Kiểm định này cho phép ta nhận định ảnh hưởng liên kết của 4 biến bị loại bỏ ra khỏi mơ hình gồm: giới tính của chủ hộ, dân tộc của chủ hộ, tuổi của chủ hộ, quy mô của hộ có ý nghĩa về mặt thống kê lên chi tiêu hộ gia đình cho giáo dục hay khơng. Giả thiết của kiểm định như sau:
H0: hệ số hồi quy của các biến: giới tính của chủ hộ, dân tộc của chủ hộ, tuổi của chủ hộ, quy mô của hộ đều bằng 0 hay việc loại bỏ các biến này ra khỏi mơ hình có ý nghĩa thống kê.
H1: hệ số hồi quy của các biến trên khác 0 Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 3.6 Kết quả kiểm định Wald tổng quát
. test lnhhsize=lnhhage=hhgender=hheth=0 (1) lnhhsize - lnhhage = 0 (2) lnhhsize - hhgender = 0 (3) lnhhsize - hheth = 0 (4) lnhhsize = 0 F( 4,585) = 0,79 Prob > F = 0,5308
Với kết quả kiểm định như trên, ở mức ý nghĩa 5%, ta có thể nhận định giả thiết H0 được chấp thuận, giả thiết H1 bị loại bỏ, hay nói cách khác các biến đã bị loại bỏ là: giới tính của chủ hộ, dân tộc của chủ hộ, tuổi của chủ hộ, quy mô của hộ khơng có ảnh hưởng đến chi tiêu hộ gia đình cho giáo dục.
3.4.2 Kiểm định Wald về độ thích hợp tổng quát
Kiểm định này cho phép ta nhận định các biến được giữ lại trong mô hình kết quả gồm: tổng chi tiêu của hộ gia đình, nơi sinh sống của hộ, trình độ học vấn của chủ hộ, trợ cấp cho giáo dục thực sự ảnh hưởng có ý nghĩa đến
chi tiêu của hộ gia đình cho giáo dục hay khơng. Giả thiết của kiểm định này như sau:
H0: hệ số hồi quy của các biến: tổng chi tiêu của hộ gia đình, nơi sinh sống của hộ, trình độ học vấn của chủ hộ, trợ cấp cho giáo dục đều bằng 0 hay việc loại bỏ các biến này ra khỏi mơ hình có ý nghĩa thống kê.
H1: hệ số hồi quy của các biến trên khác 0. Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 3.7 Kết quả kiểm định Wald về độ thích hợp tổng quát
. test lnhhexp=urban=hhedu=eduaid=0 (1) lnhhexp - urban = 0 (2) lnhhexp - hhedu = 0 (3) lnhhexp - eduaid = 0 (4) lnhhexp = 0 F( 4, 589) = 72,78 Prob > F = 0,0000
Với kết quả kiểm định như trên, ở mức ý nghĩa 5%, ta có thể nhận định giả thiết H0 bị loại bỏ, giả thiết H1 được chấp thuận hay nói cách khác các biến được giữ lại gồm: tổng chi tiêu hộ gia đình, nơi sinh sống của hộ, trình độ học vấn của chủ hộ, trợ cấp giáo dục có ảnh hưởng đến chi tiêu hộ gia đình cho giáo dục.
3.4.3 Kiểm định tự tương quan
Đây là kiểm định nhằm xác định việc có tồn tại hay khơng tồn tại sự tương quan giữa các thành phần trong chuỗi quan sát được sắp xếp theo thứ tự khơng gian (vì dữ liệu nghiên cứu là kiểu dữ liệu chéo). Kiểm định này được thực hiện bằng phần mềm Eviews, kết quả cụ thể như sau:
Bảng 3.8: Kết quả kiểm định Breusch – Godfrey
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 1,180579 Prob. F(2,587) 0,3078
Obs*R-squared 2,379743 Prob. Chi-Square(2) 0,3043
Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 07/23/12 Time: 17:12 Sample: 1 594
Included observations: 594
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0,085254 0,736237 -0,115797 0,9079
LNHHEXP 0,008850 0,072157 0,122646 0,9024
URBAN 0,003054 0,080762 0,037820 0,9698
HHEDU -0,000898 0,011795 -0,076122 0,9393
EDUAID 2,23E-06 4,34E-05 0,051273 0,9591
RESID(-1) 0,035910 0,041338 0,868696 0,3854
RESID(-2) 0,051317 0,041399 1,239594 0,2156
R-squared 0,004006 Mean dependent var -1,91E-15
Adjusted R-squared -0,006174 S.D. dependent var 0,932292
S.E. of regression 0,935165 Akaike info criterion 2,715528
Sum squared resid 513,3515 Schwarz criterion 2,767225
Log likelihood -799,5117 Hannan-Quinn criter. 2,735661
F-statistic 0,393526 Durbin-Watson stat 2,001685
Prob(F-statistic) 0,883320
Từ bảng kết quả trên, ta có nR2
= 2,3797 có xác suất là 30,43%. Đây là xác xuất khá lớn để ta có thể kết luận trong mơ hình hồi quy khơng có tồn tại hiện tượng tự tương quan.
3.4.4 Kiểm định phương sai thay đổi
Để thực hiện kiểm định này, ta tiến hành phân tích đồ thị giữa biến phụ thuộc là chi tiêu của hộ gia đình cho giáo dục (lneduexp) với phần dư của ước lượng hồi quy theo Bảng 3.5. Ta có đồ thị như sau:
Đồ thị: Biểu diễn quan hệ giữa biến phụ thuộc và phần dư của ước lượng hồi quy.
-4 -2 0 2 R es idu al s 4 6 8 10 12 lneduexp
Qua đồ thị trên, ta có thể nhận định rằng khi giá trị của biến số lneduexp càng lớn thì độ rộng của dải phân bố của phần dư càng tăng. Hiện tượng này chứng tỏ ước lượng hồi quy nhiều khả năng xảy ra phương sai thay đổi.
Ngoài ra, khi sử dụng phương pháp kiểm định Breusch – Pagan, ta có bảng kết quả như sau:
Bảng 3.9 Kết quả kiểm định Breusch – Pagan
Breusch-Pagan/Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance
Variables: fitted values of lneduexp chi2(1) = 11,29
Prob > chi2 = 0,0008
Với mức ý nghĩa 5% thì xác suất 0,0008 là quá thấp để tin cậy phương sai của ước lượng khơng có sự thay đổi. Như vậy, kết hợp giữa phân tích đồ thị biểu diễn quan hệ giữa biến phụ thuộc và phần dư của ước lượng hồi quy cũng như kết quả kiểm định Breusch – Pagan, ta có thể khẳng định mơ hình
hồi quy với 4 biến độc lập: tổng chi tiêu của hộ gia đình, nơi sinh sống của hộ, trình độ học vấn của chủ hộ, trợ cấp giáo dục xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tăng độ tin cậy cho kết quả ước lượng hồi quy, ta sử dụng tùy chọn robust trong lệnh hồi quy và được mơ hình kết quả sau cùng như sau:
Bảng 3.10 Bảng kết quả hồi quy sau cùng.
Number of obs 594 F( 4, 589) 63,74 Prob > F 0,0000 R-squared 0,3308 Root MSE 0,9355 Robust
lneduexp Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf.Interval]
lnhhexp 0,8887 0,0840 10,58 0,0000 0,7237 1,0536
urban 0,3279 0,0815 4,02 0,0000 0,1677 0,4880
hhedu 0,0337 0,0118 2,86 0,0040 0,0105 0,0568
eduaid 0,0002 0,0000 4,80 0,0000 0,0001 0,0003
_cons -2,0208 0,8415 -2,40 0,0170 -3,6734 -0,3681