XÁC ĐỊNH ĐƯỜNG CUNG, CẦU ĐẤT SÉT CHO SẢN XUẤT VẬT LIỆU XÂY DỰNG VÀ MỘT SỐ BIỆN PHÁP TRONG QUẢN LÝ NGUỒN TÀI NGUYÊN Ở HUYỆN TÂN UYÊN TỈNH BÌNH DƯƠNG

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ĐẠI HỌC NÔNG LÂM TP HỒ CHÍ MINH ************ HÀ CẨM HẰNG XÁC ĐỊNH ĐƯỜNG CUNG, CẦU ĐẤT SÉT CHO SẢN XUẤT VẬT LIỆU XÂY DỰNG VÀ MỘT SỐ BIỆN PHÁP TRONG QUẢN LÝ NGUỒN TÀI NGUYÊN Ở HUYỆN TÂN UYÊN TỈNH BÌNH DƯƠNG LUẬN VĂN TỐT NGHIỆP ĐẠI HỌC NGÀNH KINH TẾ TÀI NGUN MƠI TRƯỜNG Thành phố Hồ Chí Minh Tháng /2011 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ĐẠI HỌC NÔNG LÂM TP HỒ CHÍ MINH ************ HÀ CẨM HẰNG XÁC ĐỊNH ĐƯỜNG CUNG, CẦU ĐẤT SÉT CHO SẢN XUẤT VẬT LIỆU XÂY DỰNG VÀ MỘT SỐ BIỆN PHÁP TRONG QUẢN LÝ NGUỒN TÀI NGUYÊN Ở HUYỆN TÂN UYÊN TỈNH BÌNH DƯƠNG Ngành: Kinh Tế Tài Nguyên Môi Trường LUẬN VĂN TỐT NGHIỆP ĐẠI HỌC Người hướng dẫn: TS ĐẶNG THANH HÀ Thành phố Hồ Chí Minh Tháng 7/2011 Hội đồng chấm báo cáo khóa luận tốt nghiệp đại học khoa Kinh Tế, trường Đại Học Nông Lâm Thành Phố Hồ Chí Minh xác nhận khóa luận “Xác Định Đường Cung, Cầu Đất Sét Cho Sản Xuất Vật Liệu Xây Dựng Một Số Biện Pháp Trong Quản Lý Nguồn Tài Nguyên Huyện Tân Uyên tỉnh Bình Dương” Hà Cẩm Hằng, sinh viên khóa 2007 – 2011, ngành Kinh Tế Tài Nguyên Môi Trường, bảo vệ thành công trước hội đồng vào ngày _ TS ĐẶNG THANH HÀ Người hướng dẫn, Ngày tháng năm Chủ tịch hội đồng chấm báo cáo Thư ký hội đồng chấm báo cáo Ngày tháng năm Ngày tháng năm LỜI CẢM TẠ Khóa luận hoàn thành với tất nỗ lực thân Bên cạnh đó, kết động viên, giúp đỡ vật chất, tinh thần kiến thức nhiều cá nhân, tổ chức Để có kết ngày hơm xin: Để ngày hôm quên công ơn ba mẹ sinh thành, dưỡng dục, không ngại vất vả, hy sinh suốt thời gian qua để bước tiếp đường mà chọn Xin cảm ơn tất người thân gia đình ln động viên ủng hộ cho Cảm ơn Ban Giám Hiệu Trường ĐH Nông Lâm TP.HCM, Ban Chủ Nhiệm Khoa Kinh Tế, Thầy Cô giảng dạy Gửi đến thầy TS Đặng Thanh Hà lòng biết ơn chân thành Cảm ơn Thầy nhiệt tình giảng dạy, bảo, truyền đạt cho tơi kiến thức bổ ích, hướng dẫn tận tình suốt trình thực khóa luận Cảm ơn anh chị thuộc Phịng Tài Ngun Mơi Trường huyện Tân Un, Phịng Kinh Tế Huyện, đặc biệt anh Trí, anh Tâm, chị Thảo (Phịng Tài Ngun Mơi Trường Huyện), chị Ngọc (Phịng Kinh Tế Huyện) nhiệt tình cung cấp số liệu hướng dẫn tận tình cho tơi hồn thành nghiên cứu Xin cảm ơn giúp đỡ Cơ Sở, Doanh Nghiệp sản xuất gạch địa bàn huyện Tân Uyên Xin chân thành cảm ơn! TP Hồ Chí Minh, ngày 11 tháng 07 năm 2011 Sinh viên Hà Cẩm Hằng NỘI DUNG TÓM TẮT HÀ CẨM HẰNG Tháng 07 năm 2011 “Xác Định Đường Cung, Cầu Đất Sét Cho Sản Xuất Vật Liệu Xây Dựng Và Một Số Biện Pháp Trong Quản Lý Nguồn Tài Nguyên Huyện Tân Uyên tỉnh Bình Dương” HÀ CẨM HẰNG June 2011 “Determine the Supply - Demand Curves for Construction Materials Production and a Number of Measures in The Management of Resources in Tan Uyen District – Binh Duong Province” Tình trạng khai thác đất sét địa bàn Huyện phức tạp lượng cho phép khai thác khoảng 868.000 m3/năm lượng sét làm nguyên liệu cho Cơ sở, Doanh nghiệp sản xuất gạch địa bàn Huyện tình hình khai thác nhiều lượng cho phép tiếp tục diễn Với nguồn số liệu từ điều tra 85 Cơ sở, Doanh nghiệp sản xuất gạch địa bàn huyện Tân Uyên, đề tài xác định đường cầu sét cho Cơ sở, Doanh nghiệp sản xuất gạch dạng hàm Cobb-Douglas: Q = e-4,42*P-0,204*LSP1,007*e0,255D1*e0,209D2 Ứng dụng kết đường cầu đường cung cho phép khai thác, khóa luận xác định giá sét 8.683.200 đồng/m3, giá sét thực tế khoảng 89.021 đồng/m3 Chênh lệch lượng sét khai thác thực tế lượng cho phép khai thác cao khoảng 1,5 lần nên giá sét xác định chênh lệch cao, q trình Cơng nghiệp hóa – Hiện đại hóa với phát triển sở hạ tầng địa bàn Tỉnh kéo theo lượng sét khai thác không phép tăng lên Bằng phương pháp dự báo ARIMA, đề tài dự báo từ nđến quý năm 2015 lượng sét sử dụng cho sản xuất gạch khoảng 768.936 m3/quý, lượng sét khai thác quý thời gian gần với lượng cho phép khai thác năm Để quản lý sử dụng tài nguyên sét địa bàn có hiệu cao cần có kế hoạch khai thác theo quy hoạch đề ra, biện pháp xử lý hành vi vi phạm khai thác mức không phép MỤC LỤC Trang Danh mục chữ viết tắt viii Danh mục bảng ix Danh mục hình x Danh mục phụ lục xi CHƯƠNG MỞ ĐẦU 1.1 Đặt vấn đề 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu chung 1.2.2 Mục tiêu cụ thể 1.3 Phạm vi nghiên cứu khóa luận 1.3.1 Phạm vi thời gian 1.3.2 Phạm vi không gian 1.3.3 Về nội dung 1.4 Cấu trúc khóa luận CHƯƠNG TỔNG QUAN 2.1 Tổng quan tài liệu nghiên cứu 2.2 Tổng quan huyện Tân Uyên 2.2.1 Điều kiện tự nhiên 2.2.2 Điều kiện kinh tế - xã hội 11 2.3 Nhu cầu đất sản xuất vật liệu xây dựng, gốm sứ giai đoạn 2010 – 2020 15 CHƯƠNG NỘI DUNG VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Nội dung nghiên cứu 17 17 3.1.1 Một số khái niệm sở lý luận liên quan đến tài nguyên sét 17 3.1.2 Một số lý luận đường cầu 19 3.1.3 Các hệ số co giãn cầu 21 3.1.4 Một số lý luận đường cung 23 3.1.5 Cân thị trường 24 3.1.6 Một số lý luận mơ hình dự báo ARIMA 24 v 3.2 Phương pháp nghiên cứu 30 3.2.1 Phương pháp phân tích hồi quy 30 3.2.2 Phương pháp xây dựng hàm cầu đất sét 31 3.2.3 Phương pháp xây dựng hàm cung đất sét 33 3.2.4 Phương pháp định giá tài nguyên đất sét 33 3.2.5 Phương pháp dự báo với mơ hình ARIMA 33 3.2.6 Phương pháp thu thập số liệu 34 3.2.7 Phương pháp xử lý số liệu 35 CHƯƠNG KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN 36 4.1 Thực trạng khai thác sử dụng tài nguyên sét gạch huyện Tân Uyên 36 4.1.1 Khai thác sét 36 4.1.2 Sử dụng sét 37 4.2 Mơ hình ước lượng hàm cầu sét gạch huyện Tân Uyên 42 4.2.1 Kết ước lượng thông số mơ hình 42 4.2.2 Kiểm định mơ hình 44 4.2.3 Nhận xét chung phân tích mơ hình đường cầu 45 4.3 Xây dựng hàm cầu hàm cung sét gạch thị trường 48 4.3.1 Xây dựng hàm cầu sét gạch sản xuất gạch toàn Huyện 48 4.3.2 Hàm cung sét gạch theo lượng khai thác có giấy phép 49 4.3.3 Định giá sét gạch 49 4.4 Một số biện pháp khó khăn cơng tác xử lý vi phạm lĩnh vực khai thác khoáng sản 51 4.4.1 Một số biện pháp xử lý vi phạm lĩnh vực khai thác khoáng sản 51 4.4.2 Khó khăn, vướng mắc lĩnh vực quản lý xử lý khai thác khoáng sản 54 4.5 Dự báo 55 4.5.1 Thị trường sử dụng đất sét gạch ngói huyện Tân Un 55 4.5.2 Mơ hình hồi quy thơng thường 58 4.5.3 Mơ hình ARIMA 59 vi CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 64 5.1 Kết luận 64 5.2 Kiến nghị 65 5.2.1 Đối với quan chức 65 5.2.2 Đối với Cơ sở, Doanh nghiệp sản xuất gạch 67 TÀI LIỆU THAM KHẢO 68 PHỤ LỤC vii DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT PTN&MT Phịng Tài Ngun Mơi Trường UBND Ủy Ban Nhân Dân VLXD Vật liệu xây dựng BXD Bộ xây dựng QĐ Quyết định QHSDĐ Quy hoạch sử dụng đất NĐ Nghị định CP Chính phủ GTSX Giá trị sản xuất GTGT Giá trị gia tăng TNCN Thu nhập cá nhân BVMT Bảo vệ môi trường VAC Vườn ao chuồng viii DANH MỤC CÁC BẢNG Trang Bảng 1.1 Diện Tích Loại Đất Huyện Tân Un – Bình Dương Bảng 1.2 Dân Số Thời Kỳ 2001 – 2010 Huyện Tân Uyên 13 Bảng 3.1 Các Loại Mô Hình 29 Bảng 3.2 Kỳ Vọng Dấu cho Hệ Số Mơ Hình Ước Lượng 32 Bảng 4.1 Số Lượng Cơ Sở, Doanh Nghiệp Sản Xuất Gạch Huyện Tân Uyên Giai Đoạn 2000 – 2011 39 Bảng 4.2 Tỷ Lệ Sử Dụng Sét Than Đá Sản Xuất 1000 Viên Gạch Theo Từng Kiểu Lò 41 Bảng 4.3 Tổng Hợp Lượng Sét Sử Dụng Sản Phẩm Từng Kiểu Lị 42 Bảng 4.4 Các Thơng Số Ước Lượng Mơ Hình Đường Cầu Sét Gạch 43 Bảng 4.5 Các Thơng Số Ước Lượng Mơ Hình Đường Cầu Sét Gạch Sau Khi Loại Biến LnKC, LnTL, LnTN 43 Bảng 4.6 Kiểm Tra Lại Dấu Các Thông Số Ước Lượng Mơ Hình Đường Cầu 44 Bảng 4.7 Lượng Đất Sét Gạch Sử Dụng Mỗi Kiểu Lò 56 Bảng 4.8 Lượng Sét Sử Dụng Qua Các Quý Giai Đoạn 2000 – 2011 57 Bảng 4.9 Các Thông Số Ước Lượng Mơ Hình Dự Báo 58 Bảng 4.10 So Sánh Các Chỉ Tiêu Đánh Giá Các Mô Hình Dự Báo 60 Bảng 4.11 Kết Quả Dự Báo Lượng Sét Gạch Sử Dụng Địa Bàn Huyện Giai Đoạn 2011- 2015 61 Bảng 6.1: Kết Quả Kiểm Định Đa Cộng Tuyến Bằng Hồi Quy Bổ Sung 83 ix Phụ lục 4: Khắc Phục Hiện Tượng Tự Tương Quan Bằng Cách Sử Dụng AR(p) Trong Eview Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 0.576415 0.624144 Probability Probability 0.450039 0.429511 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/13/11 Time: 06:29 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LNP1 LNLSP D1 D2 C -0.004178 -0.002164 -0.002678 -0.000122 0.084437 0.083717 0.040754 0.063417 0.031264 1.287841 -0.049911 -0.053095 -0.042223 -0.003908 0.065565 0.9603 0.9578 0.9664 0.9969 0.9479 AR(1) RESID(-1) 0.090711 -0.142722 0.150525 0.187984 0.602628 -0.759220 0.5485 0.4500 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression 0.007430 -0.069913 0.037679 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion 1.46E-12 0.036427 -3.639770 Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.109318 159.8703 2.011602 Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) -3.437202 0.096069 0.996580 Ta thấy P-value = 42,9 > 5%, nên chấp nhận Ho Mơ hình khơng cịn tự tương quan Phụ lục 5: Ma Trận Hệ Số Tương Quan Giữa Các Biến Trong Mơ Hình Đường Cầu LNQ LNP LNLSP D1 D2 LNQ 1.000000 -0.330036 0.992377 -0.958231 0.516168 LNP -0.330036 1.000000 -0.305422 0.245620 -0.134049 LNLSP 0.992377 -0.305422 1.000000 -0.959738 0.451504 D1 -0.958231 0.245620 -0.959738 1.000000 -0.610757 D2 0.516168 -0.134049 0.451504 -0.610757 1.000000 Hệ số tương quan LNLSP D1 0,959738 (tương quan đồng biến) Nên ta nghi ngờ có đa cộng tuyến xảy mơ hình Phụ lục 6: Kết Xuất Các Mơ Hình Hồi Quy Phụ Mơ hình 1: Biến LNP biến phụ thuộc Dependent Variable: LNP Method: Least Squares Date: 05/15/11 Time: 05:13 Sample: 85 Included observations: 85 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LNLSP D1 D2 -0.109459 -0.130542 -0.037794 0.037862 0.056922 0.023713 -2.890957 -2.293359 -1.593807 0.0049 0.0244 0.1149 C 13.50900 0.640927 21.07729 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid 0.148585 0.117051 0.047974 0.186422 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Log likelihood Durbin-Watson stat 139.5919 1.630052 F-statistic Prob(F-statistic) 11.67697 0.051055 -3.190399 -3.075450 4.711923 0.004408 Mô hình 2: Biến LNLSP biến phụ thuộc Dependent Variable: LNLSP Method: Least Squares Date: 05/15/11 Time: 05:18 Sample: 85 Included observations: 85 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LNP -0.854478 0.295569 -2.890957 0.0049 D1 -1.430851 0.040745 -35.11748 0.0000 D2 -0.376019 0.052742 -7.129403 0.0000 C 26.88457 3.445483 7.802845 0.0000 R-squared 0.954696 Mean dependent var 15.86059 Adjusted R-squared 0.953018 S.D dependent var 0.618392 S.E of regression 0.134039 Akaike info criterion -1.135457 Sum squared resid 1.455283 Schwarz criterion -1.020508 Log likelihood 52.25690 F-statistic 568.9680 Durbin-Watson stat 0.806979 Prob(F-statistic) 0.000000 Mơ hình 3: Biến D1 biến phụ thuộc Dependent Variable: D1 Method: Least Squares Date: 05/15/11 Time: 05:18 Sample: 85 Included observations: 85 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LNLSP -0.655810 0.018675 -35.11748 0.0000 LNP -0.467074 0.203664 -2.293359 0.0244 D2 -0.294587 0.031680 -9.298756 0.0000 C 16.59126 2.476389 6.699779 0.0000 R-squared 0.963041 Mean dependent var 0.694118 Adjusted R-squared 0.961672 S.D dependent var 0.463515 S.E of regression 0.090745 Akaike info criterion -1.915610 Sum squared resid 0.667008 Schwarz criterion -1.800661 Log likelihood 85.41341 F-statistic 703.5318 Durbin-Watson stat 0.726472 Prob(F-statistic) 0.000000 Mơ hình 4: Biến D2 biến phụ thuộc Dependent Variable: D2 Method: Least Squares Date: 05/15/11 Time: 05:20 Sample: 85 Included observations: 85 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D1 LNLSP -1.752697 -1.025385 0.188487 0.143825 -9.298756 -7.129403 0.0000 0.0000 LNP -0.804547 0.504796 -1.593807 0.1149 C 27.01564 6.906175 3.911810 0.0002 R-squared 0.614931 Mean dependent var 0.141176 Adjusted R-squared 0.600669 S.D dependent var 0.350270 S.E of regression 0.221345 Akaike info criterion -0.132274 -0.017325 Sum squared resid 3.968479 Schwarz criterion Log likelihood 9.621635 F-statistic 43.11725 Durbin-Watson stat 0.418916 Prob(F-statistic) 0.000000 Phụ lục7: Bảng Giá Trị Thống Kê Mơ Tả Các Biến Trong Mơ Hình Đường Cầu LNQ LNP LNLSP D1 D2 Mean 9.366078 11.67697 15.86059 0.694118 0.141176 Median 9.043459 11.68881 15.50191 1.000000 0.000000 Maximum 10.94108 11.72056 17.57490 1.000000 1.000000 Minimum 8.921057 11.54801 15.31959 0.000000 0.000000 Std Dev 0.549643 0.051055 0.618392 0.463515 0.350270 Skewness 1.106917 -0.869784 1.090676 -0.842561 2.060999 Kurtosis 2.780375 2.670468 2.688278 1.709909 5.247717 Jarque-Bera 17.52876 11.10201 17.19645 15.95156 78.06931 Probability 0.000156 0.003884 0.000184 0.000344 0.000000 85 85 85 85 85 Observations Phụ lục 8: Kết Xuất Eviews Mơ Hình Dự Báo Lượng Sét Gạch Kết xuất Dependent Variable: Q Method: Least Squares Date: 05/06/11 Time: 17:01 Sample(adjusted): 2000:1 2011:1 Included observations: 45 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob T 11801.82 405.5556 29.10038 0.0000 C 24171.13 10712.09 2.256433 0.0292 R-squared 0.951676 Mean dependent var 295613.1 Adjusted R-squared 0.950552 S.D dependent var 158890.9 S.E of regression 35332.25 Akaike info criterion 23.82641 Sum squared resid 5.37E+10 Schwarz criterion 23.90670 Log likelihood -534.0941 F-statistic 846.8324 Prob(F-statistic) 0.000000 Durbin-Watson stat 0.442386 Kết xuất Phục lục 9: Các Kiểm Định Giả Thiết Cho Mô Hình Đường Cầu Sét Gạch Kiểm định t-test - Phát biểu giả thiết: H0: βi = 0, i = 1, 2, 3, (biến giải thích thứ i khơng ảnh hưởng đến LnQ) H1: βi ≠ (biến giải thích thứ i có ảnh hưởng đến LnQ) - Xác định mức ý nghĩa độ bậc tự do: Mức ý nghĩa chọn α = 0,05 Độ bậc tự do: df = n – k = 85 – = 80 Với k số hệ số hồi qui n số quan sát Tra bảng phân phối Student ta giá tri tới hạn tcrit = tα/2; n-k Tính giá trị thống kê t (t-stat) sau so sánh với tcrit Nếu tstat > tcrit ta bác bỏ giả thiết H0, tức thay đổi biến số có ảnh hưởng đến biến thiên LnQ Và ngược lại, t < tcrit chấp nhận giả thiết H0, tức thay đổi biến số không ảnh hưởng đến biến thiên biến phụ thuộc LnQ Tuy nhiên, ta kết luận dựa vào việc so sánh mức ý nghĩa chọn: α = 0,05 với giá trị p-value kết xuất Eviews Như dựa vào phụ lục 1, giá trị p-value hệ số hồi quy nhỏ 5% Do đó, biến độc lập đưa vào mơ hình có ý nghĩa, thay đổi chúng ảnh hưởng đến biến thiên lượng cầu sét gạch LnQ Kiểm định F-test - Giả thiết kiểm định là: H0: β1 = β2 = β3 =β4= (tất biến độc lập mô hình khơng ảnh hưởng đến biến phụ thuộc LnQ) H1: có biến βi ≠ ( có biến ảnh hưởng đến LnQ) - Tìm giá trị thống kê kiểm định F (F-test) - Tra bảng phân phối Fk-1,n-k,(α) ta có giá trị tới hạn Fcrit với k-1= 4: bậc tự tử (k = 5) n – k =80: bậc tự mẫu (n =80) α mức ý nghĩa (α = 0,05) - So sánh giá trị F-test với giá trị tới hạn Nếu F > Fcrit (hoặc giá trị pvalue < mức ý nghĩa α) bác bỏ giả thiết H0 Nếu F < Fcrit (hoặc giá trị pvalue> mức ý nghĩa α) chưa đủ sở để bác bỏ giả thiết H0 Dựa vào giá trị p-value 0,0000 kết xuất phụ lục ta kết luận mơ hình có ý nghĩa Phụ lục 10: Kiểm Tra Các Vi Phạm Giả Thiết Trong Mơ Hình Hiện tượng phương sai không đồng Hiện tượng phương sai không đồng tượng mà phương sai sai số (εi) ứng với giá trị khác biến độc lập khác (phương sai không số) Hậu tượng làm cho hệ số ước lượng βi tuyến tính, khơng thiên lệch, qn khơng cịn tốt (khơng có phương sai bé nhất); ước lượng phương sai sai số chuẩn hệ số βi bị thiên lệch, kiểm định giả thiết khơng cịn hiệu lực, dễ dẫn đến sai lầm; Làm cho dự báo hiệu Chúng ta kiểm tra tượng kiểm định White Giả thiết: H0: không xảy tượng phương sai không đồng H1: xảy tượng phương sai không đồng - Nếu giá trị p-value < mức ý nghĩa α bác bỏ giả thiết H0 tức xảy tượng phương sai không đồng phải tìm cách khắc phục - Nếu giá trị p-value > mức ý nghĩa α chưa đủ sở để bác bỏ giả thiết H0 hay không xảy tượng phương sai không đồng với mức ý nghĩa chọn Dựa vào kết xuất kiểm định White phụ lục ta có: Prob(Obs*R-squared) = 0,36 > α = 10% nên chấp nhận giả thuyết H0, mơ hình khơng xảy tượng phương sai không đồng Hiện tượng tự tương quan Hiện tượng tự tương quan tượng mà số hạng sai số mẫu quan sát cụ thể tổng thể có quan hệ tuyến tính với hay nhiều số hạng sai số mẫu quan sát khác tổng thể Hậu tượng làm cho ước lượng βi khơng cịn tốt nhất, tức khơng có phương sai bé nhất, dự báo biến phụ thuộc khơng cịn hiệu quả; R2 tăng lên cao cách giả tạo t-stat lớn giá trị thật Để kiểm tra tượng dùng kiểm định DurbinWatson Giả thuyết: H0: ρ1 = (không có tự tương quan bậc 1) H1: ρ1 khác (có tự tương quan bậc 1) - Nếu giá trị p-value < mức ý nghĩa α bác bỏ giả thiết H0 tức xảy tượng tự tương quan bậc phải tìm cách khắc phục - Nếu giá trị p-value > mức ý nghĩa α chưa đủ sở để bác bỏ giả thiết H0 hay không xảy tượng tự tương quan bậc với mức ý nghĩa chọn Dựa vào kết xuất kiểm định BG phụ lục ta có: Prob (Obs*R-squared) = 0,0000< α = 5% nên bác bỏ H0, mơ hình xảy tượng tự tương quan bậc Khắc phục tượng phương pháp sử dụng AR(p) Eview phụ lục Ta thấy: Prob(Obs*R-squared) = 0,429 > α = 5% nên chấp nhận H0, mơ hình khơng xảy tượng tự tương quan Hiện tượng đa cộng tuyến Hiện tượng đa cộng tuyến xảy tồn mối quan hệ tuyến tính hồn hảo hay xấp xỉ hoàn hảo số hay tất biến giải thích mơ hình hồi quy Hậu tượng làm cho hệ số ước lượng mơ hình khơng xác định (nếu đa cộng tuyến hoàn hảo); Đối với tương quan cao hay xấp xỉ hoàn hảo làm cho ước lượng phương sai, độ lệch chuẩn đồng phương sai βi lớn, kiểm định giả thiết hiệu lực Để kiểm tra mô hình có xảy tượng hay khơng ta xem xét hệ số tương quan biến độc lập ma trận hệ số tương quan Phụ lục Nếu hệ số tương quan biến độc lập nhỏ (thơng thường