Mô hình nghiên cứu về mức chi tiêu của các bạn sinh viên đại học thương mại

Mô hình nghiên cứu về mức chi tiêu của các bạn sinh viên đại học thương mại MỞ ĐẦU I. Tính cấp thiết của đề tài I. Đối tượng nghiên cứu Thu nhập làm thêm của sinh viên II. Phạm vi nghiên cứu III. Phương pháp nghiên cứu CHƯƠNG 1: CƠ SỞ LÝ THUYẾT I. Khái niệm thu thập 1. Thu nhập 2. Thu nhập cá nhân II. Khái niệm và đặc điểm của công việc làm thêm 1. Khái niệm 2. Đặc điểm III. Xác định mô hình với ba nhân tố: thời gian phục vụ, lương thưởng, số giờ làm 1. Xây dựng mô hình hồi quy tổng thể và mô hình hồi quy mẫu . 2. Kiểm tra mức độ phù hợp cuả mô hình.. 3. Với mức ý nghĩa 5% (α= 0,05) thì các biến độc lập (thời gian phục vụ, lương thưởng, số giờ làm) có ảnh hưởng đến thu nhập của sinh viên hay không? . 4. Khoảng tin cậy của các hệ số hồi quy:... IV. Kiểm tra và khắc phục các khuyết tật của mô hình.. 1. Đa cộng tuyến. 2. Phương sai sai số thay đổi.. 3. Tự tương quan 4. Tính chuẩn sai số ngẫu nhiên

Trường Đại Học Thương Mại Khoa Marketing BÀI THẢO LUẬN KINH TẾ LƯỢNG Đề tài: Xây dựng mơ hình nghiên cứu mức chi tiêu bạn sinh viên Đại học Thương mại qua nhân tố ảnh hưởng Phát khuyết tật mơ hình khắc phục Hà Nội – 2021 Mục Lục I Mở đầu II Cơ sở lý luận 2.1 Mơ hình hồi quy 2.2 Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy tổng thể 2.3 Các khuyết tật cách khắc phục III Vận dụng 13 3.1 Xây dựng mơ hình hồi quy ban đầu 13 3.1.1 Mô hình hồi quy ban đầu: 13 3.1.2 Kiểm định phù hợp mơ hình 19 3.2 Phát khuyết tật mơ hình 20 3.2.1.Phát phương sai sai số thay đổi 20 3.2.2.Phát tồn đa cộng tuyến 22 3.2.3.Phát tự tương quan 23 3.2.4 Kiểm định biến bị bỏ sót 26 3.2.5.Kiểm định tính chuẩn sai số Ui 28 3.3 Khắc phục mơ hình 29 3.3.1 Khắc phục ĐCT 29 3.3.2 Kiểm tra mơ hình 34 3.3.2.1 Kiểm tra đa cộng tuyến 34 3.3.2.2 Kiểm tra phương sai sai số thay đổi 36 3.3.2.3 Kiểm tra tính chuẩn sai số ngẫu nhiên 38 3.3.2.4 Kiểm tra tự tương quan 39 3.3.3 Khắc phục tượng tự tương quan 41 3.3.4 Kiểm tra mô hình lần cuối 42 3.3.4.1 Kiểm tra tự tương quan 42 3.3.4.2 Kiểm tra phương sai sai số thay đổi 46 3.3.4.3 Kiểm tra đa cộng tuyến 48 3.3.4.4 Kiểm tra tính chuẩn sai số Ui 50 3.3.5 Công bố mô hình cuối 50 3.3.6 Ý nghĩa hệ số hồi quy 51 IV Kết luận 51 V Lời cảm ơn 51 VI Số liệu sử dụng mô hình 52 I Mở đầu Chi tiêu khoản toán tiền mặt tương đương tiền mặt hàng hóa, dịch vụ khoản phí nguồn kinh phí giải nghĩa vụ minh chứng hóa đơn, biên lai, chứng từ, tài liệu,… nhằm thỏa mãn nguyện vọng, trí tưởng tượng riêng nhu cầu tình cảm, vật chất cá nhân tập thể thơng qua việc mua sắm sử dụng sản phẩm, dịch vụ Trong năm trở lại đây, tình hình kinh tế Việt Nam nhiều biến động, lại chịu ảnh hưởng sâu sắc đợt dịch Covid-19 dẫn đến thu nhập giảm, giá số nhu yếu phẩm tăng ảnh hưởng lớn đến mức sống người dân nói chung Đối tượng sinh viên nói riêng, với phần lớn thu nhập từ trợ cấp gia đình, lại sống học tập thành phố đắt đỏ phải đắn đo suy nghĩ việc định chi tiêu cho hợp lí Với mong muốn nghiên cứu xác định nhân tố ảnh hưởng đến mức chi tiêu sinh viên nhằm tìm giải pháp giúp bạn có cách quản lý chi tiêu thông minh hơn, giảm bớt áp lực kinh tế, nhóm lựa chọn đề tài “Xây dựng mơ hình chi tiêu hàng tháng sinh viên Đại học Thương mại” làm đề tài nghiên cứu II Cơ sở lý luận 2.1 Mô hình hồi quy • Mơ hình hồi quy tổng thể: Cho biến phụ thuộc Y ngẫu nhiên với quy luật xác định biến 𝑋𝑗 phi ngẫu nhiên với giá trị xác định hàm hồi quy tổng thể PRF có dạng tổng quát: 𝐸(𝑌/𝑋𝑗 ) = 𝑓(𝑋𝑗𝑖 ) (1) Trong đó: 𝑗 = 1, 𝑚; 𝑖 = 1, 𝑛 + Nếu mơ hình (1) mà có biến giải thích gọi mơ hình hồi quy đơn mơ hình hồi quy hai biến + Nếu mơ hình (1) mà có nhiều biến giải thích gọi mơ hình hồi quy bội hay mơ hình hồi quy đa biến + Mơ hình (1) gọi tuyến tính nếu tuyến tính tham số phi tuyến với biến tùy ý • Mơ hình hồi quy mẫu: Mơ hình hồi quy mẫu (hàm hồi quy mẫu – SRF) biểu diễn sau: 𝑌̂𝑖 = 𝑓̂(𝑋𝑗𝑖 ) (2) Trong đó: 𝑌̂𝑖 ước lượng 𝐸(𝑌/𝑋𝑗𝑖 ) 𝑓̂ ước lượng 𝑓 • Kiểm tra mức độ phù hợp mơ hình: 𝐻 : 𝑅2 = BTKĐ: { 𝐻1 : 𝑅 > TCKĐ: 𝑅2 /(𝑛−𝑘) F = (1−𝑅2 )/(𝑘−1) ~ F(k-1;n-k) Miền bác bỏ: (𝑘−1;𝑛−𝑘) Wα = {𝑓𝑡𝑛 : |𝑓𝑡𝑛 | > 𝑓𝛼 } - ftn ∈ Wα => Bác bỏ Ho, chấp nhận H1 => Mơ hình đưa phù hợp - ftn ∉ Wα => Chấp nhận Ho, bác bỏ H1 => Mơ hình đưa khơng phù hợp Hoặc: - P-value < α => Bác bỏ Ho, chấp nhận H1 => Mơ hình đưa phù hợp - P-value > α => Chấp nhận Ho, bác bỏ H1 => Mơ hình đưa khơng phù hợp 2.2 Kiểm định giả thuyết hệ số hồi quy tổng thể 𝐻 :𝛽 = BTKĐ: { 𝐻1 : 𝛽1 ≠ TCKĐ: T= ̂1 −0 𝛽 𝑆𝑒( 𝛽̂ 1) ~ T(n-k) Miền bác bỏ: (𝑛−𝑘) Wα = {𝑡𝑡𝑛 : |𝑡𝑡𝑛 | > 𝑡𝛼⁄2 } - ttn ∈ Wα => Chấp nhận Ho, bác bỏ H1 - ttn ∉ Wα => Bác bỏ Ho, chấp nhận H1 Hoặc: - P-value < α => Chấp nhận Ho, bác bỏ H1 - P-value > α => Bác bỏ Ho, chấp nhận H1 2.3 Các khuyết tật cách khắc phục 2.3.1 Hiện tượng phương sai sai số thay đổi a Bản chất Nếu giả thiết 𝑉𝑎𝑟(𝑈𝑖 ) = 𝜎 (∀𝑖) bị vi phạm, tức Var(Ui ) = σ2i mơ hình gặp phải tượng phương sai sai số thay đổi b Phát hiện tượng • Phương pháp đồ thị Bước 1: Ước lượng mơ hình hồi quy gốc để thu 𝑒𝑖 => 𝑒²𝑖 Bước 2: Vẽ đồ thị 𝑒²𝑖 theo chiều tăng 𝑋𝑗 Bước 3: Khi 𝑋𝑗 tăng mà 𝑒²𝑖 biến động (tăng giảm) có nghi ngờ PSSS thay đổi * Nhận xét: + Khi 𝑋𝑗𝑖 thay đổi: 𝑋𝑗𝑖 tăng mà 𝑒²𝑖 không biến động nhiều (hình a) kết luận phương sai sai số ngẫu nhiên không đổi (đồng đều, nhất) + 𝑋𝑗𝑖 tăng mà 𝑒²𝑖 biến động theo (tăng giảm) (hình b, c, d, e) kết luận phương sai sai số ngẫu nhiên thay đổi (khơng đồng đều, khơng nhất) • Kiểm định Goldfrield - Quant (G - Q) Bước 1: Sắp xếp giá trị quan sát theo chiều tăng biến 𝑋𝑗 Bước 2: Bỏ c quan sát theo quy tắc Nếu n = 30, lấy c = Nếu n = 60, lấy c = 10 Các quan sát cịn lại chia nhóm, nhóm có (n - c)/2 quan sát Bước 3: Ước lượng mơ hình với (n - c)/2 quan sát đầu cuối thu 𝑅𝑆𝑆1 𝑅𝑆𝑆2 tương ứng với bậc tự do: df = 𝑛−𝑐 –k= 𝑛−𝑐−2𝑘 𝐻 : 𝑃𝑆𝑆𝑆 𝑘ℎô𝑛𝑔 đổ𝑖 BTKĐ: { 𝐻1 : 𝑃𝑆𝑆𝑆 𝑡ℎ𝑎𝑦 đổ𝑖 TCKĐ: F= 𝑅𝑆𝑆2 /𝑑𝑓2 𝑅𝑆𝑆1 /𝑑𝑓1 Nếu Ho 𝐹 (𝑑𝑓2;𝑑𝑓1) (𝑑𝑓2 ;𝑑𝑓1 )  𝑊𝛼 = {𝑓𝑡𝑛 : 𝑓𝑡𝑛 > 𝑓𝛼 } • Kiểm định Park Bước 1: Ước lượng mơ hình hồi quy gốc để thu phần dư 𝑒𝑖 Bước 2: Ước lượng hồi quy: ln 𝑒²𝑖 = 𝛼1 + 𝛼2 ln 𝑋𝑗𝑖 + 𝑉𝑖 Nếu có nhiều biến giải thích ước lượng hồi quy với biến giải thích với ̂ 𝑌𝑖 Bước 3: Kiểm định giả thiết: { TCKĐ: T= 𝐻0 : 𝛼2 = 𝐻1 : 𝛼2 ≠ ̂2 𝛼 𝑠𝑒(𝛼̂ 2) Nếu Ho 𝑇 (𝑛−2) (𝑛−2) => P-value 𝑊𝛼 = {𝑡𝑡𝑛 : |𝑡𝑡𝑛 | > 𝑡𝛼/2 } • Kiểm định Glejser Được tiến hành kiểm định Park mơ hình bươc thay dạng sau: | 𝑒𝑖 | = 𝛼1 + 𝛼2 𝑋𝑗𝑖 + 𝑉𝑖 | 𝑒𝑖 | = 𝛼1 + 𝛼2 𝑋𝑗𝑖 + 𝑉𝑖 | 𝑒𝑖 | = 𝛼1 + 𝛼2 √𝑋𝑗𝑖 + 𝑉𝑖 | 𝑒𝑖 |= 𝛼1 + 𝛼2 √𝑋𝑗𝑖 + 𝑉𝑖 Tổng quát: | 𝑒𝑖 | = 𝛼1 + 𝛼2 𝑋2𝑖 + ⋯ + 𝛼𝑘 𝑋𝑘𝑖 + 𝑉𝑖 | 𝑒𝑖 | = 𝛼1 + 𝛼2 𝑋2𝑖 + ⋯+ + 𝛼𝑘 𝑋𝑘𝑖 +𝑉𝑖 • Kiểm định dựa biến phụ thuộc Giả thiết 𝛿 = 𝛼1 + 𝛼2 (𝐸(𝑌𝑖 )) + 𝑉𝑖 Lấy 𝛿 := 𝑒𝑖 , 𝐸(𝑌𝑖 ) ≔ 𝑌̂𝑖 Bước 1: Ước lượng mơ hình hồi quy gốc thu 𝑒𝑖 => 𝑒𝑖 2 Bước 2: Ước lượng mơ hình 𝑒𝑖 = 𝛼1 + 𝛼2 (𝑌̂𝑖 ) + 𝑉𝑖 ∈ 𝑅∗ Bước 3: BTKĐ: : { TCKĐ: ꭓ = n 𝑅∗ 𝐻0 : 𝑃𝑆𝑆𝑆 𝑘ℎô𝑛𝑔 đổ𝑖 𝐻 :𝛼 = :{ 𝐻1 : 𝛼2 ≠ 𝐻1 : 𝑃𝑆𝑆𝑆 𝑡ℎ𝑎𝑦 đổ𝑖 F= ( ̂2 𝛼 )2 𝑠𝑒(𝛼̂ 2) Nếu Ho 𝐹 (1,𝑛−2) => P-value 𝑊𝛼 • Kiểm định White + White có lát cắt: 𝜎𝑖2 = 𝛼1 + 𝛼2 𝑋2𝑖 + + 𝛼𝑘 𝑋𝑘𝑖 + + 𝛿2 𝑋2𝑖 2+ +𝛿𝑘 𝑋𝑘𝑖 2+ + ∑𝑖≠𝑗 𝜃𝑖𝑗 𝑋𝑖 𝑋𝑗 + 𝑉𝑖 (1) + White không lát cắt: 𝜎𝑖2 = 𝛼1 +𝛼2 𝑋2𝑖 + +𝛼𝑘 𝑋𝑘𝑖 + +𝛿2 𝑋2𝑖 + +𝛿𝑘 𝑋𝑘𝑖 2+ 𝑉𝑖 (2) Bước 1: Ước lượng mơ hình gốc thu 𝑒𝑖 => 𝑒𝑖 Bước 2: Ước lượng mơ hình dạng (1) (2) thu 𝑅∗ 𝐻0 : 𝑅∗2 = Bước 3: BTKĐ: { 𝐻1 : 𝑅∗2 > TCKĐ: 𝜒 = 𝑛 𝑅∗2 Nếu Ho 𝝌𝟐(𝒅𝒇) => P-value 𝑊𝛼 c Cách khắc phục - Trường hợp biết 𝜎𝑖2 Chúng ta xem xét trường hợp mơ hình hồi qui tổng thể biến: 𝑌𝑖 = 𝛼1 + 𝛼2 𝑋𝑖 + 𝑢𝑖 Chúng ta giả sử phương sai sai số 𝜎𝑖 biết; nghĩa phương sai sai số quan sát biết Đơn giản, chia hai vế mơ hình cho i biết 𝑌𝑖 𝜎𝑖2 𝑋 𝑢𝑖 𝜎𝑖 𝜎𝑖 𝜎𝑖2 𝜎𝑖2 = 𝛼1 ( 2) + 𝛼2 ( 2𝑖 ) + - Trường hợp chưa biết Trường hợp 1: Phương sai sai số tỷ lệ với biến giải thích Sau ước lượng hồi qui OLS thông thường, vẽ đồ thị phần dư từ ước lượng theo biến giải thích X Như vậy, phương sai sai số có quan hệ tuyến tính: 𝐸(𝑢2) = 𝜎𝑖2 𝑋𝑖 𝑖 Trong mơ hình đa biến, chia hai vế mơ hình cho √𝑋𝑖 với √𝑋𝑖 > 𝑌𝑖 √𝑋𝑖 = 𝛼1 = 𝛼1 √𝑋𝑖 √𝑋𝑖 + 𝛼2 𝑋𝑖 √𝑋𝑖 + 𝑢𝑖 √𝑋𝑖 + 𝛼2 √𝑋𝑖 + 𝑣𝑖 (Lưu ý để ước lượng mơ hình trên, phải sử dụng mơ hình hồi qui qua gốc) Trường hợp 2: Phương sai sai số tỷ lệ với bình phương biến giải thích Phương sai sai số có quan hệ tuyến tính với bình phương X: 𝐸(𝑢2) = 𝜎𝑖2 𝑋𝑖2 𝑖 Chúng ta chia hai vế mơ hình cho 𝑋𝑖 : 𝑌𝑖 𝑋𝑖2 𝑢𝑖 𝑋𝑖 𝑋𝑖2 = 𝛼1 ( 2)+ 𝛼2 + = 𝛼1 ( 2)+ 𝛼2 + 𝑣𝑖 𝑋𝑖 Phương sai sai số tỷ lệ với bình phương biến X Trường hợp 3: Phương sai sai số tỷ lệ với bình phương giá trị kỳ vọng Y 𝐸(𝑢2) = 𝜎𝑖2 [𝐸(𝑌𝑖 ) ]2 𝑖 Chia hai vế mơ hình cho E(𝑌𝑖 ) : ̂ 𝑌𝑖 = 𝛼 ̂1 +𝛼 ̂𝑋 𝑖 Bước 1: Ước lượng mơ hình hồi qui ̂ 𝑌𝑖 = 𝛼 ̂1 +𝛼 ̂𝑋 𝑖 + 𝑢𝑖 phương pháp OLS thông thường => thu ̂ 𝑌𝑖 Biến đổi mơ hình gốc dạng: 𝑌𝑖 ̂ 𝑌𝑖 = 𝛼1 𝑋𝑖2 𝑋 + 𝛼2 ̂𝑖 + 𝑣𝑖 𝑌𝑖 Bước 2: Ước lượng hồi quy Trường hợp 4: Định dạng lại mơ hình Thay ước lượng mơ hình hồi qui gốc, ta ước lượng mơ hình hồi qui: ln 𝑌𝑖 = 𝛼1 + 𝛼2 ln 𝑋𝑖 + 𝑢𝑖 2.3.2 Tự tương quan a Bản chất - Tự tương quan bậc 1: u = u + - Tự tương quan bậc p: u =u t −1 t t t −1 => AR (1) t + 2ut −2 + + pu p t− p +t => AR (p) b Phát hiện tượng • Kiểm định d Durbin- Watson Bước 1: Ước lượng mơ hình thu 𝑒𝑡 𝐻 : 𝑚ơ ℎì𝑛ℎ 𝑘ℎơ𝑛𝑔 𝑐ó 𝑇𝑇𝑄 Bước 2: BTKĐ: { 𝐻1 : 𝑚ơ ℎì𝑛ℎ 𝑐ó 𝑇𝑇𝑄 TCKĐ: d = ∑𝑛 𝑡=2( 𝑒𝑡 − 𝑒𝑡−1 ) ∑𝑛 𝑡=1( 𝑒𝑡 ) Với n, 𝛼, k’ = k-1 | | (1) 𝑑𝐿 (2) 𝑑𝑈 | | | (3) - 𝑑𝑈 (4) - 𝑑𝐿 | (5) d ∈ (1) : Tự tương quan dương thuận chiều d ∈ (2) & (4): Khơng có kết luận tự tương quan d ∈ (3): Khơng có tự tương quan d ∈ (5): Mơ hình có tự tương quan âm nghịch chiều • Kiểm định B-G ( Breush- Godfrey) 10 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C HOME INC POC 0.547726 0.870969 0.212128 0.739843 0.212729 0.070473 0.083308 0.105417 2.574762 12.35890 2.546307 7.018249 0.0118 0.0000 0.0127 0.0000 R-squared 0.736967 Adjusted R-squared 0.727684 S.E of regression 0.386417 Sum squared resid 12.69206 Log likelihood -39.61467 F-statistic 79.38463 Prob(F-statistic) 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 3.191011 0.740491 0.980105 1.091954 1.025188 1.421296 Từ kết eview ta có mơ hình hồi quy có dạng: ei = 0.547726 + 0.870969 HOMEi + 0.212128 INCi + 0.739843 POCi - Bài toán kiểm định: { H0 : Mơ hình khơng có tự tương quan H1 : Mơ hình có tự tương quan n - Tiêu chuẩn kiểm định: d =  (e − e t −1 t t =2 )2 n e t =1 t Với n = 89, k’= 3, dL = 1.589 ; dU = 1,726 Ta có: dL dU 4-dU 4-dL 1.589 1.726 2.274 2.411 Ta có: d = 1,421296 ϵ (1) ⇒ Với kiểm định d (Durbin - Watson) mơ hình xảy tượng tự tương quan thuận chiều b Phương pháp Breush – Godfrey + Bậc 40 Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 7.686689 7.461447 Prob F(1,84) Prob Chi-Square(1) 0.0069 0.0063 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 03/30/21 Time: 00:01 Sample: 89 Included observations: 89 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C HOME INC POC RESID(-1) 0.019853 -0.006688 0.001335 -0.015119 0.290294 0.204950 0.067897 0.080214 0.101647 0.104705 0.096868 -0.098496 0.016645 -0.148745 2.772488 0.9231 0.9218 0.9868 0.8821 0.0069 R-squared 0.083836 Adjusted R-squared 0.040210 S.E of regression 0.372060 Sum squared resid 11.62800 Log likelihood -35.71823 F-statistic 1.921672 Prob(F-statistic) 0.114318 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat BTKĐ: { 1.47E-16 0.379774 0.915017 1.054828 0.971370 2.028298 H0 : Mơ hình khơng có tự tương quan bậc H1 : Mơ hình có tự tương quan bậc TCKĐ:  = ( n − 1) R2 Nếu H0  ~  2(1) P-value=0,114318 < 5% => Bác bỏ H1, chấp nhận H0 KL: Mơ hình có tự tương quan bậc 3.3.3 Khắc phục tượng tự tương quan a Kiểm định Durbin - Watson - Từ phương pháp bình phương nhỏ mơ hình hồi quy gốc 41 Ta có d = 1.421296  𝜌̂ = - d = 0.289352 Phương trình sai phân tổng quát: Yt - ρYt-1 = β1(1-ρ) + β2( Xt – ρXt-1) + β3( Zt – ρZt-1) + β4( Tt – ρTt-1)+ ɛt Dependent Variable: EXPENSE1 Method: Least Squares Date: 03/31/21 Time: 23:27 Sample (adjusted): 89 Included observations: 88 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C HOME1 POC1 INC1 0.396029 0.856229 0.753450 0.219388 0.156377 0.071865 0.108161 0.082061 2.532532 11.91444 6.966004 2.673462 0.0132 0.0000 0.0000 0.0090 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.738680 0.729347 0.371905 11.61829 -35.77733 79.14825 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 2.269228 0.714867 0.904030 1.016636 0.949396 2.020739 Nếu chấp nhận mơ hình ước lượng mơ hình ban đầu là: ̂ = 𝐸𝑋𝑃𝐸𝑁𝑆𝐸 0.396029 1−0.289352 + 0.856229HOME+ 0.753450POC + 0.219388INC 3.3.4 Kiểm tra mơ hình lần cuối 3.3.4.1 Kiểm tra tự tương quan a Kiểm định Durbin - Watson Dependent Variable: EXPENSE1 Method: Least Squares Date: 03/31/21 Time: 23:27 Sample (adjusted): 89 Included observations: 88 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 0.396029 0.156377 2.532532 0.0132 42 HOME1 POC1 INC1 0.856229 0.753450 0.219388 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.738680 0.729347 0.371905 11.61829 -35.77733 79.14825 0.000000 0.071865 0.108161 0.082061 11.91444 6.966004 2.673462 0.0000 0.0000 0.0090 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 2.269228 0.714867 0.904030 1.016636 0.949396 2.020739 Từ kết eview ta có mơ hình hồi quy có dạng: ei = 0.547726 + 0.870969 HOMEi + 0.212128 INCi + 0.739843 POCi - Bài tốn kiểm định: { H0 : Mơ hình khơng có tự tương quan H1 : Mơ hình có tự tương quan n - Tiêu chuẩn kiểm định: d =  (e − e t =2 t −1 t )2 n e t =1 t Với n = 89, k’= 3, dL = 1.589 ; dU = 1,726 Ta có: dL 1.589 dU 4-dU 4-dL 1.726 2.274 2.411 Ta có: d = 1,421296 ϵ (1) b Kiểm định Breusch - Godfrey ❖ Tự tương quan bậc Với α = 5% ta cần kiểm định { Ho ∶ 𝑀ơ ℎì𝑛ℎ 𝑘ℎơ𝑛𝑔 𝑐ó 𝑡ự 𝑡ươ𝑛𝑔 𝑞𝑢𝑎𝑛 𝑐ℎ𝑢ỗ𝑖 𝑏ậ𝑐 H1: 𝑀ơ ℎì𝑛ℎ 𝑐ó 𝑡ự 𝑡ươ𝑛𝑔 𝑞𝑢𝑎𝑛 𝑐ℎ𝑢ỗ𝑖 𝑏ậ𝑐 43 Ho ∶ 𝜌 = H1 ∶ 𝜌 ≠ Ta có mơ hình kiểm định BG sau: ↔{ Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 0.011087 0.011754 Prob F(1,83) Prob Chi-Square(1) 0.9164 0.9137 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 03/31/21 Time: 23:34 Sample: 89 Included observations: 88 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficint Std Error t-Statistic Prob C HOME1 POC1 INC1 RESID(-1) -0.000963 0.000150 0.000701 0.000326 -0.011592 0.157571 0.072306 0.109007 0.082607 0.110091 -0.006111 0.002072 0.006430 0.003948 -0.105297 0.9951 0.9984 0.9949 0.9969 0.9164 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.000134 -0.048053 0.374113 11.61674 -35.77145 0.002772 0.999984 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -8.05E-16 0.365436 0.926624 1.067382 0.983332 1.998565 Ta có: X2 = (n-1)*R2= 87*0,000134 = 0,011658 Tra bảng phân phối bình phương với bậc tự ta giá trị X2(0,05)(1) = 3,841 So sánh giá trị thống kê với giá trị tới hạn ta thấy X2 < X2(0.05)(1)  Mơ hình khơng có tự tương quan bậc ❖ Tự tương quan Bậc với α=5% ta cần kiểm định { 𝐻0 ∶ 𝑀ơ ℎì𝑛ℎ 𝑘ℎơ𝑛𝑔 𝑐ó 𝑡ự 𝑡ươ𝑛𝑔 𝑞𝑢𝑎𝑛 𝑐ℎ𝑢ỗ𝑖 𝑏ậ𝑐 𝐻1 ∶ 𝑀ơ ℎì𝑛ℎ 𝑐ó 𝑡ự 𝑡ươ𝑛𝑔 𝑞𝑢𝑎𝑛 𝑐ℎ𝑢ỗ𝑖 𝑏ậ𝑐 44 𝐻0 ∶ 𝜌 = 𝐻1 ∶ 𝜌 ≠ Ta có mơ hình kiểm định BG sau: { Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 0.085731 0.183625 Prob F(2,82) Prob Chi-Square(2) 0.9179 0.9123 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 03/31/21 Time: 23:35 Sample: 89 Included observations: 88 Presample missing value lagged residuals set to zero - Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C HOME1 POC1 INC1 RESID(-1) RESID(-2) 0.003553 0.001565 -0.003259 -0.003196 -0.011711 -0.044806 0.022376 0.021514 -0.029624 -0.038279 -0.105832 -0.400609 0.9822 0.9829 0.9764 0.9696 0.9160 0.6897 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.002087 -0.058762 0.376020 11.59405 -35.68542 0.034293 0.999365 0.158775 0.072760 0.110007 0.083492 0.110652 0.111844 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -8.05E-16 0.365436 0.947396 1.116305 1.015445 1.971576 Trong báo cáo biến RESID-1 sai số ut-1 giai đoạn t-1, ta cịn có Obs*Rsquared giá trị (n-1)*R2 Như vậy: X2 = (n-1)*R2= 87*0,002087=0,181569 Tra bảng phân phối bình phương với bậc tự ta giá trị X2(0,05)(2) = 5,9915 So sánh giá trị thống ke với giá trị tới hạn ta thấy X2 < X2(0.05)(2)  Mơ hình khơng có tự tương quan bậc 45 3.3.4.2 Kiểm tra phương sai sai số thay đổi a Kiểm định Glejser Heteroskedasticity Test: Glejser F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 0.533934 1.646677 1.637623 Prob F(3,84) Prob Chi-Square(3) Prob Chi-Square(3) 0.6603 0.6489 0.6509 Test Equation: Dependent Variable: ARESID Method: Least Squares Date: 03/31/21 Time: 23:36 Sample: 89 Included observations: 88 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C HOME1 POC1 INC1 0.259738 -0.036413 0.037310 0.047424 2.725078 -0.831303 0.565947 0.948144 0.0078 0.4082 0.5729 0.3458 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.018712 -0.016334 0.226681 4.316273 7.790972 0.533934 0.660274 0.095314 0.043803 0.065926 0.050017 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.286430 0.224852 -0.086158 0.026448 -0.040792 1.835081 |𝑒̂𝑖 | = 0.259738 − 0.036413HOME1i + 0.037310POCi − 0.047423INC1i 𝑅∗ = 01,646677 𝐻0 : 𝑃ℎươ𝑛𝑔 𝑠𝑎𝑖 𝑠𝑎𝑖 𝑠ố 𝑘ℎô𝑛𝑔 đổ𝑖 𝐻1 : 𝑃ℎươ𝑛𝑔 𝑠𝑎𝑖 𝑠𝑎𝑖 𝑠ố 𝑡ℎ𝑎𝑦 đổ𝑖 - Bài toán kiểm định: { - R 2* (k − 1) Tiêu chuẩn kiểm định: F = (1 − R 2* ) (n − k) - Nếu H0 𝐹~𝐹 (𝑘−2,𝑛−𝑘+1) 𝑃𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 = 0.6489 > 5% 46  Chấp nhận H0, bác bỏ H1  Với kiểm định Glejser mơ hình khơng xảy tượng phương sai sai số thay đổi b Kiểm định White Kiểm định white có cắt lát Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 0.475889 1.470657 1.738193 Prob F(3,84) Prob Chi-Square(3) Prob Chi-Square(3) 0.6999 0.6891 0.6285 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 04/04/21 Time: 23:11 Sample: 89 Included observations: 88 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C HOME1^2 INC1^2 POC1^2 0.152012 -0.013718 0.004312 0.015966 0.0022 0.2489 0.7682 0.7415 R-squared AdjustedR-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.016712 -0.018405 0.215831 3.912967 12.10721 0.475889 0.699908 0.048164 0.011815 0.014582 0.048243 3.156137 -1.161068 0.295732 0.330950 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.132026 0.213872 -0.184255 -0.071649 -0.138889 1.984196 𝑒̂𝑖 = 0.152012 - 0.013718𝐻𝑂𝑀𝐸1𝑖 + 0.004312𝐼𝑁𝐼𝐶1𝑖 +0.015966𝑃𝑂𝐶1𝑖 𝑅∗ = 0.0167102 47 - 𝐻0 : 𝑃ℎươ𝑛𝑔 𝑠𝑎𝑖 𝑠𝑎𝑖 𝑠ố 𝑘ℎô𝑛𝑔 đổ𝑖  H : R * = Bài toán kiểm định: {  𝐻1 : 𝑃ℎươ𝑛𝑔 𝑠𝑎𝑖 𝑠𝑎𝑖 𝑠ố 𝑡ℎ𝑎𝑦 đổ𝑖 H1 : R *  - Tiêu chuẩn kiểm định: 2 = n  R*2 Nếu H0 𝜒 ∼ 𝜒 2(3) 𝑃𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 = 0.6891 > 5%  Chấp nhận H0, bác bỏ H1 Kết luận: Với kiểm định White mơ hình khơng xảy tượng PSSS thay đổi với mức ý nghĩa 5% 3.3.4.3 Kiểm tra đa cộng tuyến Hồi quy phụ theo biến HOME1 Dependent Variable: HOME1 Method: Least Squares Date: 03/31/21 Time: 23:38 Sample (adjusted): 89 Included observations: 88 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C POC1 INC1 1.228554 0.273119 0.094523 0.194802 0.160537 0.123430 6.306667 1.701289 0.765803 0.0000 0.0925 0.4459 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.037597 0.014952 0.561314 26.78127 -72.52270 1.660283 0.196190 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 1.471364 0.565558 1.716425 1.800880 1.750450 1.971655 Ta có : 𝑃𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 = 0.196190 > 5%  Mơ hình khơng có đa cộng tuyến 48 Hồi quy phụ theo biến POC1 Dependent Variable: POC1 Method: Least Squares Date: 03/31/21 Time: 23:39 Sample (adjusted): 89 Included observations: 88 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C HOME1 INC1 0.323117 0.120571 -0.061419 0.152850 0.070870 0.082022 2.113944 1.701289 -0.748809 0.0375 0.0925 0.4560 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.037307 0.014656 0.372951 11.82283 -36.54519 1.647003 0.198714 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.416698 0.375714 0.898754 0.983209 0.932779 1.999429 𝑃𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 = 0.198714 > 5%  Mơ hình khơng có đa cộng tuyến Hồi quy phụ theo INC1 Dependent Variable: INC1 Method: Least Squares Date: 03/31/21 Time: 23:39 Sample (adjusted): 89 Included observations: 88 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C HOME1 POC1 1.302567 0.072492 -0.106700 0.150867 0.094662 0.142493 8.633882 0.765803 -0.748809 0.0000 0.4459 0.4560 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic 0.011347 -0.011915 0.491568 20.53931 -60.84676 0.487791 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 1.364767 0.488665 1.451063 1.535517 1.485087 1.983218 49 Prob(F-statistic) 0.615689 Ta có: 𝑃𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒 = 0.615689 > 5%  Mơ hình khơng có đa cộng tuyến 3.3.4.4 Kiểm tra tính chuẩn sai số Ui H : k = 3,s = 𝐻0 : 𝑈𝑖 𝑐ó 𝑝ℎâ𝑛 𝑝ℎố𝑖 𝑐ℎ𝑢ẩ𝑛  𝐻1 : 𝑈𝑖 𝑘ℎơ𝑛𝑔 𝑐ó 𝑝ℎâ𝑛 𝑝ℎố𝑖 𝑐ℎ𝑢ẩ𝑛 H1 : k  3,s  - Bài toán kiểm định: { - 1 (k − 3)  JB =  s +  6  Tiêu chuẩn kiểm định: - 2(2) Nếu H0 JB ~ 0,05 - Ta có : JB = 4.289634 Mà 02,(052) = 5,9915  Chấp nhận H0, bác bỏ H1  Ui có phân phối chuẩn với mức ý nghĩa 5% 3.3.5 Cơng bố mơ hình cuối Dependent Variable: EXPENSE Method: Least Squares Date: 03/31/21 Time: 23:27 50 Sample (adjusted): 89 Included observations: 88 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C HOME POC INC 0.396029 0.856229 0.753450 0.219388 0.156377 0.071865 0.108161 0.082061 2.532532 11.91444 6.966004 2.673462 0.0132 0.0000 0.0000 0.0090 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.738680 0.729347 0.371905 11.61829 -35.77733 79.14825 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 2.269228 0.714867 0.904030 1.016636 0.949396 2.020739 Phương trình hồi quy cuối cùng: ̂ = 𝐸𝑋𝑃𝐸𝑁𝑆𝐸 0.396029 1−0.289352 + 0.856229HOME + 0.753450POC + 0.219388INC 3.3.6 Ý nghĩa hệ số hồi quy ̂2 = 0.856229 cho biết yếu tố khác không thay đổi, tiền thuê nơi 𝛽 tăng 1trđ mức chi tiêu trung bình sinh viên ĐHTM tăng 0.856229trđ ̂3 = 0.753450 cho biết yếu tố khác không thay đổi, tiền tiêu vặt 𝛽 tăng 1trđ mức chi tiêu trung bình sinh viên ĐHTM tăng 0.753450trđ ̂4 = 0.219388 Nếu yếu tố khác không thay đổi, thu nhập làm them 𝛽 tăng 1trđ mức chi tiêu trung bình sinh viên ĐHTM tăng 0.219388trđ IV Kết luận Qua điều tra mẫu bạn sinh viên trường qua phiếu khảo sát online qua tập vận dụng tính tốn Nhóm xây dựng mơ hình nghiên cứu mức chi tiêu sinh viên Đại học Thương Mại thông qua nhân tố ảnh hưởng: hỗ trợ từ gia đình, thu nhập làm thêm, nơi phù hợp với thực tiễn hướng đến thay đổi, phát triển tương lai cá nhân V Lời cảm ơn Trong trình thực đề tài, nhóm nhận nhiều giúp đỡ, tạo điều kiện thầy Mai Hải An – giảng viên môn Kinh tế lượng trường Đại học Thương mại Nhóm em xin bày tỏ lịng biết ơn sâu sắc đến thầy hướng dẫn chúng em hoàn thành thảo luận 51 Chúng xin gửi lời cảm ơn đến toàn bạn sinh viên Đại học Thương Mại giúp đỡ trình điều tra Trong trình nghiên cứu đề tài, thành viên nhóm nỗ lực nghiên cứu, trình bày khơng thể tránh khỏi thiếu sót Nhóm mong nhận ý kiến đóng góp, hướng dẫn thầy bạn để luận hồn chỉnh VI Số liệu sử dụng mơ hình STT GEN REL 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 SUP 1 1 1 0 1 1 1 1 1 0 0 1 0 1 INC 3 2.5 2.5 3 3.5 3.5 3.5 2.5 3.5 2.5 3 3.5 2.5 3.5 2.5 3 2.5 3 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 1.5 2 2 2 2 TRAV EXPENSE POC HOME SAV 0.5 0.4 0.4 0.4 1 0.3 0.5 0.4 2.5 0.2 0.5 0.4 0.2 3.5 2.5 0.1 1.5 3.5 0.5 3.5 2.5 1 1.5 1.5 0.5 0.3 1.5 1.5 0.1 2.5 0.5 1.5 0.3 0.3 0.2 0.2 0 3.5 0.4 2.5 0.3 1.8 1.5 0.1 0.6 0.2 1.5 3 0.3 0.3 3.5 0.4 0.2 0.8 0.2 2.5 0.4 1 2.5 0.2 1.5 0.2 3.5 0.1 3.5 0.6 2.5 0.2 52 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 1 0 1 1 1 1 0 1 1 1 1 1 1 1 0 1 1 1 1 1 1 0 1 0 1 1 0 1 1 0 1 1 1 1 1 1 3.5 2 2.5 2.5 2.5 2.5 4.5 2.5 3.5 2.5 2.5 2.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3 1.5 3.5 2.5 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 1.5 2 0.5 1.5 2.5 2.5 4.5 3.5 2.5 2.5 2.5 3.5 2.5 3.5 4.5 3.5 2.5 3 3 3.5 3.5 3.5 4.5 3.5 3 3.5 3 3.5 3.5 3.5 2.5 4.5 2.5 4 0.2 0.3 0.3 0.4 0.5 0.2 0.2 0.3 0.2 0.6 0.5 0.2 0.3 0.2 0.2 0.3 0.2 0.4 0.5 0.2 0.1 0.3 0.2 0.5 0.4 0.6 0.4 0.3 0.2 0.3 1.5 1.5 0.6 0.6 0.5 1.5 0.7 1.5 3.5 1.5 1.2 2 1.8 2.5 3 2 2.5 2 1.5 2 2.5 1.5 1.8 2.5 2 1.8 1.2 1.5 1.2 1.5 0.1 0 0.1 0.2 0.3 0.2 0.2 0 0.2 0.4 0.2 0.1 0 0.5 0.3 0.2 0.2 0 0.2 0.4 0 0.5 0.5 0.5 0.6 0.2 0.5 0.1 0.5 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 0.5 0.5 1.5 1 0.5 1 53 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 1 1 1 1 1 0 1 1 0 1 1 1 1.5 2 1.5 1.5 2 1.5 1.5 2 2 2 1 1 4 2 2.5 1.5 1.5 2 3.5 3.5 2.5 0.6 0.5 0.4 0.5 0.3 0.1 0.3 0.4 0.6 0.2 0.3 0.5 1.5 1.5 1.2 1.5 1.2 2 2 0.4 0.5 0.6 0.2 0.7 0.2 0.1 0.2 0.5 0.2 0.5 1 1 1 1 1 1 Bảng đánh giá thành viên nhóm Họ Tên Mã SV Công Việc Đánh giá 54 ... mức chi tiêu sinh viên nhằm tìm giải pháp giúp bạn có cách quản lý chi tiêu thơng minh hơn, giảm bớt áp lực kinh tế, nhóm lựa chọn đề tài “Xây dựng mơ hình chi tiêu hàng tháng sinh viên Đại học. .. 1.2.1 Mô tả biến TT Các biến quan sát Mức chi tiêu Mã hóa biến quan sát Mơ tả, cách đo EXPENSE Mức chi tiêu trung bình tháng sinh viên ĐHTM đo VNĐ (đơn vị: triệu đồng) - HOME Chi phí trọ sinh viên. .. là, chi phí lại khơng ảnh hưởng đến mức chi tiêu trung bình tháng sinh viên với độ tin cậy 95% → Biến độc lập TRAV bị loại không đưa vào mô hình hồi quy  Như vậy, mơ hình nghiên cứu mức chi tiêu