thảo luận nhóm TMU nghiên cứu về các nhân tố tác động đến tổng chi tiêu hàng tháng của sinh viên

TRƯỜNG ĐẠI HỌC THƯƠNG MẠI  BÀI THẢO LUẬN Môn: Kinh Tế Lượng ĐỀ TÀI: Nghiên cứu nhân tố tác động đến tổng chi tiêu hàng tháng sinh viên Lớp HP: H2003AMAT0411 Giảng viên: Hồng Thị Thu Hà Nhóm: Nguyễn Phạm Quốc Nam Trần Thị Phương Nhi Lại Thị Thanh Nga Phạm Thị Nhung Lê Thị Nga Nguyễn Lê Nam Phương Vũ Hồng Ngọc 10 Nguyễn Thị Phương Phạm Trần Ngọc Nguyên Lê Long Nhật MỤC LỤC: TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com CHƯƠNG 1: LỜI NÓI ĐẦU Giới thiệu khái quát đề tài nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu Đối tượng phạm vi nghiên cứu CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT: 2.1 Lý thuyết phân tích hồi quy 2.1.1 Mơ hình hồi quy nhiều biến 2.1.2 Ước lượng phương pháp bình phương nhỏ 2.1.3 Khoảng tin cậy kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy 2.1.3.1 Khoảng tin cậy hệ số hồi quy 2.1.3.2 Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy tổng thể 2.1.4 Kiểm định giả thuyết đồng thời 2.1.4.1 Hệ số xác định bội 2.1.4.2 Kiểm định giả thuyết đồng thời 2.1.5 Phân tích hồi quy dự báo 2.2 2.1.5.1 Dự báo giá trị trung bình 2.1.5.2 Dự báo giá trị cá biệt Các khuyết tật mơ hình 2.2.1 Hiện tượng phương sai sai số thay đổi 2.2.1.1 Bản chất 2.2.1.2 Nguyên nhân 2.2.1.3 Hậu 2.2.1.4 Phát hiện tượng phương sai sai số thay đổi 2.2.1.5 Khắc phục tượng 2.2.2 Tự tương quan 2.2.2.1 Bản chất 2.2.2.2 Nguyên nhân 2.2.2.3 Hậu 2.2.2.4 Phát hiện tượng tự tương quan 2.2.2.5 Khắc phục tượng TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com 2.2.3 Đa cộng tuyến 2.2.3.1 Bản chất 2.2.3.2 Nguyên nhân 2.2.3.3 Hậu 2.2.3.4 Phát hiện tượng đa cộng tuyến 2.2.3.5 Khắc phục tượng 2.2.4 Tính phân phối chuẩn sai số ngẫu nhiên CHƯƠNG 3: VẬN DỤNG 3.1 Xây dựng mơ hình hồi quy 3.1.1 Bảng số liệu 3.1.2 Mơ hình hồi quy mẫu 3.2 Phát khắc phục khuyết tật mô hình 3.2.1 Phương sai sai số thay đổi 3.2.2 Đa cộng tuyến 3.3 Mơ hình hồi quy mẫu sau khắc phục tượng 3.4 Ước lượng hệ số hồi quy 3.5 Kiểm định hệ số hồi quy 3.6 Kiểm định giả thuyết đồng thời 3.7 Dự báo mơ hình CHƯƠNG 4: KẾT LUẬN CHƯƠNG 1: LỜI NĨI ĐẦU TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com 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 CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com 2.1 Lý thuyết phân tích hồi quy 2.1.1 Mơ hình hồi quy nhiều biến: Mơ hình hồi quy tổng thể (PRF) Yi= β 1+ β2 X i + β X 3i + …+ β k X ki +U i  Yi: giá trị biến phụ thuộc Y  β 1: hệ số chặn  β j : hệ số biến giải thích ( j=2 , k ) Hàm hồi quy mẫu (SRF) Y^i= β^1 + ^ β X 2i +…+ ^ β k X ki  Y^i: Ước lượng Y^i E(Y/Xij),( j=2 , k , i=1 , n ) β j : Ước lượng hệ số hồi ^ quy tổng thể β j , (j = , 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 toán sai số ngẫu nhiên Uj không E (Uj) = E (X/Uj) = với ∀ i δ , ∀ i= j  Cov (Ui, Uj) = E (Ui,Uj) = 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 khơng chệch sai số ui Các tính chất ước lượng OLS TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com  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 ∑ e2i → i=1 −1 T T  ^β=( X X ) ( X Y )= |X T X| (~ XT ~ X )( XT Y ) T~ Trong đó, (~ X X) ma trận phụ hợp ma trận ( X T X ) A 11 … A K (~ XT~ 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 2ki ∑ X i X ki i=1 i=1 ) n ∑ Yi () i=1 n ( X T Y )= ∑ Y i X2i i=1 n … ∑ Y i X ki i=1 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: TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com Bài toán { Bài toán H : β j=β j H1 : β j ≠ β j { Bài toán H : β j=β j H : β j> β j { H : β j=β j 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 Bài toán Xác định phân vị tα Bài toán (n−k) (n−k) tα Bài toán (n−k) tα P ¿)¿ α Miền bác W α = t :|t|>t α (n−k) bỏ H { } P ( T >t α(n−k) ) =α P ( T t α (n−k ) } {t :t α ta khơng có sở bác bỏ giả thuyết H 0, tức hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê 2.1.3 Kiểm định giả thuyết đồng thời 2.1.3.1 Hệ số xác định bội - Định nghĩa 1: Hệ số xác định bội định nghĩa: R = ESS RSS =1− TSS TSS ^ β Τ X T Y −n Y T Y Y −n Y - Trong thực tế, ta sử dụng: R2= n−1 - Định nghĩa 2: Hệ số xác định bội điều chỉnh R2 :R 2= – (1 – R2) n−k 2.1.3.2 Kiểm định giả thuyết đồng thời { H 0= β2 =β3 = =β k =0 { H : R 2=0  Xét giả thuyết: H =∃ít hệ số β ≠ ↔ H1: R > j  TCKĐ: F= R2 n−k Ho F 1−R2 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 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com 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: ( 2.2 ( n−k ) ( n−k ) Y^0−t α se ( Y^0−Y ) ; Y^0+ t α se ( Y^0−Y 0) 2 ) 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 ) - 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 nguyên nhân khác mơ hình định dạng sai, mơ hình hồi quy không - 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 tốn 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 khơng cịn 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 mô hình hồi quy gốc thu e i → e i TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com n K= ∑ ¿ ¿ ¿ n i=1  Với n lớn JB có phân bố xấp xỉ χ 2(2) Xét cặp giả thiết { H : Sai số U i có phânbố chuẩn H : U i không phân bố chuẩn  H bị bác bỏ JB > χ α , trường hợp ngược lại khơng có sở bác bỏ H  Hoặc dựa vào P_ giá trị: + P_ giá trị >α , Chấp nhận H0, đồng thời bác bỏ H1 + P_ giá trị 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 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 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com 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 C X-X(-1) Z-Z(-1) T-T(-1) -0.012392 0.385139 -0.566109 1.176734 0.084799 0.092781 0.143855 0.281598 -0.146131 4.151065 -3.935265 4.178770 0.8846 0.0002 0.0004 0.0002 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 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 0.024390 1.460099 1.707922 1.875099 1.768798 2.711025 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com 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 =¿ : 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 ^ 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: TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com 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 j (n −k) α (n−k) Se ( ^β j ) ; ^β j +t α Se ( ^β j ) ) 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 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 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com 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 không 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 o 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 b, Bài toán: Với mức ý nghĩa 5%, kiểm định giả thuyết: tổng chi cho tiền trọ khơng 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 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com 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 toán: Với mức ý nghĩa 5%, kiểm định giả thuyết: tổng chi cho ăn uống khơng 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 o 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 tốn cần kiểm định: H :∃ í t nh ấ t m ộ t β ≠0 j ⇔ H : R 2=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 3.7 Dự báo mơ hình: Bài tốn: Với độ 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 = () TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com (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  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 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 TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com 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 tởng quan sự tác động của tổng thu nhập, tổng chi tiền trọ, ăn uống đến tổng chi tiêu hàng tháng bạn sinh viên 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! TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com ... 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. .. 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. .. 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