Tra bảng phân phối F ở mức ý nghĩa 0.05 ta có:
F(k-1),(n-k) = F(2,57) = 3.20 Kết luận:
Vậy: Ftính > F(k-1),(n-k) nên bác bỏ giả thiết H0 tức là sự biến động của biến phụ thuộc (mức tiêu dùng của người dân) được giải thích bởi các biến độc lập theo mô hình hồi qui trên.
3. Kiểm định sự vi phạm giả thuyết của mô hình a) Hiện tượng phương sai không đồng đều
Từ kết quả ước lượng của mô hình hồi qui nhân tạo ta có : R2aux = 0.133126
Ta có: Wstat = 0.133126 * 60 = 7.8
46
Với mức ý nghĩa 0.05 tra bảng ta có :
χ2 α;df=k = 7.8147 > Wstat
Kết luận: Chấp nhận giả thuyết H0. Tức mô hình gốc không vi phạm hiện tượng phương sai không đồng đều .
b) Hiện tượng đa cộng tuyến
Kết quả ước lượng thông qua bảng sau:
Bảng 4.8. Kiểm Định Hiện Tượng Đa Cộng Tuyến
Biến phụ thuộc R2 Kết luận
C 0.977966 Mô hình gốc
TN 0.3966424 Không xảy ra ĐCT
KVTN 0.971861 Không xảy ra ĐCT
CCTL 0.946298 Không xảy ra ĐCT
Nguồn tin:tính toán và ước lượng
Kết luận: R2 của biến phụ thuộc nhỏ hơn hệ số xác định R2 của mô hình gốc.
Do đó không xảy hiện tượng đa cộng tuyến.
c) Hiện tượng tự tương quan
Từ kết quả ước lượng ta có được hệ số Durbin_Watson là
d=1.856681~2. Khi tra bảng Durbin_Watson với mức ý nghĩa 0.05, k = 3, n=60 ta có dl =1.480, du =1.689. Vậy d nằm trong vùng từ 2 đến 4- du: chấp nhận giả thiết H0, do đó không có hiện tượng tự tương quan thường xảy ra đối với số liệu thời gian trong khi đó số liệu được sử dụng là số liệu điều tra chọn mẫu theo thời gian.
4.5.2. Phân tích mô hình hàm tiêu dùng của người dân trong 3 tháng đầu năm 2009
Qua kết quả kiểm định các hiện tượng ảnh hưởng đến mô hình hồi qui trên.Từ đó rút ra kết luận mô hình hồi qui mức tiêu dùng của người dân trong trong 3 tháng đầu năm 2009 có ý nghĩa về mặt thống kê. Hay biến phụ thuộc (mức tiêu dùng của người dân) được giải thích bởi các biến độc lập.
Từ kết quả ước lượng ta được hàm tiêu dùng của người dân trong 3 tháng đầu năm 2009 như sau:
C = -172.4445 + 0.264059TN + 0.234198KVTN + 0.022093CCTL
47
Với R2 = 97.7996%, mô hình được giải thích 97.7996% sự biến động mức tiêu dùng.
Từ mô hình hàm tiêu dùng của người dân chúng tôi thấy rằng các biến độc lập thu nhập, kỳ vọng thu nhập, của cải tích luỹ được đưa ra đều đồng biến với mức tiêu dùng, điều này thể hiện bởi dấu của các hệ số của các biến độc lập nêu trên đều mang dấu dương.
Qua kết quả hồi qui, chúng tôi xem xét về dấu và độ lớn của từng hệ số hồi qui hàm tiêu dùng như sau:
Đối với thu nhập, với α1= 0.264059, có nghĩa là khi tăng thêm 1 đơn vị thu nhập thì sẽ làm cho mức tiêu dùng tăng lên 0.264059 đơn vị. Mối quan hệ này nói lên phần nào vai trò quan trọng của thu nhập trong việc làm tăng mức tiêu dùng của người dân, khi các yếu tố khác không đổi.
Đối với hệ số kỳ vọng thu nhập là α2 =0.234198, có nghĩa là khi kì vọng về thu nhập tăng lên 1 đơn vị thì mức tiêu dùng của người dân tăng lên 0.234198 đơn vị, khi các yếu tố khác không đổi.
Với hệ số của cải tích luỹ α 3 = 0.022093 có nghĩa là khi của cải tích luỹ tăng lên 1 đơn vị thì mức tiêu dùng của người dân tăng lên 0.022093 đơn vị, trong khi các yếu tố khác không đổi.
4.6. Kiểm định Chow
Kiểm định kiểm tra sự khác biệt của 2 thời kì:
Bước 1: Hồi qui riêng từng thời kì; trong đó thời kì năm 2008 có n1 quan sát, thời kì 3 tháng đầu năm 2009 có n2 quan sát :
Năm 2008: Y = α0 + α1TN + α2 KVTN + α3CCTL + V1
Tính RSS1 với (n1-k) bậc tự do
Ba tháng đầu năm 2009: Y = ε0 + ε1TN + ε2KVTN + ε3CCTL + V2 Tính RSS2 với (n2-k) bậc tự do.
Trong đó k là tham số của mô hình hồi qui, khi đó k = 4 RSS1=0.982047
RSS2 =0.977996
Bước 2: Ước lượng mụ hỡnh: Y = à1 + à2TN + à3KVTN + à4CCTL + U Tính RSSR với bậc tự do (n-k)
48
RSSR = 0.967196
Bước 3:Tính giá trị của thống kê F:
Fc = (RSSR - RSSU)/ k : RSSU/(n-2k) = 1140.068
Kiểm định: H0:Hai hồi qui của 2 thời kì là như nhau H1 : Hai hồi qui là khác nhau
Tra bảng phân phối Fisher với mức ý nghĩa 0.05 ta được : F0.05(4,112) = 1.9< FC.
Kết luận: Bác bỏ H0 (hồi qui 2 thời kì là như nhau), chấp nhận H1 (hồi qui 2 thời kì là khác nhau).Vậy mức tiêu dùng của người dân trong năm 2008 so với năm 2009 có sự thay đổi. Qua kiểm định Chow cho thấy mức tiêu dùng của người dân không ổn định qua 2 thời kì ( năm 2008 so với 3 tháng đầu năm 2009).
4.7. Các giải pháp kích cầu tiêu dùng của người dân
Qua kết quả nghiên cứu thấy thu nhập và kỳ vọng thu nhập tương lai có ảnh hưởng quyết định nhất đến mức tiêu dùng của người dân. Khi người dân có thu nhập cao và ổn định họ sẽ tăng mức tiêu dùng để nâng cao chất lượng cuộc sống và thoả mãn nhu cầu cá nhân. Các biện pháp làm tăng mức thu nhập và củng cố niềm tin cho người dân:
Thực hiện chính sách giảm thuế thu nhập nhằm tăng thu nhập khả dụng và như vậy kích cầu tiêu dùng.
Giữ việc làm cho người lao động vì thất nghiệp gia tăng sẽ làm ảnh hưởng đến thu nhập của người tiêu dùng.
Rút ngắn giữa giá cả mà các hộ nông dân bán ra và giá cả cá mặt hàng đó trên thị trường, đến tay người tiêu dùng.Vì qua các khâu trung gian thu được khá nhiều lợi nhuận, làm cho giá cả hàng hoá bị đẩy lên cao.Việc rút ngắn được các khâu trung gian sẽ tăng thu nhập thực cho các hộ nông dân. Từ đó giúp cho các hộ làm nông nghiệp sẽ tăng thêm thu nhập và cải thiện mức tiêu dùng.
Chính quyền địa phương nên mở rộng các trung tâm hướng nghiệp, dạy nghề, khuyến khích các nhà đầu tư sản xuất những ngành nghề sử dụng nhiều lao động bằng các chính sách ưu đãi, thuế, đất đai,.. vì khi người dân có công ăn việc làm, họ sẽ tự có nhu cầu mua sắm những thứ họ cần.
49
Thực hiện các giải pháp thay đổi kì vọng của người tiêu dùng bằng cách chính quyền quận thường xuyên kiểm soát các thông tin đại chúng, cố gắng thông tin những yếu tố thể hiện sự lạc quan của nền kinh tế trong tương lai tạo tâm lí an tâm cho người dân.
CHƯƠNG 5