Chuong 8: CHỌN MÔ HÌNH VÀ KIỂM ĐỊNH VIỆC CHỈ ĐỊNH MÔ HÌNH MÔN KINH TẾ LƯỢNG

CHƯƠNG CHỌN MƠ HÌNH VÀ KIỂM ĐỊNH VIỆC CHỈ ĐỊNH MƠ HÌNH Bộ mơn Kinh tế lượng – Học viện Tài Nội dung 8.1 Các thuộc tính mơ hình tốt 8.2 Các loại sai lầm định hậu 8.3 Phát sai lầm định 8.4 Kiểm định tính phân bố chuẩn sai số ngẫu nhiên 8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 8.1 Các thuộc tính tốt mơ hình Tính tiết kiệm: Mơ hình chứa lượng tối thiểu biến số phản ánh chất quan hệ kinh tế thông qua mối quan hệ biến phụ thuộc biến độc lập mơ hình Tính thống nhất: Với số liệu ta có kết Tính thiết thực: Biến độc lập phải giải thích thay đổi biến phụ thuộc Tính vững mặt lý thuyết: Các kết ước lượng phải phù hợp với lý thuyết thực tiễn kinh tế Khả dự báo cao: Thơng qua mơ hình dự báo tương đối xác biến phụ thuộc 8/10/21 Bộ mơn Kinh tế lượng – Học viện Tài 8.2 Các loại sai lầm định hậu 8.2.1 Bỏ sót biến số biến giải thích mơ hình Giả sử mơ hình định đúng: Yi  1   X i   X 3i  U i Mơ hình bỏ sót biến độc lập X3: Yi  1   X 2i  Vi  Hậu quả: Nếu X2 X3 có tương quan với thì: E (ˆ1 ) �1 , E (ˆ ) � Nếu X2 X3 khơng có tương quan với thì: E (ˆ )   , E (ˆ1 ) �1 Các suy diễn thống kê xác 8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 8.2 Các loại sai lầm định hậu 8.2.2 Đưa vào mơ hình biến giải thích khơng cần thiết Yi  1   X 2i  U i Giả sử mơ hình định đúng: X3 Yi  1   X 2i   X 3i  Vi Mơ hình thừa biến độc lập :  Hậu Ước lượngˆ khơng có ý nghĩa thống kê Các ước lượng ước lượng khơng chệch ˆ ˆ 1 , khơng cịn ước lượng hiệu Các suy diễn thống kê xác 8/10/21 Bộ mơn Kinh tế lượng – Học viện Tài 8.2 Các loại sai lầm định hậu 8.2.3 Lựa chọn sai dạng hàm Giả sử mơ hình định đúng: ln(Yi )  1   ln( X 2i )   ln( X 3i )  Vi Mơ hình có dạng hàm sai: Yi  1   X 2i   X 3i  Vi  Hậu quả: Các kết luận dựa kết thu khơng phản ánh chất tượng kinh tế 8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 8.3 Phát sai lầm định 8.3.1 Phát mô hình thừa biến Xét mơ hình: Yi  1   X 2i    m X mi   m1 X m1i    k X ki  U i Nếu nghi ngờ biến độc lập Xj khơng cần thiết mơ hình tiến hành kiểm định cặp giả thuyết: � �H :  j  � chẳng hạn: X m+1,…, Xk Nếu nghi ngờ số biến độc lập �Hnào :j � đó, khơng cần thiết mơ hình tiến hành kiểm định cặp giả thuyết: � �H :  m1   m2    k  � �H1 :  j �0, j  m  1, k 8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 8.3 Phát sai lầm định 8.3.2 Phát mơ hình thiếu biến Xét mơ hình ban đầu: Yi  1   X 2i  U i (1) a Trường hợp có thơng tin biến nghi ngờ bị bỏ sót Nếu nghi ngờ mơ hình bỏ sót biến Z ta tiến hành hồi quy mơ hình: Yi  1   X 2i   3Z i  U i Kiểm định cặp giả thuyết: �H : 3  � H1 : 3được �0 có thơng tin biến Z Phương pháp áp � dụng b Trường hợp khơng có thơng tin biến nghi ngờ bỏ sót Nếu biến Z khơng có thơng tin sử dụng kiểm định Ramsey Lagrange 8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 8.3 Phát sai lầm định  Kiểm định Ramsey Bước 1: Ước lượng mơ hình (1) thu được: Yˆi , R12 Bước 2: Ước lượng mô hình Ramsey: Yi  1   X 2i    k X ki   k 1Yˆi   k  2Yˆi    k  p 1Yˆi p  Vi � R22 Bước 3: Kiểm định cặp giả thuyết sau: Mơ hình (1) khơng thiếu biến Mơ (1) thiếu biến �Hhình : � kiểm định: Tiêu chuẩn H1 : � Miền bác bỏ với mức ý nghĩa 2α: ( R2  R1 ) / ( p  1) F  F  p  1, n  k  p  1 (1  R2 ) / (n  (k  p  1)) W   F : F  F  p  1, n  k  p  1  8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 8.3 Phát sai lầm định  Kiểm định nhân tử Lagrange: Bước 1: Ước lượng mơ hình (1) thu được: Yˆi , ei Bước 2: Ước lượng mơ hình: ˆ   Yˆ    ˆ p  V � R2 e     X    X   Y Y i định 2i ki thuyết k 1 i k 2 i k  p 1 i i Bước 3: Kiểm cặp kgiả sau: Mơ hình (1) khơng thiếu biến MơHhình (1) thiếu biến �0: Tiêu chuẩn�kiểm định: �H1 : Miền bác bỏ với mức ý nghĩa α:   (n) R12   2( p 1) W    :   2( p1)  8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 10 8.3 Phát sai lầm định  Ví dụ 1: Nghiên cứu mối quan hệ tổng đầu tư - DauTu (nghìn tỷ đồng) phụ thuộc vào GDP (nghìn tỷ đồng) lãi suất huy động vốn 12 tháng LS12 (%) Mẫu số liệu Việt Nam giai đoạn 1995 – 2017 (nguồn số liệu Tổng cục Thống kê) Mơ hình hồi quy ban đầu: log( DAUTU i )  1   log(GDPi )   LSi  U i Sử dụng mẫu số liệu, ước lượng mơ hình Ramsey Dựa vào kết ước lượng, thực kiểm định tượng bỏ sót biến mơ hình ban đầu? 8/10/21 Bộ mơn Kinh tế lượng – Học viện Tài 11 8.3 Phát sai lầm định Bảng 8.1 Kết hồi quy mơ hình Ramsey 8/10/21 Bộ mơn Kinh tế lượng – Học viện Tài 12 8.3 Phát sai lầm định  Ví dụ 2: Sử dụng kết ước lượng mơ hình ban đầu ví dụ Ước lượng mơ hình: � ei  1   log(GDPi )   LSi   log( DauTui )  vi Thu được: Kết kết luận mơ hình ban đầu? R12 cho  0.299 8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 13 SSNN Trong mơ hình hồi quy tiến hành phương pháp OLS ta ln giả thiết sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn Tuy nhiên thực tế giả thiết bị vi phạm Khi giả thiết bị vi phạm ước lượng điểm thu từ phương pháp OLS ước lượng tuyến tính, khơng chệch, tốt Tuy nhiên suy diễn thống kê xác  Kiểm định Jarque - Bera: Giả sử mơ hình ban đầu: Bước 1: Ước lượng mơ hình (1) thu giá trị phần dư e i Yi  1   X 2i  U i (1) 8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 14 8.4 Kiểm định tính phân bố chuẩn SSNN Bước 2: Tìm hệ số bất đối xứng S (Skewness) hệ số nhọn K (Kurtosis) phần dư: n n n n S ( e  e ) � i i /n i 1 Se3  e �i / n i 1 Se3 ; K ( e  e ) � i i /n Kiểm định cặp giả thuyết: U có phân phối chuẩn U�H khơng phân phối chuẩn : � Tiêu chuẩn định: : �Hkiểm Miền bác bỏ giả thuyết H0: i 1 Se4  e �i / n i 1 Se4 � S ( K  3)2 � 2(2) JB  n �  :  � 24 � �6 W   JB : JB  2(2)  8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 15 8.4 Kiểm định tính phân bố chuẩn SSNN  Nếu Ui khơng phân phối chuẩn có hai cách khắc phục: Tăng kích thước mẫu kích thước đủ lớn phân phối U tiệm cận phân phối chuẩn Bỏ bớt biến giải thích khỏi mơ hình 8/10/21 Bộ mơn Kinh tế lượng – Học viện Tài 16 8.4 Kiểm định tính phân bố chuẩn SSNN  Ví dụ Từ ví dụ với mơ hình hồi quy: log( DAUTU i )  1   log(GDPi )   LSi  U i Câu hỏi: Dựa vào kết bảng sau, thực kiểm định tính phân bố chuẩn sai số ngẫu nhiên kiểm định Jarque Bera? 10 Series: Residuals Sample 1995 2017 Observations 23 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis 3.16e-11 -4096.012 184939.5 -116390.7 60891.21 0.771529 5.410749 Jarque-Bera Probability 7.851371 0.019729 -100000 8/10/21 -50000 50000 100000 150000 200000 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 17 ... dụng kiểm định Ramsey Lagrange 8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 8.3 Phát sai lầm định  Kiểm định Ramsey Bước 1: Ước lượng mơ hình (1) thu được: Yˆi , R12 Bước 2: Ước lượng mơ hình. .. môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 11 8.3 Phát sai lầm định Bảng 8.1 Kết hồi quy mơ hình Ramsey 8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 12 8.3 Phát sai lầm định  Ví dụ 2: Sử dụng kết ước lượng. ..  1  8/10/21 Bộ môn Kinh tế lượng – Học viện Tài 8.3 Phát sai lầm định  Kiểm định nhân tử Lagrange: Bước 1: Ước lượng mơ hình (1) thu được: Yˆi , ei Bước 2: Ước lượng mơ hình: ˆ   Yˆ 