Hãy xây dựng mô hình nghiên cứu về tiền điện hàng tháng của các gia đình các bạn sinh viên đại học Thương Mại thông qua ít nhất 4 yếu tố ảnh hưởng. Từ đó kiểm tra và khắc phục các khuyết tật của mô hình

Hãy xây dựng mô hình nghiên cứu về tiền điện hàng tháng của các gia đình các bạn sinh viên đại học Thương Mại thông qua ít nhất 4 yếu tố ảnh hưởng. Từ đó kiểm tra và khắc phục các khuyết tật của mô hình Hãy xây dựng mô hình nghiên cứu về tiền điện hàng tháng của các gia đình các bạn sinh viên đại học Thương Mại thông qua ít nhất 4 yếu tố ảnh hưởng. Từ đó kiểm tra và khắc phục các khuyết tật của mô hình Hãy xây dựng mô hình nghiên cứu về tiền điện hàng tháng của các gia đình các bạn sinh viên đại học Thương Mại thông qua ít nhất 4 yếu tố ảnh hưởng. Từ đó kiểm tra và khắc phục các khuyết tật của mô hình Hãy xây dựng mô hình nghiên cứu về tiền điện hàng tháng của các gia đình các bạn sinh viên đại học Thương Mại thông qua ít nhất 4 yếu tố ảnh hưởng. Từ đó kiểm tra và khắc phục các khuyết tật của mô hình Hãy xây dựng mô hình nghiên cứu về tiền điện hàng tháng của các gia đình các bạn sinh viên đại học Thương Mại thông qua ít nhất 4 yếu tố ảnh hưởng. Từ đó kiểm tra và khắc phục các khuyết tật của mô hình Hãy xây dựng mô hình nghiên cứu về tiền điện hàng tháng của các gia đình các bạn sinh viên đại học Thương Mại thông qua ít nhất 4 yếu tố ảnh hưởng. Từ đó kiểm tra và khắc phục các khuyết tật của mô hình

TRƯỜNG ĐẠI HỌC THƯƠNG MẠI MÔN: KINH TẾ LƯỢNG BÀI THẢO LUẬN Đề tài: Hãy xây dựng mơ hình nghiên cứu tiền điện hàng tháng gia đình bạn sinh viên đại học Thương Mại thông qua yếu tố ảnh hưởng Từ kiểm tra khắc phục khuyết tật mơ hình Nhóm: 10 Giáo viên hướng dẫn: MAI HẢI AN Lớp HP : 2137AMAT0411 MỤC LỤC LỜI MỞ ĐẦU Kinh tế lượng (econometrics) phận kinh tế học, hiểu theo nghĩa rộng môn khoa học kinh tế giao thoa với thống kê học toán kinh tế Hiểu theo nghĩa hẹp, ứng dụng toán, đặc biệt phương pháp thống kế vào kinh tế Kinh tế lượng lý thuyết nghiên cứu thuộc tính thống kê quy trình kinh tế lượng, ví dụ như: xem xét tính hiệu việc lấy mẫu, thiết kế thực nghiệm Kinh tế lượng thực nghiệm bao gồm: ứng dụng phương pháp kinh tế lượng vào đánh giá lý thuyết kinh tế phát triển sử dụng mơ hình kinh tế lượng, tất để sử dụng vào nghiên cứu quan sát kinh tế khứ hay dự đoán tương lai Thuật ngữ Kinh tế lượng (econometrics) lần sử dụng vào năm 1910 Paweł Ciompa Kinh tế lượng khác với nhánh khác thống kê học chỗ econometrics đặc biệt liên quan tới nghiên cứu quan sát với hệ thống phương trình (equations) Nghiên cứu quan sát khác với nghiên cứu sử dụng thí nghiệm có kiểm sốt (vốn hay dùng y học hay vật lý) Hai mục đích kinh tế lượng kiểm nghiệm lý thuyết kinh tế cách xây dựng mơ hình kinh tế (mà có khả kiểm định được) chạy (estimate) kiểm tra mơ hình xem chúng đưa kết chấp nhận hay phủ lý thuyết kinh tế Chính vậy, nhóm 10 áp dụng môn Kinh tế lượng để giải vấn đề thực tế để chứng minh môn học khơ khan lại áp dụng vào thực tiễn sống Đặc biệt qua để tài thảo luận nhóm: Xây dựng mơ hình nghiên cứu tiền điện hàng tháng gia đình bạn sinh viên đại học Thương Mại nhằm giải vấn đề sau: I II III Xây dựng mơ hình Kiểm tra khuyết tật mơ hình: Kiểm tra thiếu biến Kiểm tra thừa biến Đa cộng tuyến Phương sai sai số thay đổi Tự tương quan Chuẩn sai số ngẫu nhiên Kết luận CHƯƠNG I CƠ SỞ LÝ THUYẾT Tổng quan nghiên cứu: 1.1 Vấn đề nghiên cứu Xây dựng mơ hình nghiên cứu tiền điện hàng tháng gia đình bạn sinh viên thơng qua yếu tố ảnh hưởng vấn đề: - Kiểm tra tượng đa cộng tuyến - Tự tương quan - Phương sai sai số thay đổi - Kiểm tra tính chuẩn sai số 1.2 Mục tiêu nghiên cứu, phạm vi nghiên cứu: - Mục tiêu nghiên cứu: Nắm bắt nhân tố ảnh hưởng đến tiền điện hàng tháng gia đình bạn sinh viên đại học Thương Mại từ đưa mơ hình dựa mơn kinh tế lượng để giải nhân tố tác động - Đối tượng nghiên cứu : nhân tố ảnh hưởng đến tiền điện hàng tháng gia đình bạn sinh viên đại học Thương Mại - Khách thể nghiên cứu : Lý thuyết phân tích hồi quy Mơ hình hồi quy tổng thể Mơ hình hồi quy mẫu: Phần dư : ei= Yi 2.1 Ước lượng phương pháp bình phương nhỏ e = ; Y= ; = e = Y- = Y- X ; = ( , ,) = = = Tìm cho e = Hay nghiệm hệ phương trình: = (1) Ta có: = ( - X - + X ) = - + (X) (1) => - + 2(X) =  (X) = Mà tồn =>( = ( Trong ma trận phụ hợp ma trận (X) = X) = (= 2.2 - Khoảng tin cậy kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy tổng thể Bài toán: Ước lượng hệ số với mức ý nghĩa = = – ( + +….+ ) = = = Cov ( , ) = = Var( ) + Var( ) + Cov ( ) Bước 1:N( , Var( ) Bước 2: XDTK: T = Bước 3: Xác định khoảng tin cậy: - KTC đối xứng: ( ) - KTC trái : ( - ; ) - KTC phải : ( ; +) - Bước 4: Kết luận 2.3 Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy tổng thể Bước 1: Xây dựng toán kiểm định: Bước 2: TCKĐ : T = Bước 3: Miền bác bỏ: Loại giả thuyết Hai phía Phải Trái Bước 4: Kết luận: 2.4 Kiểm định giả thuyết đồng thời Bước 1: Xét toàn kiểm định: Bước 2: TCKĐ : F = Bước 3: Miền bác bỏ: Bước 4: Kết luận 2.5 Kiểm định ràng buộc Bước 1: ước lượng mơ hình gồm: Yi= β1+ β2X2i+…+ βkXki+ui thu Bước 2: ước lượng mơ hình sau bỏ m biến: Yi= β1+ β2X2i+…+ βk-mX(k-m)i+vi thu Bước 3: TCKĐ : F = Miền bác bỏ: Bước 4: Kết luận Các khuyết tật mơ hình: 3.1 Hiện tượng phương sai sai số thay đổi a Bản chất Vi phạm giả thiết Tức là: b Phát hiện tượng • Phương pháp đồ thị phần dư: Bước 1: Sử dụng đồ thị phần dư giá trị Xi giá trị dự đoán - Phương sai phần dư thể độ rộng biểu đồ rải phần dư - X tăng Nếu độ rộng biểu đồ rải phần dư tăng giảm X tăng có tượng phương sai sai số thay đổi Bước 2: Bỏ c quan sát giữa: c= c= n 30 ; c= 10 c=12 n60 =>hai nhóm số liệu : (n-c)/2 quan sát Bước 3: Ước lượng hai nhóm số liệu riêng biệt thu RSS VÀ RSS2 có bậc tự : BTKĐ: TCKĐ: Bước 4: Kết luận • Kiểm định Park Giả sử: ln = + ln Xij + vi Bước 1: ước lượng mơ hình gốc thu Bước 2: ước lượng mơ hình ln = + ln Xij + vi Bước 3: TCKĐ: T= Nếu H0 T • Kiểm định Glejser Bước1: Hồi quy mơ hình gốc để thu phần dư ei Bước 2: Hồi quy mơ hình sau : = β1 +β2Xi + vi = β1 +β2 +vi == β1 +β2 +vi= β1 +β2 + vi BTKĐ: TCKĐ: T= Nếu H0 T • Kiểm định White Bước 1: Ước lượng mơ hình hồi quy gốc thu phần dư ei Bước 2: ƯLMH sau : = α1 + α2X2 + α3X3 + α4 + α5 + α6X2X3 + Vi thu Bước 3: TCKĐ: χ2 = n χ2 (df) Bước 4: Kết luận Kiểm định dựa biến phụ thuộc: • Giả thiết ; ⇒ Bước 1: Ước lượng mô hình gốc thu ; Bước 2: Ước lượng thu Bước 3: BTKD: TCKD: - Kiểm định F: Nếu H0 P – giá trị Bước 4: Kết luận 3.2 Hiện tượng tự tương quan a Bản chất − Tự tương quan bậc 1: u = ρu +ε t t −1 t +ρ u =ρ u u + + pu +ε t− p t t −1 p t −2 − Tự tương quan bậc p: t b Phát hiện tượng • Kiểm định Durbin – Watson.( áp dụng toán phát tự tương quan bậc 1) n d= ∑ (et −et −1) t =2 n ∑e Bước 1: Hồi quy mơ hình gốc thu được: t =1 t Bước2: Dựa vào thông số: n, k’=k-1,α , tra bảng xác định d U, dL biểu diễn trục số Bước 3: Xác định khoảng chứa d, kết luận theo quy tắc kiểm định dL (1) dU (2) - dU (3) - dL (4) (5) Bước 4: Kết luận: d (1): có tự tương quan dương d (2) (4): khơng có kết luận tự tương quan d (3): khơng có tự tương quan dcó tư tương quan âm • Kiểm định B-G ( breush – Godfley) Phát hiện tượng tự tương quan bậc p mô hình Yi= β1+β2 X2i+…….+βk Xki+ Ui Bước 1: Hồi quy mơ hình gốc, thu ei Bước 2: Hồi quy mơ hình : ei= β1+β2 X2i+……+βk Xki+ρ1 ek-1+….+ρp ei-p+Vi Bước 3: Kiểm định giả thuyết : ρ1=ρ2 =……= ρp =0 Tiêu chuẩn kiểm định: χ2 = (n-p)*R2 10 Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 1.595529 Hannan-Quinn 66.46506 criter 1.737301 16.05348 Durbin-Watson stat 2.064048 0.000000   ̂ = -0.105100− 0.024043 +0.034105 +0.014288+ 0.021563 + + 0.190953 (2) BTKĐ: = 0.623775 = 0.624160 TCKĐ: Fqs= Nếu  Fqs ~  ( , −) Từ mơ hình ta thấy Prob(F-Statistic) = 0.8083 > 0.05 => Chấp nhận Ho, bác bỏ H1 => Mơ hình khơng thiếu biến Kết luận: Với mức ý nghĩa α=0.05 ta thấy mơ hình khơng thiếu biến Kiểm tra thừa biến - X1 có ảnh hưởng tới Y hay không? BTKĐ: TCKĐ : T = Nếu T ~ = 0.2664 > 5% => Chấp nhậnbác bỏ => Thời tiết không ảnh hưởng đến tiền điện Kết luận : Với mức ý nghĩa α=0.05, nên loại bỏ biến thời tiết (X1) khỏi mơ hình - X2 có ảnh hưởng tới Y hay khơng? BTKĐ: TCKĐ : T= Nếu T ~ = 0.1221 > 5% =>Chấp nhậnbác bỏ => Khu vực không ảnh hưởng đến tiền điện 20 Kết luận : Với mức ý nghĩa α=0.05, nên loại bỏ biến khu vực (X2) khỏi mơ hình - X3 có ảnh hưởng tới Y hay không? BTKĐ : TCKĐ : T = Nếu T ~ = 0.0004 < 5% => Chấp nhận H1bác bỏ =>Thu nhập có ảnh hưởng đến tiền điện Kết luận : Với mức ý nghĩa α=0.05, không nên loại bỏ biến thu nhập (X3) khỏi mô hình - X4 có ảnh hưởng tới Y hay khơng? BTKĐ : TCKĐ : T = Nếu T ~ = 0.0442< 5% => Chấp nhậnbác bỏ =>Số nhân có ảnh hưởng đến tiền điện Kết luận : Với mức ý nghĩa α=0.05, không nên loại bỏ biến số nhân (X4) khỏi mơ hình - X5 có ảnh hưởng tới Y hay khơng? BTKĐ : TCKĐ :T = Nếu T ~ = 0.0081 < 5% => Chấp nhậnbác bỏ 21 =>Số thiết bị điện có ảnh hưởng đến tiền điện Kết luận : Với mức ý nghĩa α=0.05, không nên loại bỏ biến số thiết bị điện (X5) khỏi mơ hình Sau kiểm tra ta thấy X1, X2 bị loại khỏi mô hình Mơ hình cịn lại X3, X4, X5 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 04/12/21 Time: 20:44 Sample: 65 Included observations: 65 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C X3 X4 X5 -0.132218 0.014901 0.029728 0.013693 0.060286-2.193170 0.004471 3.332585 0.012026 2.471977 0.004380 3.126434 0.0321 0.0015 0.0162 0.0027 R-squared Adjusted R- 0.596270 Mean dependent var 0.320308 squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.576414 0.093114 0.528884 64.13862 30.03032 0.000000 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.143069 -1.850419 -1.716611 -1.797623 2.084110 Mơ hình sau kiểm tra: = -0.132218 + 0.014901X3i + 0.029728X4i + 0.013693X5i Đa cộng tuyến • R2cao, t thấp Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 04/12/21 Time: 20:44 Sample: 65 Included observations: 65 Variable Coefficient Std Error 22 t-Statistic Prob C X3 X4 X5 -0.132218 0.014901 0.029728 0.013693 0.060286 -2.193170 0.004471 3.332585 0.012026 2.471977 0.004380 3.126434 0.0321 0.0015 0.0162 0.0027 R-squared Adjusted R- 0.596270 Mean dependent var 0.320308 squared 0.576414 S.D dependent var S.E of regression 0.093114 Akaike info criterion 1.850419 - Sum squared resid 0.528884 Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 64.13862 30.03032 0.000000 Hannan-Quinn criter 1.797623 Durbin-Watson stat 2.084110 0.143069 - 1.716611 - Hàm hồi quy mẫu : = -0.132218 + 0.014901X3i + 0.029728X4i + 0.013693X5i Từ bảng số liệu thu được, ta thấy : ˗ Hệ số R2(R-squared) = 0.596270 < 0.8 =>Hệ số R2 thấp Pvalue(X3) = 0.0015 < 0.05 Pvalue(X4) = 0.0162 < 0.05 Pvalue(X5) = 0.0027 < 0.05  t(X3),t(X4),t(X5) cao Kết luận: Mơ hình khơng xảy tượng đa cộng tuyến • Hệ số tương quan X3 X4 X5 X3 1.000000 0.514229 0.435302 X4 0.514229 1.000000 0.638864 X5 0.435302 0.638864 1.000000 23 = 0.514229 < 0.8 = 0.435302 < 0.8 = 0.638864 <  Hệ số tương quan thấp Kết luận: Mơ hình khơng xảy tượng đa cộng tuyến • Giá trị VIF hồi quy Variance Inflation Factors Date: 04/12/21 Time: 20:47 Sample: 65 Included observations: 65 Variable C X3 X4 X5 CoefficientUncentered Centered Variance VIF VIF 0.003634 2.00E-05 0.000145 1.92E-05 27.24718 NA 12.76046 1.396056 12.17667 1.911827 42.76972 1.735050 Từ bảng kết ta thấy: VIF(X3) = 1.396056 < VIF(X4) = 1.911827 < VIF(X5) = 1.735050 < Kết luận: Mơ hình khơng xảy tượng đa cộng tuyến Phương sai sai số thay đổi • Kiểm định White (không cắt) Heteroskedasticity Test: White F-statistic 0.583785 Prob F(3,61) Prob ChiObs*R-squared 1.814113 Square(3) Scaled explained Prob ChiSS 2.580915 Square(3) 24 0.6279 0.6119 0.4608 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 04/12/21 Time: 20:48 Sample: 65 Included observations: 65 Coefficie nt Std Error t-Statistic Variable C X3^2 X4^2 X5^2 R-squared Adjusted Rsquared S.E of regression Sum squared resid 0.008469 -4.05E05 0.000337 -2.24E06 Prob 0.005063 1.672852 0.0995 3.71E-05 -1.091087 0.000305 1.105558 0.2795 0.2733 2.03E-05 -0.110481 0.9124 Mean dependent 0.027909 var 0.008137 - S.D dependent 0.019898 var 0.014739 Akaike info 0.014885 criterion -5.517377 0.013515 Schwarz criterion -5.383569 Hannan-Quinn Log likelihood 183.3148 criter -5.464581 Durbin-Watson F-statistic 0.583785 stat 2.096601 Prob(F-statistic) 0.627922 MHHQ: Thu Bài toán kiểm định: Tiêu chuẩn kiểm định: 25 Nếu Ho  Chấp nhận H0, bác bỏ H1 Vậy mơ hình có phương sai sai số khơng thay đổi • Kiểm định Glejser Heteroskedasticity Test: Glejser F-statistic 0.854988 Prob F(3,61) Prob ChiObs*R-squared 2.622870 Square(3) Scaled explained Prob ChiSS 3.053791 Square(3) 0.4694 0.4535 0.3834 Test Equation: Dependent Variable: ARESID Method: Least Squares Date: 04/12/21 Time: 20:50 Sample: 65 Included observations: 65 Variable C X3 X4 X5 R-squared Adjusted Rsquared S.E of regression Sum squared resid Coefficie nt Std Error t-Statistic Prob 0.067495 0.001887 0.012136 0.001276 0.039653 1.702121 0.0938 0.002941 -0.641690 0.5235 0.007910 1.534246 0.1301 0.002881 -0.442978 0.6593 Mean dependent 0.06684 0.040352 var - S.D dependent 0.06103 0.006844 var Akaike info 2.68828 0.061246 criterion 0.228813 Schwarz criterion 2.55447 26 Hannan-Quinn Log likelihood 91.36927 criter Durbin-Watson F-statistic 0.854988 stat Prob(F-statistic) 0.469377 2.63548 2.03608 MHHQ R2 = 0.040352 BTKĐ TCKĐ: F = ~ Ho = 0.4535 > 0.05 => Chấp nhận  Phương sai sai số không đổi • Kiểm định dựa biến phụ thuộc Dependent Variable: E^2 Method: Least Squares Date: 04/12/21 Time: 20:50 Sample: 65 Included observations: 65 Variable Coefficie nt Std Error t-Statistic Prob C Y^2 0.005079 0.002836 1.790935 0.0781 0.024909 0.017756 1.402824 0.1656 R-squared Adjusted Rsquared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Mean dependent 0.00813 0.030291 var S.D dependent 0.01473 0.014898 var Akaike info 5.58136 0.014629 criterion 5.51446 0.013482 Schwarz criterion 183.3945 Hannan-Quinn criter 5.55497 27 Durbin-Watson F-statistic 1.967916 stat Prob(F-statistic) 0.165578 2.02830 MHHQ: BTKĐ: TCKĐ: F = H Ta thấyP= 0.1656> 0.05 => chấp nhận, bác bỏ H1  Phương sai sai số không đổi Tự tương quan • Phươngpháp Durbin – Watson Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 04/12/21 Time: 20:44 Sample: 65 Included observations: 65 Variable C X3 X4 X5 R-squared Adjusted Rsquared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Coefficie nt Std Error t-Statistic Prob 0.132218 0.014901 0.029728 0.013693 0.060286 -2.193170 0.004471 3.332585 0.012026 2.471977 0.004380 3.126434 0.0321 0.0015 0.0162 0.0027 Mean dependent 0.32030 0.596270 var S.D dependent 0.14306 0.576414 var Akaike info 1.85041 0.093114 criterion 1.71661 0.528884 Schwarz criterion 64.13862 Hannan-Quinn criter 1.79762 28 Durbin-Watson F-statistic 30.03032 stat Prob(F-statistic) 0.000000 2.08411 BTKĐ n d= TCKĐ: d = ∑ (e − e t =2 t −1 t n ∑e t =1 )2 t Do �=5%; n=65; k’= =>du=1.696, dL = 1.503 4–du =2.304 ;4-dL= 2.497 Bảng Eview: d = 2.084110 (3)  Mô hình khơng có tự tương quan • Phương pháp Breush – Godfrey Bậc Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.228216 Prob F(1,60) Prob ChiObs*R-squared 0.246297 Square(1) 0.6346 0.6197 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 04/12/21 Time: 20:52 Sample: 65 Included observations: 65 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable C X3 X4 Coefficie nt Std Error t-Statistic Prob 0.004094 0.061274 0.066819 0.9469 0.000620 0.004683 0.132409 0.8951 0.001854 0.012710 -0.145902 0.8845 29 X5 RESID(-1) 0.000231 0.004434 -0.052162 0.9586 0.068759 0.143932 -0.477720 0.6346 Mean dependent -3.42ER-squared 0.003789 var 18 Adjusted R- S.D dependent 0.09090 squared 0.062625 var S.E of Akaike info 1.82344 regression 0.093709 criterion Sum squared 1.65618 resid 0.526880 Schwarz criterion Hannan-Quinn 1.75745 Log likelihood 64.26200 criter Durbin-Watson 2.01384 F-statistic 0.057054 stat Prob(F-statistic) 0.993794 Mơhìnhhồiquy: = 0.004094 + 0.000620 - 0.000231 - 0.068759 et −1 BTKĐ: TCKĐ : χ2 = (n-1)R2 2 (1) Nếu H0 đúngthì χ ~ χ = 0.6197>0.05 =>Chấp nhận , bác bỏ H1 =>MH khơng có AR (1) ( khơng có TTQ bậc 1) Bậc Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 2.603584 Prob F(2,59) Prob ChiObs*R-squared 5.271466 Square(2) Test Equation: Dependent Variable: RESID 30 0.0825 0.0717 Method: Least Squares Date: 04/12/21 Time: 20:52 Sample: 65 Included observations: 65 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable C X3 X4 X5 RESID(-1) RESID(-2) Coefficie nt Std Error t-Statistic Prob 0.014812 0.001204 0.007720 0.000135 0.114279 0.290908 0.059540 0.248778 0.8044 0.004543 0.264988 0.7919 0.012588 -0.613302 0.5420 0.004295 -0.031340 0.9751 0.140890 -0.811124 0.4206 0.130570 -2.227975 0.0297 Mean dependent -3.42ER-squared 0.081099 var 18 Adjusted RS.D dependent 0.09090 squared 0.003227 var S.E of Akaike info 1.87345 regression 0.090759 criterion Sum squared 1.67274 resid 0.485992 Schwarz criterion Hannan-Quinn 1.79426 Log likelihood 66.88738 criter Durbin-Watson 1.88065 F-statistic 1.041434 stat Prob(F-statistic) 0.402029 MHHQ: = 0.014812 + – - 0.000135X5 - 0.114279 et −1 BTKĐ: = 0.0717 > 0.05 => Chấp nhận H0, bác bỏ H1 AR (2) =>MH khơng có (khơng có tự tương quan bậc 2) 31 Chuẩn sai số ngẫu nhiên 14 Series: Residuals Sample 65 Observations 65 12 10 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis -3.42e-18 0.002245 0.294687 -0.213722 0.090906 0.336663 4.230772 Jarque-Bera Probability 5.330451 0.069584 -0.2 -0.1 0.0 0.1 0.2 0.3 Bài toán kiểm định Tiêu chuẩn kiểm định: JB = n.Nếu JB ~ Theo kết bảng eview ta có: = 0.069584 ⇒ 0,05 ⇒ Chấp nhận , bác bỏ  Vậy với mức ý nghĩa 5% Ui có phân phối chuẩn III Kết luận Cơng bố mơ hình: • Mơ hình hồi quy tổng thể có dạng: = -0.143994 − 0.027791+0.037774 +0.016774 +0.024760 +0.012152 + • Hàm hồi quy mẫu : = -0.143994 − 0.027791+0.037774 +0.016774 +0.024760 +0.012152 32 Tuy nhiên, sau kiểm tra thừa biến, biến X 1, X2 không cần thiết loại bỏ biến X1, X2 khỏi mơ hình nghiên cứu Chạy lại mơ hình với biến giải thích ta mơ hình hồi quy mẫu sau: = -0.132218 + 0.014901 + 0.029728 + 0.013693 Sau xây dựng mơ hình nghiên cứu tiền điện, nhóm tiến hành kiểm tra khuyết tật mơ hình cách sử dụng phần mềm Eviews thu kết sau: - Mơ hình khơng có đa cộng tuyến - Mơ hình khơng có tượng tự tương quan - Mơ hình khơng có phương sai sai số thay đổi - Mơ hình có sai số ngẫu nhiên tn theo quy luật phân phối chuẩn Ý nghĩa hệ số ước lượng = 0.014901 có nghĩa yếu tố khác không đổi thu nhập tăng triệu đồng - tiền điện hộ sinh viên tăng 0.014901 triệu VNĐ/ tháng - = 0.029728 có nghĩa yếu tố khác không đổi nhân học tăng người tiền điện hộ sinh viên tăng 0.029728 triệu VNĐ/ tháng - = 0.013693 có nghĩa yếu tố khác không đổi thiết bị tăng thiết bị tiền điện hộ sinh viên tăng 0.013693 triệu VNĐ/ tháng BẢNG PHÂN CÔNG NHIỆM VỤ - XẾP LOẠI ST T Họ tên Mã SV Phân công nhiệm vụ Trần Thị Tuyết 19D120190 Nội dung Nguyễn Thị Tươi 19D120123 Nội dung Trần Thị Xuân 19D120125 Nội dung 33 Đánh giá, Xếp loại Chữ kí Phùng Thị Tú Uyên 19D120192 Làm Powerpoint Nguyễn Thị Thảo Vân 19D120193 Thuyết trình Phạm Thị Hạ Vi 19D120263 Làm Powerpoint Khuất Hải Yến 19D120334 Thư kí + Word + Powerpoint Ngày tháng năm 2021 Nhóm trưởng Thư kí Khuất Hải Yến 34 ... Tổng quan nghiên cứu: 1.1 Vấn đề nghiên cứu Xây dựng mơ hình nghiên cứu tiền điện hàng tháng gia đình bạn sinh viên thơng qua yếu tố ảnh hưởng vấn đề: - Kiểm tra tượng đa cộng tuyến - Tự tương quan... - Kiểm tra tính chuẩn sai số 1.2 Mục tiêu nghiên cứu, phạm vi nghiên cứu: - Mục tiêu nghiên cứu: Nắm bắt nhân tố ảnh hưởng đến tiền điện hàng tháng gia đình bạn sinh viên đại học Thương Mại từ. .. chứng minh môn học khô khan lại áp dụng vào thực tiễn sống Đặc biệt qua để tài thảo luận nhóm: Xây dựng mơ hình nghiên cứu tiền điện hàng tháng gia đình bạn sinh viên đại học Thương Mại nhằm giải