Kinh tế lượng - Hồi qui đa biến part 5 pptx

45 Khoảng tin cậy của  2  Do  2 không biết trước, ta thường dùng ước lượng không chệch của nó là  2 , ta có:  Biến t sẽ theo phân phối t với bậc tự do n – k (số tham số được ước lượng kể cả hệ số tự do).  Khoảng tin cậy từ phân phối t:   Pr(-t /2 < t < t /2 ) 46 Kiểm định 2 đuôi  Giả sử ta muốn kiểm định giả thuyết: H 0 :  2 =  0 và H 1 :  2   0 .  Kiểm định các giả thuyết trên gọi là kiểm định 2 đuôi.  Kiểm định được sử dụng khi ta không biết rõ chiều hướng khác biệt của  2 so với  0 .  Quy tắc quyết định: Xây dựng khoảng tin cậy 100(1-) cho  2 . Nếu giá trị  2 trong giả thuyết H 0 nằm trong khoảng tin cậy này, ta chấp nhận H 0 , nhưng nếu nó nằm ngoài, ta bác bỏ H 0 . 47 Quy tắc quyết định 48 Kiểm định giả thuyết mô hình 1. Kiểm định giả thuyết về từng phần tử của  Thông thường, giả thuyết được đặt ra là  i = 0, nghĩa là biến X i không ảnh hưởng đến mô hình, khi đó chúng ta xét: )kn( k k t~ ) ˆ (se ˆ t     Nếu t < t /2, (n-k) : ta chấp nhận giả thuyết H 0 :  I = 0 ở mức độ tin cậy , có nghĩa là X i không có ảnh hưởng đến Y. Nếu t > t /2, (n-k) : ta bác bỏ giả thuyết H 0 và chấp nhận H 1 :  i  0 ở mức độ tin cậy , có nghĩa là X i có ả nh h ưở ng đ ế n Y. 49 Kiểm định giả thuyết mô hình 2. Kiểm định ảnh hưởng tất cả các biến độc lập cùng lúc Giả thuyết của kiểm định này là: H 0 :  2 =  3 = =  k = 0 2 2 1 1 R R . k kn F     Bác bỏ giả thuyết H 0 khi F > F (k-1, n-k), , nghĩa là có ít nhất một tham số khác 0 ; hoặc là có ít nhất một biến có ảnh hưởng đến Y.  F < F (k - 1, n – k), thì chấp nhận giả thuyết H 0 , nghĩa là tất cả các tham số  2 ,  3 , ,  k đều bằng 0; hoặc là không có biến độc lập nào ảnh hưởng đến Y. 50 Phương pháp dự đoán trong mô hình hồi qui 2 2 2021 1 1 i o / x )xX( n st)X ˆˆ (      Cho trước 1 giá trị X 0 , ta có thể dùng mô hình hồi quy để dự báo giá trị Y ứng với một mức tin cậy  nào đó. Công thức: s: sai số chuẩn của ước lượng 2 2    n e ˆ s i  51 Ví dụ: Có bộ số liệu về chi tiêu và thu nhập của hộ gia đình ở VN 1998 như sau: Variable Obs Mean Std.Dev Min Max Label pcexp 5999 3210 2682 337.705 54886.9 Chi tieu/nguoi rincome 5999 15274 18535 -29524.4 445334 Tong thu nhap thuc hhsize 5999 4.77 1.97 1 19 So nhan khau child 5999 1.66 1.40 0 8 So tre em Ta cần kiểm định mối quan hệ giữa mức chi tiêu/đầu người với thu nhập của hộ gia đình, số nhân khẩu, số trẻ em trong gia đình. 52 Kết quả ước lượng mô hình hồi quy Source SS df MS Number of obs = 5999 F( 3, 5995) = 1116.09 Model 1.55E+10 3 5.16E+09 Prob > F = 0 Residual 2.77E+10 5995 4619197 R-squared = 0.3584 Adj R-squared = 0.358 Total 4.32E+10 5998 7195461 Root MSE = 2149.2 pcexp Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval] rincome 0.082 0.00 51.90 0.000 0.08 0.08 hhsize -376.468 20.22 -18.62 0.000 -416.11 -336.83 child -145.951 27.57 -5.29 0.000 -199.99 -91.91 _cons 4001.691 75.15 53.25 0.000 3854.37 4149.01 53 Trình bày Kết quả d145,95chil-ze376,47hhsi4001,69   rincome,exppc 0820 se (75,148) (0,0015) (20,222) (27.567) t 53.25 *** 51,90 *** -18,62 *** -5,29 *** • R 2 = 35,8%, chứng tỏ, các biến độc lập trong mô hình giải thích được 35,8% sự biến động của chi tiêu bình quân đầu người trong hộ. • Do giá trị t của các hệ số đều lớn hơn giá trị t 5% , ta bác bỏ các giả thuyết H 0 , cho rằng các hệ số bằng 0. Hay ta có th ể g ọ i các h ệ s ố đ ượ c ướ c l ượ ng đ ề u có ý nghĩa ở m ứ c 5%. 54 Trình bày và giải thích Kết quả d145,95chil-ze376,47hhsi4001,69   rincome,exppc 0820 se (75,148) (0,0015) (20,222) (27.567) t 53.25 *** 51,90 *** -18,62 *** -5,29 *** • Khi thu nhập tăng thêm 1 đồng, chi tiêu đầu người tăng bình quân 0,082 đồng, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. • Khi số nhân khẩu trong gia đình tăng thêm 1 người, chi tiêu đầu người giảm bình quân 376.000 đồng, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. • Khi s ố tr ẻ em trong gia đình tăng thêm 1 , chi tiêu đ ầ u ng ườ i gi ả m bình quân 146.000 đ ồ ng . -3 76.468 20.22 -1 8.62 0.000 -4 16.11 -3 36.83 child -1 45. 951 27 .57 -5 .29 0.000 -1 99.99 -9 1.91 _cons 4001.691 75. 15 53. 25 0.000 3 854 .37 4149.01 53 Trình bày Kết quả d1 45, 95chil-ze376,47hhsi4001,69   rincome,exppc. đình. 52 Kết quả ước lượng mô hình hồi quy Source SS df MS Number of obs = 59 99 F( 3, 59 95) = 1116.09 Model 1 .55 E+10 3 5. 16E+09 Prob > F = 0 Residual 2.77E+10 59 95 4619197 R-squared = 0. 358 4 Adj.   rincome,exppc 0820 se ( 75, 148) (0,00 15) (20,222) (27 .56 7) t 53 . 25 *** 51 ,90 *** -1 8,62 *** -5 ,29 *** • R 2 = 35, 8%, chứng tỏ, các biến độc lập trong mô hình giải thích được 35, 8% sự biến động của chi