Đang tải... (xem toàn văn)
kinh tế lượng V=Có 87.549 kết quả https:www.slideshare.net › suongtuyet14418 › cngntpkinhtquct Đề Cương ôn tập kinh tế quốc tế slideshare.net CƯƠNG ÔN TẬP KINH TẾ QUỐC TẾ Câu 1: Bản chất quy luật lợi thế so sánh của David Ricardo? https:www.123docz.net › document › 2004783decuongontapmonkinhtequocte1pot.htm Đề cương ôn tập môn kinh tế quốc tế 1 pot Tài liệu Kinh tế quốc tế NỘI DUNG ÔN TẬP MÔN KINH TẾ QUỐC TẾ I. https:www.academia.edu › 36764956 › ĐỀ_CƯƠNG_ÔN_TẬP_MÔN_QUAN_HỆ_KINH_TẾ_QUỐC_TẾ_ (DOC) ĐỀ CƯƠNG ÔN TẬP MÔN QUAN HỆ KINH TẾ QUỐC TẾ | Tuyết Nguyễn ... Học viện ngoại giao QUAN HỆ KINH TẾ QUỐC TẾ ĐỀ CƯƠNG ÔN TẬP MÔN QUAN HỆ KINH TẾ QUỐC TẾ 1. Tổng quan về QHKTQT KN, Điều kiện hình thành nền KTTG Khái niệm nền kinh tế thị trường TG: Nền kinh tế thế giới ... https:www.123docz.net › document › 5524161decuongcauhoikinhtequocte1tmu.htm ĐỀ CƯƠNG CÂU HỎI KINH TẾ QUỐC TẾ 1 TMU Tài liệu ĐỀ CƯƠNG CÂU HỎI KINH TẾ QUỐC TẾ 1 TMUCâu 1: Mô hình thương mại giữa 2 quốc gia khác nhau về sự dư thừa nhân tốCâu 2: Lý thuyết về lợi thế tuyệt đối của Adam Smith. Ví dụCÂU 3: Trình bày trường hợp tăng trưởng ... https:www.123docz.net › document › 2891057decuongkinhtequocte.htm Đề cương kinh tế quốc tế Tài liệu
KINH TẾ LƯỢNG BỘ MƠN PHÂN TÍCH DỮ LIỆU KINH TẾ KHOA TỐN KINH TẾ Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng / 19 Chương MƠ HÌNH HỒI QUY HAI BIẾN Phương pháp bình phương nhỏ Mơ hình hồi quy tuyến tính hai biến Phương pháp bình phương nhỏ (OLS) Các tính chất ước lượng OLS Các giả thiết mơ hình hồi quy hai biến Các giả thiết phương pháp OLS Các đặc trưng hệ số ước lượng Giải thiết phân phối xác suất Ui Khoảng tin cậy kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy Khoảng tin cậy hệ số hồi quy Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng / 19 §1 Phương pháp bình phương nhỏ Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng / 19 1.1 Mơ hình hồi quy tuyến tính hai biến Yi = β1 + β2 Xi + Ui (1) Trong : Yi giá trị biến phụ thuộc Y β1 hệ số chặn β2 hệ số góc biến giải thích Ui sai số ngẫu nhiên Mơ hình hồi quy mẫu xây dựng dựa mẫu ngẫu nhiên kích thước n : (Yi , Xi ), i = 1, n Yˆi = βˆ1 + βˆ2 Xi (2) Trong Yˆi ước lượng Yi E (Y /Xi ), i = 1, n βˆj ước lượng hệ số hồi quy tổng thể (j = 1, 2) Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng / 19 1.2 Phương pháp bình phương nhỏ (OLS) Kí hiệu ei = Yi − Yˆi phần dư hàm hồi quy mẫu Phương pháp OLS đòi hỏi hệ số hồi quy xác định cho n X i=1 ei2 = n X Yi − βˆ1 − βˆ2 Xi 2 = f (βˆ1 , βˆ2 ) −→ i=1 Các hệ số βˆ1 , βˆ2 thỏa mãn (3) gọi ước lượng bình phương nhỏ β1 , β2 Ta có f (βˆ1 , βˆ2 ) nhỏ βˆ1 , βˆ2 nghiệm hệ phương trình ∂f ˆ =0 ∂ β1 ∂f ˆ =0 ∂ β2 Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế (3) Kinh tế lượng (4) / 19 P Yi − βˆ1 − βˆ2 Xi (−1) = (4) ⇔ P Yi − βˆ1 − βˆ2 Xi (−Xi ) = ( P P nβˆ1 + ( Xi ) βˆ2 = Yi ⇔ P P 2 ˆ P ( Xi ) βˆ1 + Xi β2 = Xi Yi P n P P X i P = n Xi2 − ( Xi )2 ̸= Ta có, định thức ∆ = P Xi Xi 1P 1P Đặt Y = Yi ; X = Xi xi = Xi − X ; yi = Yi − Y , hệ (5) có nghiệm n n P P P P yi xi n Y X − ( Y )( X ) i i i i = P βˆ2 = P P xi n Xi − ( Xi ) βˆ1 = Y − βˆ2 X Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng (5) (6) (7) / 19 Ví dụ 2.1 Theo dõi thu nhập hàng tháng mức chi hàng thực phẩm gia đình có số thành viên nhau, ta có số liệu sau (đơn vị: triệu đồng) Xi Yi 1.2 0.9 3.1 1.2 5.3 1.8 7.4 2.2 9.6 2.6 11.8 2.9 14.5 3.3 18.7 3.8 Trong đó: Xi : thu nhập hàng tháng gia đình thứ i Yi : mức chi cho hàng thực phẩm gia đình thứ i Dựa vào bảng số liệu phương pháp OLS xây dựng hàm hồi qui mẫu: Yˆi = βˆ1 + βˆ2 Xi Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng / 19 Bảng kết i P Xi 1.20 3.10 5.30 7.40 9.60 11.80 14.50 18.70 71.60 Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Yi 0.90 1.20 1.80 2.20 2.60 2.90 3.30 3.80 18.70 xi -7.75 -5.85 -3.65 -1.55 0.65 2.85 5.55 9.75 0.00 xi2 60.06 34.22 13.32 2.40 0.42 8.12 30.80 95.06 244.42 Kinh tế lượng yi -1.44 -1.14 -0.54 -0.14 0.26 0.56 0.96 1.46 0.00 yi2 2.07 1.29 0.29 0.02 0.07 0.32 0.93 2.14 7.12 xi yi 11.14 6.65 1.96 0.21 0.17 1.60 5.34 14.26 41.35 / 19 Từ X = 8.95 Y = 2.34, P yi xi 41.35 ˆ = 0.169 β2 = P = 244.42 xi βˆ1 = Y − βˆ2 X = 2.34 − 0.169 ∗ 8.95 = 0.827 Khi đó, hàm hồi quy mẫu Yˆi = 0.827 + 0.169Xi Ý nghĩa hệ số hồi quy: βˆ2 = 0.169 phản ánh thu nhập gia đình tăng thêm triệu đồng mức chi trung bình hàng tháng cho hanhg thực phẩm tăng lên 169 ngàn đồng Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng / 19 1.3 Các tính chất ước lượng OLS Đường hồi quy mẫu qua điểm trung bình (X , Y ), tức Y = βˆ1 + βˆ2 X Giá trị trung bình giá trị Yˆ xác định theo hàm hồi quy mẫu giá trị trung bình biến phụ thuộc, tức 1P ˆ Yˆ = Yi = Y n Tổng phần dư hàm hồi quy mẫu 0, tức P ei = Các phần dư ei không tương quan với Xi , tức P ei Xi = ˆ Các phần dư ei không tương quan với Yi , tức P ˆ ei Yi = Bộ môn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng 10 / 19 §2 Các giả thiết mơ hình hồi quy hai biến Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng 11 / 19 2.1 Các giả thiết phương pháp OLS Giả thiết Biến giải thích X phi ngẫu nhiên, giá trị xác định Giả thiết Kì vọng toán sai số ngẫu nhiên Ui 0, tức E (Ui ) = E (Ui /Xi ) = Giả thiết Phương sai sai số Ui không đổi (phương sai nhất) Var (Ui ) = Var (Ui /Xi ) = σ , ∀i Từ giả thiết 3, ta Var (Yi /Xi ) = σ , ∀i Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng 12 / 19 Giả thiết Các sai số Ui không tương quan với Cov (Ui , Uj ) = 0, ∀i ̸= j Giả thiết Các sai số Ui Xi không tương quan với Cov (Ui , Xi ) = 0, ∀i Bộ môn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng 13 / 19 2.2 Các đặc trưng hệ số ước lượng Với giả thiết 1-5 thỏa mãn, ta có σ2 Var (βˆ2 ) = P xi P X2 σ Var (βˆ1 ) = P 2i n xi Các độ lệch chuẩn hệ số hồi quy mẫu s σ2 σ se(βˆ2 ) = P = qP xi xi2 s P sP 2 σ X X2 P 2i = σ P i2 se(βˆ1 ) = n xi n xi Do Var (Ui ) = σ chưa biết, ta thường lấy ước lượng không chệch P ei 2 σ ≈σ ˆ = n−2 Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng (8) (9) (10) (11) (12) 14 / 19 Định lí Gauss - Markov Với giả thiết phương pháp OLS ước lượng OLS βˆj ước lượng tuyến tính, khơng chệch có phương sai nhỏ lớp ước lượng tuyến tính, khơng chệch βj (j = 1, 2) n P ki Yi , ki = const E βˆ2 = β2 Cụ thể, ta có βˆ2 = i=1 Với β2∗ ước lượng tuyến tính, khơng chệch β2 , ta có σ2 Var (βˆ2 ) = P ≤ Var (β2∗ ) xi Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng 15 / 19 2.3 Giải thiết phân phối xác suất Ui Giả thiết Sai số ngẫu nhiên Ui có phân phối chuẩn, tức Ui ∼ N(0; σ ) Với giả thiết 1-6 mô hình hồi quy hai biến (1) gọi mơ hình hồi quy hai biến cổ điển βˆ1 ∼ N β1 , Var (βˆ1 ) βˆ2 ∼ N β2 , Var (βˆ2 ) (n − 2)ˆ σ2 χ2 = ∼ χ2(n−2) Yi ∼ N(β1 + β2 Xi , σ ) σ2 Các ước lượng OLS βˆ1 , βˆ2 β1 , β2 ước lượng hiệu Bộ môn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng 16 / 19 §3 Khoảng tin cậy kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy Bộ môn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng 17 / 19 3.1 Khoảng tin cậy hệ số hồi quy Từ giả thiết 6, ta có βˆj ∼ N βj , Var (βˆj ) , nên T = Từ đó, ta có βˆj − βj ∼ T (n−2) , ∀j = 1, se(βˆj ) ! βˆ − β j j (n−2) = − α P < tα se(βˆj ) (n−2) (n−2) P βˆj − t α se(βˆj ) < βj < βˆj + t α se(βˆj ) = − α = γ 2 Khoảng tin cậy hệ số hồi quy βj (n−2) (n−2) βˆj − t α se(βˆj ); βˆj + t α se(βˆj ) Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng 18 / 19 3.2 Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy Với mức ý nghĩa α cho trước cần kiểm định giả thuyết ( H0 : βj = βj∗ H1 : βj ̸= βj∗ (βj > βj∗ , βj < βj∗ ) Ta xây dựng TCKĐ βˆj − βj∗ T = se(βˆj ) Nếu H0 T ∼ T (n−2) Bộ mơn Phân tích liệu kinh tế Kinh tế lượng 19 / 19