39
Vì thế, giả thuyết H0: 1 = 2 = … = q = = 0 có thể bị bác bỏ nếu bất kỳ hệ số nào trong các hệ số này khác 0 hoặc nếu khác 0. Nói cách khác, thậm chí nếu tất cả các hệ số
= 0, nhưng hệ số của số hạng trễ của EC khác 0, chúng ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 rằng LPDI không có ảnh hưởng nhân quả lên LPCE. Điều này là bởi vì số hạng EC bao gồm ảnh hưởng của LPDI.
Để kiểm định giả thuyết H0 rằng các biến trễ của LPDI không có ảnh hưởng nhân quả lên LPCE, chúng ta tiến hành như sau:
1. Ước lượng phương trình (16.25) bằng OLS và thu được tổng bình phương phần dư từ hồi quy này (RSS); gọi đây là RSSur, bởi vì chúng ta đưa tất cả các số hạng vào hồi quy.
2. Ước lượng lại phương trình (16.25), bỏ tất cả các số hạng trễ của LPDI và số hạng EC. Thu được RSS từ hồi quy rút gọn này; gọi đây là RSSr.
Bậy giờ áp dụng kiểm định F, như trong phương trình (16.24), và bác bỏ giả thuyết H0 nếu giá trị F tính toán lớn hơn giá trị F phê phán tại mức ý nghĩa được chọn.
Bảng 16.12: Kiểm định nhân quả Granger với EC.
Lưu ý rằng khác biệt giữa kiểm định nhân quả Granger chuẩn và kiểm định nhân quả Granger mở rộng (extended) là do sự hiện diện của số hạng EC trong phương trình (16.25).
Câu hỏi thực tiễn khi ước lượng phương trình (16.25) là số số hạng trễ trong hồi quy này. Vì chúng ta có dữ liệu theo năm, nên chúng ta quyết định chỉ đưa một độ trễ của mỗi biến vào vế phải23. Kết quảnhư sau:
Lưu ý rằng biến trễLPDI(-1) không có ý nghĩa thống kê, nhưng số hạng EC [tức S2(-1)] thì có ý nghĩa thống kê cao. Chúng ta đã ước lượng lại mô hình trong Bảng 16.12, bỏ biến trễ của sai phân LPDI và EC, và trên cơ sở kiểm định F, chúng ta thấy rằng cả hai