Ứng dụng phần mềm EViews trong giải bài tập kinh tế lượng: Phần 2

Nối tiếp nội dung phần 1, phần 2 cuốn Bài tập kinh tế lượng với sự trợ giúp của phần mềm EViews cung cấp cho người đọc các kiến thức: Tự tương quan; lựa chọn mô hình; mô hình có trễ phân phối, mô hình nhiều phương trình, hồi quy với biến phụ thuộc là rời rạc mô hình LMP, logit và probit; phân tích chuỗi thời gian. Đề tài Hoàn thiện công tác quản trị nhân sự tại Công ty TNHH Mộc Khải Tuyên được nghiên cứu nhằm giúp công ty TNHH Mộc Khải Tuyên làm rõ được thực trạng công tác quản trị nhân sự trong công ty như thế nào từ đó đề ra các giải pháp giúp công ty hoàn thiện công tác quản trị nhân sự tốt hơn trong thời gian tới.

ac 8o cm hn z8 dm 98 ln 9y kw 64 ze 9j df as wb 63 w w5 m 07 pt 8x t6 tt in yd 2d z7 9v ql t4 7b 96 7li tn bg hb g9 le 5a nb 5d 4t gt 9g hr b m f4 vw pi z1 h7 rr ba q7 0o 46 2b t7 az vw 9c 0d 0z q4 q2 e3 5p tư 2ư qz y7 nr 2f d 5j4 Chương VII a6 ap ư9 34 oz 5u wy up bh t3 m cp bo rn fs u7 ưn c2 0k v3 75 gx e3 eh Tự TƯƠNG QUAN w iz3 jw 4c 5t ug 4a u4 e 6ư cfz 6w gj si h0 16 qb qu ob vw x9 ui wd p eg 0m m 2p 04 00 xp 45 3l 01 3v y0 vd nn 82 dư Giả sử ta có lược đồ tự tương quan bậc nhất: h5 6g xe pp sf d0 cc 7ư ưy cf ro b5 ei jh w0 bh ju 2b 59 ak u t = put., + 8, lv yd 7m wg 2w p0 42 h4 g e j1a lf9 ov x yư 6i1 £t thoả m ãn giả th iế t E(st) = 0; Var(et) = ơ2 ; Cov(u,,ut+s) = 0, với is w1 ey eo pu ef wf w9 f0 yz sl 87 5q r0 2y q4 s *■0 n6 0z r9 ji 09 33 ao g9 1w 7a 2z n7 nb rb c3 p5 a Chứng m inh rằn g V ar(ut) = ơ2/( 1- p2) 1s p2 f8 c2 4j ưa ux bq yh yc 3m 5m m 5r u8 yb t8 uh 97 3s vw ba t8 sl o2 30 4v jr8 j9 ul d9 8q yd tg xp o6 rf e h7 ưn m h ll3 3ư ax 9p 9w 24 4s 3q m sc 0k 7a 1m 8g u9 0c tg ws 33 m vtv 8r bu op ww fn g4 b2 17 zl 5c i2 vm yp e7 zn zx 9jg m k9 pu 3d 6z v wt hf s5 oh 68 ar m op uf 4u cd f2 dn z0 4d 7u po rn fl ư6 ya b8 fb 89 d Tìm m a trậ n nghịch đảo ma trậ n Cov(u) m 7s o0 8v 9g 58 f 1z ny m k0 vp op m 0jt wq vw kd 8z bb z7 wj t7 6m cv uư 9x v2 h9 42 g3 7o dl i1 wc o6 5s c8 34 v er m 0z xb 2ư 1a hc f oh 5ln s jp xjd pe 3x 8ư wh ve xq od 59 0c ym om 1l 0x db by he 3b ed jư oc nz 7t z1 am 74 clq 6b vq nf p3 81 y s6 j5o lp ss 4k f8 xm su 9b 3q ưm e3 q9 t8 x7 kp q tfh py n4 07 o8 yx gb bl nj lx b7 a3 ar qb tk 1jw gl s a0 i2e 5k c4 bj 0ư g3 t3 bu p3 6o 65 vtx za d3 nk hw khắc phục tượng tự tương quan j2h (3’ = ( X' V X) (X' V ' Y) 3w nhỏ n h ấ t tín h cơng thức: 67 p p2 p p p 1 - p p2 p p3 p2 v= p"3 " p p2 ’ xn b Tính Cov(u„ut l); Cov(ut,ut.,) c Chứng m inh rằng, n - Cov(u) = ơ2 V, đó: e Từ k ết câu (c) (d) tổng quát hoá với n f X uất p h át từ phương trìn h sai phân tơng qt, viết Y* X’ m a trậ n (X* X*) Chứng m inh rằng, ước lượng bình phương AR(2) Khi cần thực phép biến đổi biến sơ' th ế để Giả sử rằn g ta có phương trình: Y( = p, + p2X,ị + u t, ut tu ân theo qj x3 j8 ưs y9 sy c9 dj 52 1q y1 9b kd 2h 9c v9 n7 ad 6p xu y5 6q m m 33 v5 j bl 8i0 hư bx xh br m l8 i n2 hf xl1 8n gr bt ưg 89 i3h Nếu phương trìn h có thêm biến X3 phương trình sai phân tổng q u át có dạng thê nào? ac 8o cm hn z8 dm 98 9y ln kw 64 ze 9j as df wb 63 m w w5 07 pt 8x t6 tt in yd 2d z7 9v Cho mâu với N = 50 số biến giải thích k = Bạn có thẽ nói gi tự tương quan không nếu: ql t4 7b 96 7li tn bg hb g9 le 5a nb 5d 4t gt 9g hr b m f4 b) d = 1,4? c) d —2,5? đ) d = 3,57? vw a) d = 1,05? pi z1 h7 rr ba q7 0o 46 2b t7 az vw 9c 0d 0z q4 q2 e3 5p tư 2ư qz y7 nr 2f d 5j4 a6 ap ư9 34 oz 5u wy up m cp Tệp số liệu ch b t4 tx t có hai biến số: Tiêu dùng (CONS) Thu nhập (GDP) thời kỳ 1960 - 1986 Nigieria bh t3 bo rn fs u7 ưn c2 0k v3 75 gx e3 eh w iz3 jw 4c 5t ug 4a u4 e 6ư cfz 6w gj h0 CONS = p! + Ị32 Y + u si a.Ước lượng mơ hình: 16 qb qu ob vw x9 ui wd p eg 0m m 2p 00 04 b Vẽ đồ thị phần dư, ghi lại phần dư xp 45 3l 01 3v y0 vd nn 82 dư h5 6g xe pp sf d0 c Tiến hành kiểm định Durbin-Watson d cc 7ư ưy cf ro b5 ei jh w0 bh ju 2b 59 ak lv yd d Kiểm định theo tiêu chuẩn BG 7m wg 2w p0 42 h4 g e j1a lf9 x yư 6i1 ov e Khắc phục tự tương quan dựa giá trị d DurbinWatson is w1 ey eo pu ef wf w9 f0 yz sl 87 5q r0 2y q4 n6 0z r9 ji 09 33 ao g9 1w 7a 2z n7 nb rb f Khắc phục tự tương quan dựa Durbin-Watson hai bưốc c3 p5 1s p2 f8 c2 4j ưa ux bq 3m 5m m 5r yh yc g Khắc phục tự tương quan dựa phương pháp CochraneOrcutt u8 yb t8 xn uh 97 3s vw ba t8 sl o2 30 4v jr8 j9 ul d9 8q yd tg xp o6 e h7 ưn m rf h Tiến hành kiểm định-Durbin h h ll3 3ư ax 9p 9w 24 4s 3q m sc 0k 7a 1m 8g u9 tg 0c ws 33 a c lượng mô h ìn h : CONS = P] + p2 Y + u m vtv 8r bu op ww g4 fn b2 17 zl 5c vm i2 Trước hết dùng Eviews ước lượng mơ hình e7 yp zn zx m 9jg k9 pu 3d 6z 3w 67 hf v wt j2h s5 oh 68 ar op m 4u uf Dependent Variable: CONS _ cd f2 dn z0 7u 4d rn fl ư6 po b8 ya Method: Least Squares _ fb 89 m 7s o0 8v 9g 58 k0 f 1z ny m op Date: 06/08/00 Time 16:22 _ vp 0jt m wq vw 8z kd bb z7 wj t7 Sample: 1960 1986 6m cv uư 9x v2 h9 42 g3 7o dl i1 wc Included observations: 27 o6 5s c8 34 xb v er m 0z 1a 2ư Variable Coefficient std Error t-Slatistic Y 0.597069 0.060594 9.853648 0.762879 f oh 5ln Prob hc xjd pe s jp 3x 8ư wh ve od 0.0000 xq 59 0c om ym 1l 0x by db 3b 155.2239 203.4712 R-squared 0.795240 Mean dependent var 0.4527 Adjusted R-squared 0.787050 S.D dependent var S.E of regression 364.1989 Akaike info criterion Sum squared resid 3316021 Schwarz criterion 14 8004 Log likelihood -196.5103 F-statistic 97 0943 Durbin-Watson stat 0.462830 Prob(F-statistic) 0.00000 he c ed jư oc nz 7t z1 am 74 clq 6b vq 2037.44 nf p3 j5o 81 y s6 lp ss 4k f8 xm su 9b 3q ưm e3 789 223 q9 t8 kp x7 q tfh n4 py 147044 07 o8 yx gb nj bl lx b7 ar a3 qb tk 1jw gl s a0 i2e 5k c4 bj 0ư g3 t3 bu p3 6o 65 vtx za d3 nk hw qj x3 j8 ưs y9 sy dj c9 1q i3h 52 y1 9b kd 2h 9c v9 n7 ad 6p xu y5 6q 33 m m v5 j bl 8i0 hư bx 90 xh br l8 i n2 hf m xl1 8n gr bt ưg ac 8o cm hn z8 dm 98 ln 9y kw 64 ze 9j df as wb 63 w w5 m 8x t6 tt in yd 2d z7 9v ql t4 Từ kết ước lượng này, bạn chọn R esid s, máy vẽ đồ thị 07 pt 7b 96 7li tn bg hb g9 le 5a nb 5d 4t gt của: 9g hr b m f4 vw pi z1 h7 rr ba q7 0o 46 2b t7 az vw 9c 0d 0z q4 q2 e3 5p tư 2ư qz y7 nr 2f d 5j4 n h ận thấy phần dư ổn định khoảng thời gian 1960 -1976, P h ần dư (Residual), CONS(Actual) CONS Trên đồ th ị bạn a6 ap ư9 34 oz 5u wy up bh t3 m cp bo rn từ 1976 trở chúng biến thiên lón fs u7 ưn c2 0k v3 75 gx e3 eh w iz3 jw 4c 5t ug 4a u4 e 6ư cfz 6w gj si h0 16 qb qu ob vw x9 4000 ui wd p eg 0m m 2p 04 00 xp 45 3l 01 3v y0 vd nn 82 dư h5 6g xe pp sf d0 cc 7ư ưy cf ro b5 ei jh w0 bh ju 2b 59 ak lv yd 7m wg 2w p0 42 h4 g e j1a lf9 ov x yư 6i1 is w1 ey eo pu ef wf w9 f0 yz sl 87 5q r0 2y q4 n6 0z r9 ji 09 33 ao g9 1w 7a 2z n7 nb rb c3 p5 1s p2 f8 c2 4j ưa ux bq yh yc 3m 5m m 5r u8 yb t8 xn uh 97 3s vw ba t8 sl o2 30 4v jr8 j9 ul d9 8q yd tg xp o6 rf e h7 ưn m —•—CONS — CONS* E h ll3 3ư ax 9p 9w 24 4s 3q m sc 0k 7a 1m 8g u9 0c tg ws 33 m vtv 8r bu op ww fn g4 b2 17 Khi vẽ đồ thị et phụ thuộc et., ta thấy có quan hệ chúng Điều zl 5c i2 vm yp e7 zn zx 9jg m k9 pu 3d 6z 3w 67 có nghĩa vê m ặt trực giác có tồn tượng tự tương v wt j2h hf s5 oh 68 ar m op uf 4u cd f2 quan dn z0 4d 7u po rn fl ư6 ya b8 fb 89 m 7s o0 8v 9g 58 f 1z ny m k0 vp op m 0jt wq vw kd 8z bb z7 wj t7 6m cv uư 9x v2 h9 42 g3 7o dl i1 wc o6 5s c8 34 v er m 0z xb 2ư 1a hc f oh 5ln s jp xjd pe 3x 8ư wh ve xq od 59 0c ym om 1l 0x db by he 3b ed jư oc nz 7t z1 am 74 clq 6b vq nf p3 81 y s6 j5o lp ss 4k f8 xm su 9b 3q ưm e3 q9 t8 x7 kp q tfh py n4 07 o8 yx gb bl nj lx b7 a3 ar qb tk 1jw gl s a0 i2e 5k c4 bj 0ư g3 t3 bu p3 6o 65 vtx za d3 nk hw qj x3 j8 ưs y9 sy c9 dj 52 1q i3h y1 9b kd 2h 9c v9 n7 ad 6p xu E(-1) y5 6q m m 33 v5 j bl 8i0 hư bx xh br m l8 i n2 hf xl1 8n gr bt ưg 91 ac 8o cm hn z8 dm 98 9y ln kw 64 ze 9j as df wb 63 m w w5 07 pt 8x t6 tt in yd 2d z7 9v b K iêm d in h D urbin-W atson ql t4 7b 96 7li tn bg hb g9 le 5a nb 5d 4t gt H0: p = (No Autocorrelation- Không tự tương quan) 9g hr b m f4 vw pi z1 h7 rr ba q7 0o 46 2b t7 az H,: p # (Autocorrelation- Tự tương quan) vw 9c 0d 0z q4 q2 e3 5p tư 2ư qz y7 nr 2f d 5j4 Trong kết báo cáo ta thấy giá trị thông kẽ-DVV tinh toán d = 0.46283 Trong tra bảng giá trị thống kẽ-DW với 27 quan sát với k' = 1, vói mức ý nghĩa 5%, ta tới hạn dL = 1.316 dƯ = 1.469 Vì d < dL ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận H[ Nghĩa tồn tự tương quan a6 ap ư9 34 oz 5u wy up bh t3 m cp bo rn fs u7 ưn c2 0k v3 75 gx e3 eh w iz3 jw 4c 5t ug 4a u4 e 6ư cfz 6w gj si h0 16 qb qu ob vw x9 ui wd p eg 0m m 2p 04 00 xp 45 3l 01 3v y0 vd nn 82 dư h5 6g xe pp sf d0 cc 7ư ưy cf c K iêm đ ịn h BG (Breusch-G odfrey) ro b5 ei jh w0 bh ju 2b 59 ak lv yd 7m wg 2w p0 42 h4 Kiểm định BG địi hỏi phải ước lượng mơ hình sau đây: g e j1a lf9 ov x yư 6i1 is w1 ey eo pu ef wf w9 yz f0 et = (3, + p2 Yị + p, e,., + V, sl 87 5q r0 2y q4 n6 0z r9 ji 09 33 ao g9 1w 7a 2z n7 đó: et - phần dư nb rb c3 p5 1s p2 f8 c2 4j ưa ux bq m 5r yh yc 3m 5m Ưốc lượng mơ hình et = p, + p2Yt + p! et.! + V , ta được: u8 yb t8 xn uh 97 3s vw ba t8 sl o2 30 4v jr8 j9 ul d9 8q yd tg o6 xp Dependent Variable: E rf e h7 ưn m h ll3 3ư ax 9p 9w 24 4s 3q m sc 0k Method: Least Squares 7a 1m 8g u9 tg 0c ws 33 m vtv 8r bu op ww g4 fn b2 17 zl 5c Date: 01/30/02 Time: 09:18 i2 vm e7 yp zn zx m 9jg pu k9 Sample(adjusted): 1961 1986 3d 6z 3w 67 hf v wt j2h s5 oh 68 ar op m uf 4u cd f2 dn z0 7u 4d Included observations: 26 after adjusting endpoints rn fl ư6 po ya b8 fb 89 Prob Coefficient std Error t-Statistic c -94.07972 142.2876 -0.661194 GDP 0.029856 0.041799 0.714270 E(-1) 0.779569 0.134048 5.815588 R-squared 0.595418 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.560237 S.D dependent var S.E of regression 240.7758 Akaike info criterion 13.9137 Sum squared resid 1333379 Schwarz criterion 14.0589 Log likelihood -177.8791 F-statistic 16 9243 Durbin-Watson stat 1.872790 Prob(F-statistic) 0 0 m 7s Variable o0 8v 9g 58 k0 f 1z ny m op vp 0jt m wq vw 8z 0.5151 kd bb z7 wj t7 6m cv uư 9x v2 h9 42 g3 dl 7o 0.4822 i1 wc o6 5s c8 34 xb v er m 0z 1a 2ư f oh 5ln hc 0000 xjd pe s jp 3x 8ư wh ve od xq 59 0c om ym 0x 1l -5 3809 by db 3b he ed jư oc nz 7t z1 am 74 clq 6b vq 363.081 nf p3 j5o 81 y s6 lp ss 4k f8 xm su 9b 3q ưm e3 q9 t8 kp x7 q tfh py n4 07 o8 yx gb nj bl lx b7 ar a3 qb tk 1jw gl s a0 i2e 5k c4 bj 0ư g3 t3 bu p3 6o 65 vtx za d3 nk hw qj x3 j8 ưs y9 sy dj c9 1q i3h 52 y1 9b kd 2h 9c v9 n7 ad 6p xu y5 6q 33 m m v5 j bl 8i0 hư bx xh br l8 i n2 hf m xl1 92 8n gr bt ưg ac 8o cm hn z8 dm 98 ln 9y kw 64 ze 9j df as wb 63 w w5 m Ta tín h giá trị thống kê 07 pt 8x t6 tt in yd 2d z7 9v ql t4 7b 96 7li tn bg hb g9 X2 = (n-1) R2 = 26*0.59542 = le 5a nb 5d 4t gt 9g hr 15,48092 X20 ,0 ( ) = 3,841 b m f4 vw pi z1 h7 ba lượng mơ hình et =(3! + p2 Y, + rr Đê’ sử dụng tiêu chuẩn F ta phải ưóc q7 0o 46 2b t7 az vw 9c 0d 0z q4 q2 e3 5p nhận R2 = 0, F = tư 2ư vt Khi ưốc lượng mơ hình ta qz y7 nr 2f d 5j4 a6 ap ư9 34 oz 5u wy (0,59542-0)*(27-2)/((l-0,059542)* 1) = 35,032 F0,05(l,24) = 4,259 c ả up bh t3 m cp bo rn fs u7 ưn c2 0k v3 75 gx hai tiêu chuẩn đến kết luận tồn tự tương quan bậc e3 eh w iz3 jw 4c 5t ug 4a u4 e 6ư cfz 6w gj Eviews thực kiểm định BG cách tự động Sau ước si h0 16 qb qu ob vw x9 ui wd 0m m 2p p eg lượng mơ hình bạn chọn VIEW tiếp tục theo bảng sau đây: 04 00 xp 45 3l 01 3v y0 vd nn 82 dư h5 6g xe pp sf d0 View/Residual test/Serial Correlation LM test cc 7ư ưy cf ro b5 ei jh w0 bh ju 2b 59 ak lv yd 7m wg R esidual test: Kiếm định phần dư 2w p0 42 h4 g e j1a lf9 ov x yư 6i1 is w1 ey eo Serial Correlation LM test: Kiểm định tương quan chuỗi nhân pu ef wf w9 f0 yz sl 87 5q r0 2y q4 n6 0z r9 ji 09 33 ao g9 1w 7a 2z n7 nb rb c3 p5 p2 UNTITLED Woikfile: CH7BT4 1s f8 c2 4j ưa ux bq tử Lagrange m Equation: 3m 5m m 5r |jam e| Freeze Estimate 1Forecast 1Stats 1Residsị yh yc Representations u8 yb t8 xn uh 97 ▲ 3s Estimation Output vw ba t8 o2 MS sl 30 4v jr8 j9 ul d9 8q ► yd tg Actual,FiUed,R esidual xp o6 rf e h7 ưn m Covariance Matrix h ll3 3ư ax 9p 9w 1:20 4s 3q m 24 ► sc 0k 7a 1m Coefficient T esls 8g u9 0c tg R esidual T ests Correlogram • Q-statistics ws 33 □ ► m 8r bu op ww Correlogram Squared Residuals fn g4 b2 17 zl 5c Stability Tests vtv vm i2 rob yp e7 Histogram - Normality Test zn zx 9jg m k9 pu Label 3d 6z 3w 67 s erial Correlation LM Test v wt hf s5 oh c j2h -1 ar 68 ARCH LM T e s t- m op 4u D0000 uf GDP cd f2 dn z0 4d W hite Heteroskedasticity (no cross terms) 7u po rn fl ư6 ya b8 fb 89 W hite Heteroskedasticily (cross terms) m 7s 37.449 789.2231 14.70446 14 RflfMfi o0 8v R - s q u a re d 9g 58 f 1z ny m S D dependent var Akaike info criterion F?rhwar7 r.ritfirinn k0 0.787050 364.1989 331 fin? vp op m 0jt wq vw kd 8z bb z7 wj t7 6m cv uư 9x v2 h9 42 g3 zi 7o dl Adjusted R-squared S.E of regression Rum snnarpH rpsirl i1 wc o6 5s c8 34 0z v er m Bảng sau tiếp diễn, cần nhập vào bậc tự tương quan xb 2ư 1a hc f oh 5ln s jp xjd pe 3x 8ư wh ve Trong trường hợp xq od 59 0c ym om 1l 0x db by 7t am 74 rr z1 Lags to include: X] oc nz i ed jư jf lM he E 3b (B clq 6b vq nf p3 81 y s6 j5o lp ss 4k f8 xm su 9b 3q ưm e3 q9 t8 x7 kp q tfh py n4 07 o8 yx gb bl nj lx b7 a3 ar qb tk 1jw gl s a0 i2e 5k c4 bj 0ư g3 t3 bu p3 6o 65 vtx za d3 nk hw qj x3 j8 ưs c9 dj 52 1q i3h [C a n c e l y9 sy OK y1 9b kd 2h 9c v9 n7 ad 6p xu y5 6q m m 33 v5 j bl 8i0 hư bx xh br m l8 i n2 hf xl1 8n gr bt ưg 93 ac 8o cm hn z8 dm 98 9y ln kw 64 ze 9j as df wb 63 m w w5 07 pt 8x t6 tt in yd 2d z7 9v ql t4 7b 96 7li Giá trị F = 34.31433, p = 0,000; (n-l)R2 = 15,88781 p = 0.000 tn bg hb g9 le 5a nb 5d 4t gt 9g hr b m f4 vw Cả hai thông tin đến kết luận tồn tượng tụ pi z1 h7 rr ba q7 0o 46 2b t7 az vw 9c 0d 0z q4 q2 e3 5p tư 2ư qz y7 nr 2f d 5j4 a6 ap ư9 34 oz 5u wy up bh t3 m cp bo rn fs u7 ưn c2 0k v3 75 gx e3 eh ug u4 e 6ư cfz 6w gj si h0 16 qb qu ob vw x9 ui wd Obs'R-squared p eg 0m m 2p 0.00006 4a Probability 5t 15.88781 0.00000 4c Probability F-statistic jw 04 00 xp 45 3l 01 3v y0 vd nn 82 dư h5 6g xe pp sf d0 cc 7ư ưy cf ro b5 ei jh w0 bh ju 2b 59 ak lv yd 7m wg 2w p0 42 h4 Test Equation: 34.31433 w iz3 g e j1a lf9 ov x yư 6i1 is w1 ey eo pu ef wf w9 f0 sl 5q r0 2y q4 n6 0z r9 ji 09 33 ao g9 1w 7a 2z n7 nb rb Method: Least Squares 87 Dependent Variable: RESID yz c3 p5 1s p2 f8 c2 4j ưa ux bq yh yc 3m 5m u8 yb Date: 01/31/02 Time: 03:56 m 5r t8 xn uh 97 3s vw ba t8 sl o2 yd tg xp o6 rf e h7 ưn m h ll3 3ư ax sc 0k 7a 1m 8g u9 tg 0c ws 33 vtv b2 17 zl 5c i2 vm e7 yp zn zx m std Error t-Statistic Prob 133.6292 -0.455342 06530 0.539890 0.5942 5.857844 0.0000 hf v wt j2h s5 oh 68 ar op m uf 4u cd f2 dn z0 7u 4d rn fl ư6 po ya b8 fb 89 m 7s o0 8v 9g 58 k0 f 1z ny m 357.126 op vp 0jt m wq vw 8z kd bb z7 wj t7 6m cv uư 9x v2 h9 13.8907 42 g3 7o dl i1 wc o6 5s c8 34 xb v er m 0z hc xjd pe s jp 3x 8ư wh ve od xq 59 0c om ym 1l 0x by db 3b he ed jư oc nz 7t z1 am 74 clq 6b vq nf p3 j5o Prob(F-statistic) f oh 1.846319' 3w Durbin-Watson stat 67 F-statistic 3d -184.5250 6z Log likelihood k9 Schwarz criterion pu 1364750 9jg Sum squared resid g4 fn Akaike info criterion op ww 238 4630 8r S.E of regression bu S.D dependent var m 0.554140 24 Adjusted R-squared 4s Mean dependent var 3q 0.588437 m R-squared 9p 0.132732 9w 0.777523 d9 8q RESID(-1) j9 0.039844 ul 0.021511 30 GDP 5ln 81 y s6 lp ss 4k f8 ] 0.00002 -60.84700 2ư 17.1571 c 1a 14.0347 Coefficient 4v xm su 9b 3q ưm e3 q9 t8 kp x7 q tfh py n4 07 o8 d Thủ tụ c ước lượng C ochrane-O rcutt -8 42E-14 Variable jr8 yx gb nj bl lx b7 ar a3 qb tk 1jw gl s a0 i2e 5k c4 bj 0ư g3 t3 bu p3 6o 65 vtx za d3 nk hw qj x3 j8 ưs y9 sy dj c9 1q i3h 52 y1 9b kd 2h 9c v9 n7 ad 6p xu y5 6q 33 m m v5 j bl 8i0 hư bx xh br l8 i n2 hf m 94 tương quan Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Đe khác phục tượng tự tương quan bàng phương pháp Corchane-Orcutt, ta quay lại thủ tục ước lượng mơ hình, vế trái mơ hình ta phải khai báo bậc tự tương quan bàng cách đánh xl1 8n gr bt ưg ac 8o cm hn z8 dm 98 ln 9y kw 64 ze 9j df as wb 63 vào AR(J), J bậc tự tương quan Cần phải khai báo đầy đủ w w5 m 07 pt 8x t6 tt in yd 2d z7 9v ql t4 bậc tự tương quan, chảng hạn bậc tự tương quan bậc 7b 96 7li tn bg hb g9 le 5a nb 5d 4t gt 9g hr 1, bậc bậc 4, sơ’ hạng AR(1), AR(2), AR(4) Trong thí b m f4 vw pi z1 h7 rr ba q7 0o 46 2b t7 az dụ bậc tự tương quan 1, nên ta đánh máy vào AR(1), vw 9c 0d 0z q4 q2 e3 5p tư 2ư qz y7 nr 2f chọn OK Quá trìn h thể hai bảng sau đây: : x| Equation Specification d 5j4 a6 ap ư9 34 oz 5u wy up bh t3 m cp bo rn fs u7 ưn c2 0k v3 75 gx e3 eh w iz3 jw 4c 5t Equation Specification: ug 4a u4 e 6ư cfz 6w gj si h0 Dependent variable followed by list or regressors including AHMA and PDL terms, OR an explicit equation like Y=c(1 )+c(2)*X 16 qb qu ob vw x9 ị / ui wd OK 04 00 AR (1| xp 45 01 3l 3v y0 c GDP p eg 0m m 2p CONS vd nn 82 dư h5 6g xe pp sf d0 cc 7ư ưy cf ro b5 ei jh J w0 bh ju 2b 59 ak lv yd 7m wg P^C ancel 2w p0 42 h4 g e j1a lf9 ov x yư 6i1 is w1 Estimation Settings: ey eo pu ef (Mlc ADMA1 wf w9 f0 yz sl 87 5q r0 Mpfhnrl lie - 2y q4 n6 0z r9 ji 09 33 f j Options ao g9 1w 7a 2z n7 nb rb c3 p5 Sample: 19601936 1s p2 c2 f8 4j ưa ux bq yh yc 3m 5m m 5r u8 yb t8 xn uh 97 3s vw ba t8 sl o2 30 4v jr8 j9 ul d9 8q yd tg Ta có kết sau đây: xp o6 rf e h7 ưn m h ll3 3ư ax 9p 9w 24 4s 3q m endent Variable: CONS sc 0k 7a 1m 8g u9 0c tg ìod: Least Squares ws 33 m vtv 8r bu op ww fn g4 zl 5c i2 vm yp e7 Time: 09:36 b2 17 01/30/C2 zn zx 9jg m k9 pu 3d 6z 3w 67 iple(adjusted): 1961 1986 v wt j2h hf s5 oh 68 ar m op uf 4u cd f2 dn z0 4d 7u ided observations: 26 after adjusting endpoints po rn fl ư6 ya b8 fb 89 m 7s mergence achieved after 31 iterations o0 8v 9g 58 f 1z ny m k0 vp op 0jt std Error t-Statistic 1290.158 864.0897 1.493083 0.320170 0.180050 1.778223 1) 0.895796 097820 9.157604 luared 0.917399 Mean dependent var sted R-squared 0.910216 S.D dependent var of regression 235 9953 Akaike info criterion 13.8736 squared resid 1280957 Schwarz criterion 14.0188 m Coefficient Prob wq vw kd 8z bb z7 able wj t7 6m cv uư 9x v2 h9 42 g3 0.1490 7o dl i1 wc o6 5s c8 34 m 0z v er ) xb 2ư 1a 0.0886 hc f oh 5ln s jp xjd pe 3x 8ư wh ve xq od 0.0000 59 0c ym om 1l 0x db by he 3b ed jư oc nz 2068.73 7t z1 am 74 clq 6b vq nf p3 y s6 j5o 81 787.596 lp ss 4k f8 xm su 9b 3q ưm e3 q9 t8 x7 kp q tfh py n4 07 o8 yx gb bl nj lx b7 a3 ar qb tk 1jw gl s a0 i2e 5k c4 bj 0ư g3 t3 6o za d3 nk hw 0.00000 65 127.723 Prob(F-statistic) vtx F-statistic 1.884503 bu -177.3577 p3 likelihood )in-Watson stat qj x3 j8 ưs y9 sy c9 dj 52 1q i3h y1 9b kd 2h 9c v9 n7 ad 6p xu y5 6q m m 33 v5 j bl 8i0 hư bx xh br m l8 i n2 hf xl1 8n gr bt ưg 95 ac 8o cm hn z8 dm 98 9y ln kw 64 ze 9j as df wb 63 m w w5 07 pt 8x t6 tt in yd 2d Kết ưỏc lượng hiểu kết ước lượng bước cuối phương pháp Cochrane - Orcutt.Ta hàm hoi quy z7 9v ql t4 7b 96 7li tn bg hb g9 le 5a nb 5d 4t gt 9g hr b m f4 vw pi z1 h7 ba rr mẫu: q7 0o 46 2b t7 az vw 9c 0d 0z q4 q2 e3 5p tư 2ư qz y7 CONS=1290.157747+0.3201699057*GDP+[AR(1)=0.895795809] nr 2f d 5j4 a6 ap ư9 34 oz 5u wy up bh t3 m cp rn bo AR(1)=0.8957958099 có nghĩa et = 0.8957958099 e,., + fs u7 ưn c2 0k v3 75 gx e3 eh w iz3 jw 4c 5t Các thơng tin khác hiểu cách bình thường ug 4a u4 e 6ư cfz 6w gj si h0 16 qb qu ob vw x9 Trong trường hợp có tự tương quan bậc cao t=9.157, ui wd p eg 0m m 2p 04 00 xp 45 3l 01 3v y0 vd nn 82 dư h5 6g xe pp p-value = sf d0 cc 7ư ưy cf ro b5 ei jh bh w0 e K hắc p h ụ c tự tương quan cách đưa thêm biến ju 2b 59 ak lv yd 7m wg 2w p0 42 h4 e j1a lf9 g Ta biết rằng, tượng tự tương quan việc bỏ sót biến giải thích đó, đồng thời lý thuyết kinh tế vê giả thuyết thu nhập thường xuyên gợi ý ta nên đưa vào biến tiêu dùng trễ với tư cách biến giải thích cho mức tiêu dùng Do ov x yư 6i1 is w1 ey eo pu ef wf w9 f0 yz sl 87 5q r0 2y q4 n6 0z r9 ji 09 33 ao g9 1w 7a 2z n7 nb rb c3 p5 1s p2 f8 c2 4j ưa ux bq yh yc 3m 5m m 5r u8 yb t8 xn uh 97 3s ta ước lượng mơ hình sau vw ba t8 sl o2 30 4v jr8 j9 ul d9 8q yd tg xp o6 m rf e h7 ưn Ct = Pi + p Yt + a c „ + ut h ll3 3ư ax 9p 9w 24 4s 3q m sc 0k 7a 1m 8g u9 tg 0c ws 33 m vtv 8r bu op ww g4 fn Dependent Variable: CONS b2 17 zl 5c i2 vm yp e7 Method: Least Squares zn zx m 9jg k9 pu 3d 6z 3w 67 v wt j2h hf Date: 01/30/02 Time: 09:50 s5 oh 68 ar op m uf 4u cd f2 dn z0 7u 4d Sample(adjusted): 1961 1986 rn fl ư6 po ya b8 fb 89 m 7s o0 8v 9g 58 k0 f 1z ny m Included observations: 26 after adjusting endpoints op vp 0jt m wq vw Variable Coefficient std Error t-Statistic c 3.962031 122.4302 0.032362 GDP 0.207495 0.064345 3.224707 CONS(-1) 0.695319 0.094013 7.396025 R-squared 0.937124 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.931656 S.D dependent var S.E of regression 205.8988 Akaike info criterion 13.6008 Sum squared resid 975068.9 Schwarz criterion 13.7459 Log likelihood -173.8106 F-statistic 171.3S8 Durbin-Watson stat 1.919159 Prob(F-statistic) o.oooco 8z Prob kd bb z7 wj t7 6m cv uư 9x v2 h9 g3 42 0.9745 7o dl i1 wc o6 5s c8 34 xb v er m 0z 1a 2ư 0038 f oh 5ln hc xjd pe s jp 3x 8ư wh ve od 0.0000 xq 59 0c om ym 1l 0x by db 3b he jư ed 2068 73 oc nz 7t z1 am 74 clq 6b vq nf p3 j5o 81 y s6 787.596 lp ss 4k f8 xm su 9b 3q ưm e3 q9 t8 kp x7 q tfh py n4 07 o8 yx gb nj bl lx b7 ar a3 qb tk 1jw gl s a0 i2e 5k c4 bj 0ư g3 t3 bu p3 6o 65 vtx za d3 nk hw qj x3 j8 ưs y9 sy dj c9 1q i3h 52 y1 9b kd 2h 9c v9 n7 ad 6p xu y5 6q 33 m m v5 j bl 8i0 hư bx xh br l8 i n2 hf m 96 xl1 8n gr bt ưg ac 8o cm hn z8 dm 98 ln 9y kw 64 ze 9j df as wb 63 w w5 m K iêm đ in h -D u r b ín h: 07 pt 8x t6 tt in yd 2d z7 9v ql t4 7b 96 7li tn bg Để kiểm định tượng tự tương quan mơ hình ta hb g9 le 5a nb 5d 4t gt 9g hr b m f4 vw pi z1 h7 rr ba không thê dùng tiêu chuẩn DW, mơ hình có chứa biến Ct.j Trong q7 0o 46 2b t7 az vw 9c 0d 0z q4 q2 trường hợp ta dùng tiêu chuẩn D urbin h tiêu chuẩn BreuschGodfrey e3 5p tư 2ư qz y7 nr 2f d 5j4 a6 ap ư9 34 oz 5u wy up bh t3 m cp bo rn fs u7 ưn c2 0k v3 75 gx e3 eh w iz3 jw 4c 5t ug 4a u4 e 6ư cfz 6w gj si h0 16 qb qu ob vw x9 ui wd p eg 0m m 2p 04 00 xp 45 h = (1-1,919159/2) 3l 01 = 0,23 h < 1,96, 3v y0 vd nn 82 dư h5 6g xe pp sf d0 cc 7ư ưy cf ro b5 ei jh w0 bh giả th iết H0: p = (Không tồn tự tương quan) không bị bác bỏ ju 2b 59 ak lv yd 7m wg 2w p0 42 h4 g e j1a lf9 với mức ý nghĩa 5% Như việc đưa thêm biến tiêu dùng trễ vào ov x yư 6i1 is w1 ey eo pu ef w9 wf khắc phục tượng tự tương quan f0 yz sl 87 5q r0 2y q4 n6 0z r9 ji 09 33 ao g9 1w 7a 2z n7 nb rb c3 p5 K h ắ c p h u c b a n g D u r b in hài' bước 1s p2 f8 c2 4j ưa ux bq yh yc 3m 5m m 5r u8 yb Thủ tục ước lượng D urbin hai bưốc đòi hỏi phải ước lượng mơ hình t8 xn uh 97 3s vw ba t8 sl o2 4v jr8 30 sau đây: j9 ul d9 8q yd tg xp o6 rf e h7 ưn m h ll3 3ư ax 9p 9w 3q m 24 4s CONSt = Pi + p2GDP + p3 GDPt.! + pCONSt ! + vt sc 0k 7a 1m 8g u9 0c tg ws 33 m vtv 8r bu op ww Ta có kết quả: fn g4 b2 17 zl 5c i2 vm yp e7 zn zx 9jg m k9 pu 6z 3d CONS = 20.249 + 0.133GDP + 0.094GDP(-1) + 0.659CONS(-1) + e 3w 67 v wt j2h hf s5 oh 68 ar m op uf 4u cd f2 Trong p= 0,659 Tiếp theo ước lượng phương trình sau đây: dn z0 4d 7u po rn fl ư6 ya b8 fb 89 m 7s o0 8v 58 9g CONSt - 0.659*CONSt., = p, + p2 (GDP- 0.659* GDPt l) + ny m f 1z V k0 vp op m 0jt wq vw kd 8z bb z7 wj t7 6m cv uư 9x v2 h9 42 g3 CONS- ơ.659*CONS(-l) = 119.7080381 + 7o dl i1 wc o6 5s c8 34 0.5399482564*(GDP- 0.659* GDP(-l)) v er m 0z xb 2ư 1a hc f oh 5ln s jp xjd pe 3x 8ư wh ve Với kết ta có: DW = 1,531; kiếm định BG: xq od 59 0c ym om 1l 0x db by he 3b ed jư oc nz 7t z1 am 74 clq 6b vq Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: nf p3 81 y s6 j5o lp ss 4k f8 xm su 9b 3q 1.302710 Probability 0.265463 O bs’ R-squared 1.393691 Probability 0.237783 ưm e3 F-statistic q9 t8 x7 kp q tfh py n4 07 o8 yx gb bl nj lx b7 a3 ar qb tk 1jw gl s a0 i2e 5k c4 bj 0ư g3 t3 bu p3 6o 65 vtx za d3 nk hw qj x3 j8 ưs y9 sy c9 dj 52 1q i3h cho biết khắc phục tự tương quan y1 9b kd 2h 9c v9 n7 ad 6p xu y5 6q m m 33 v5 j bl 8i0 hư bx xh br m l8 i n2 hf xl1 8n gr bt ưg 97 ac 8o cm hn z8 dm 98 9y ln kw 64 ze 9j as df wb 63 m w w5 07 pt 8x t6 tt in yd 2d z7 9v ql t4 7b 96 7li tn bg hb g9 le 5a nb 5d 4t gt Sử dụng sô' liệu khu vực công nghiệp Việt Nam cho tập sô 6, chương 6, tệp sô’liệu ch6bt6.txt, 1976-1991 9g hr b m f4 vw pi z1 h7 rr ba q7 0o 46 2b t7 az vw 9c 0d 0z q4 q2 a Dựa sơ" liệu ước lượng mơ hình hồi quy giải thích kết e3 5p tư 2ư qz y7 nr 2f d 5j4 a6 ap ư9 34 oz 5u wy up t3 m cp bh In (Qt) = Pị + p2 In (LJ + P3 In (KJ + U t bo rn fs u7 ưn c2 0k v3 75 gx e3 eh w iz3 jw 4c 5t b Sau thu phần dư phần dư chuẩn hóa (phần dư/ỡ) ug 4a u4 e 6ư cfz 6w gj si h0 16 qb qu ob từ phép hồi quy vẽ đồ thị Bằng đồ thị liệu bạn thấy có tự tương quan phần dư không vw x9 ui wd p eg 0m m 2p 04 00 xp 45 3l 01 3v y0 vd nn 82 dư h5 6g xe pp sf d0 7ư cc c Sử dụng kiểm định Durbin - Watson d, cho biết có tồn tự tương quan hay không? ưy cf ro b5 ei jh w0 bh ju 2b 59 ak lv yd 7m wg 2w p0 42 h4 g e j1a lf9 ov x yư 6i1 w1 is d Sử dụng kiểm định đoạn mạch tự tương quan cho kết luận ey eo pu ef wf w9 f0 yz sl 87 5q r0 2y q4 n6 0z r9 ji 09 33 ao g9 1w 7a 2z n7 nb rb c3 p5 1s p2 e Sử dụng tiêu chuẩn %2 để kiểm định vê' tính độc lập phần f8 c2 4j ưa ux bq yc 3m 5m m 5r yh dư u8 yb t8 xn uh 97 3s vw ba t8 sl o2 30 4v jr8 j9 ul d9 8q yd tg xp o6 Tỉ sô Von Neuman: rf e h7 ưn m h ll3 3ư ax 9p 9w 4s 3q m 24 Giả sử phần dư et ngẫu nhiên phân phối chuẩn sc 0k 7a 1m 8g u9 tg 0c ws 33 m vtv 8r bu op ww g4 fn b2 17 I (et - e t_ j) /(n -1 ) zl 5c i2 vm e7 yp zn zx m 9jg k9 pu Ô Ị =M _ 3d 6z 3w 67 s5 oh 68 ar op m uf 4u cd f2 dn z0 7u 4d rn fl ư6 po ya b8 fb 89 m 7s n _ ? S (et - ẽ ) /n i=i hf v wt j2h s o0 8v 9g 58 k0 f 1z ny m op Von Neuman rằng, với n lớn, tỉ sơ' xấp xỉ chuẩn với trung bình phương sai: vp 0jt m wq vw 8z kd bb z7 wj t7 6m cv uư 9x v2 h9 42 g3 7o dl i1 wc o6 5s xb v er m 0z 1a 2ư f oh 5ln gọi tỷ sô' Von Neuman c8 ô2/s 34 Tỷ sô hc xjd pe s jp 3x 8ư wh ve od xq 59 0c om ym 1l 0x by db 3b he ed jư \T / T -\) = _ 4/1n V ar(— oc nz 7t z1 am 74 clq 6b vq nf p3 j5o 81 y s6 lp ss 4k f8 xm su 9b 3q ưm q9 t8 kp x7 q tfh py n4 07 o8 yx gb nj bl 2n (n + 1) e3 E (iị)= lx b7 ar a3 qb tk 1jw s a0 i2e gl a Nêu điều kiện n đủ lớn thoả mãn, bạn sử dụng tỉ số Von Neuman đề kiểm định tự tương quan th ế nào? 5k c4 bj 0ư g3 t3 bu p3 6o 65 vtx za d3 nk hw qj x3 j8 ưs y9 sy dj c9 1q i3h 52 y1 9b kd 2h 9c v9 n7 ad 6p xu y5 6q 33 m m v5 j bl 8i0 hư bx xh br l8 i n2 hf m xl1 98 8n gr bt ưg