàng tháng sinh viên Đưa mô hình hồi quy, từ kết luận đưa giải pháp giúp sinh viên có kế hoạch chi tiêu hợp lý Đối tượng phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: Các nhân tố tác động
Ngày đăng: 10/07/2022, 04:52
Xem thêm:
