4. Các nội dung chính được trình bày trong luận văn
3.3.2. ánh giá ý nghĩa của từng biến độ cl ập riêng biệt
ðể xác định biến độc lập nào cĩ ý nghĩa, chúng ta kiểm định giả thuyết sau: H0: βj = 0
H1: βj # 0
Với βj là các hệ số hồi quy riêng của các biến độc lập
Chúng ta cĩ thể dùng kiểm định t để kiểm định ý nghĩa của mỗi hệ số hồi qui với độ tin cậy 95%, giá trị t tính tốn được sẽđược so sánh với giá trị t giới hạn tra từ bảng phân phối student với (n-k-1) = (23-5-1)=17 bậc tự do và mức ý nghĩa α/2 = 0,05/2 = 0.025. Ta tra được giá trị tới hạn t (17; 0,025) = 2.1098
Ta cĩ:
βj - 0 tj =
Sβj
Với βj là các hệ sốđộ dốc trong mơ hình hồi qui mẫu cho biến độc lập thứ j Sβj là sai số chuẩn ước lượng của hệ sốđộ dốc của biến độc lập thứ j
Ta cĩ kết quả tính tốn giá trị t của các biến độc lập như sau:
Bảng 5: Kết quả kiểm định ý nghĩa từng biến riêng biệt của phương trình hồi qui (5)
GDPt CPIt TTTDt TSSLCKt FDIDKt βj 5.340271 -1.511145 1.651288 0.179280 -0.007563 Sβj 1.220676 0.694552 0.365079 0.056264 0.012189 tj 4.374847 2.175711 4.523097 3.186406 0.6204774 Kết quả > 2.1098 > 2.1098 > 2.1098 > 2.1098 < 2.1098 Kết luận Bác bỏ HO Bác bỏ HO Bác bỏ HO Bác bỏ HO Chấp nhận HO
Qua kết quả kiểm định trên, ta cĩ thể kết luận là biến vốn đầu tư nước ngồi đăng ký (FDIDKt) khơng cĩ khả năng giải thích cho tỉ suất sinh lợi bất động sản với mức ý nghĩa 5% (hay độ tin cậy 95%) và do vậy ta phải loại biến này ra khỏi mơ hình.
Ta tiếp tục sử dụng số liệu vốn đầu tư nước ngồi thực hiện (FDITH) để thay thế cho biến FDIDK và cĩ kết quả chạy mơ hình Eview như sau:
Bảng 5: Kết quả kiểm định lại ý nghĩa từng biến riêng biệt (thế FDKDK bằng FDITH) của phương trình hồi qui (5)
GDPt CPIt TTTDt TSSLCKt FDITHt βj 5.317467 -1.580946 1.647581 0.183261 -0.000230 Sβj 1.234989 0.693407 0.377445 0.057454 0.020071 tj 4.305680 2.279968 4.365089 3.189711 0.011456 Kết quả > 2.1098 > 2.1098 > 2.1098 > 2.1098 < 2.1098 Kết luận Bác bỏ HO Bác bỏ HO Bác bỏ HO Bác bỏ HO Chấp nhận HO
Qua kết quả kiểm định trên, ta cĩ thể kết luận là biến vốn đầu tư nước ngồi thực hiện (FDITHt) cũng khơng cĩ khả năng giải thích cho tỉ suất sinh lợi bất động sản với mức ý nghĩa 5% (hay độ tin cậy 95%) và do vậy ta phải loại biến này ra khỏi mơ hình.
Khi đĩ, phương trình hồi qui điều chỉnh được viết lại như sau: TSSLBDSt= α0 + α1GDPt + α2CPIt + α3TTTDt +α4TSSLCKtt+ut (6)
Chạy lại chương trình Eview cho phương trình (6), ta cĩ các kết quả ước lượng phương trình hồi qui điều chỉnh như sau:
Bảng 6: Kết quảước lượng phương trình hồi qui điều chỉnh (6) (Phụ lục 4)
Hệ sốước lượng Sai số chuẩn Thồng kê t Xác suất P
Hệ số cắt -0.401076 0.090464 -4.33555 0.0003 GDPt-1 5.316853 1.199068 4.334154 0.0003 CPIt -1.580731 0.673627 -2.346598 0.0306 TTTDt 1.646677 0.358713 4.590511 0.0002 TSSLCKt 0.183144 0.054954 3.332656 0.0037 R2 R2adj F DW N 0.683674 0.613380 9.725843 2.660037 23
Với kết quảước lượng tính được, phương trình (6) được viết lại như sau:
TSSLBDSt = - 0.401076 + 5.316853GDPt-1 – 1.580731CPIt + 1.646677TTTDt + 0.183144TSSLCKt + ut (6)
Cùng với phương trình điều chỉnh, chúng ta cĩ thể giải thích lại mối quan hệ giữa tỉ suất sinh lợi bất động sản và các biến độc lập như sau (nếu các yếu tố khác khơng đổi):
- Tỉ lệ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc gia tăng 1%/ quý thì sẽ làm cho chỉ số tỉ suất sinh lợi bất động sản tăng trung bình 5,31%.
- Tỷ lệ lạm phát tăng 1%/quý sẽ làm cho chỉ số tỉ suất sinh lợi bất động sản giảm trung bình 1.58%.
- Tăng trưởng tín dụng tăng 1 %/ quý sẽ làm cho chỉ số tỉ suất sinh lợi bất động sản tăng trung bình khoản 1.64%.
- Tỉ suất sinh lợi chứng khốn tăng 1%/quý sẽ làm cho chỉ số tỉ suất sinh lợi bất động sản tăng lên trung bình 0.183%.