Bài tập hay về kinh tế lượng

Chia sẻ: Binh Minh Minh | Ngày: | Loại File: DOC | Số trang:16

1
608
lượt xem
337
download

Bài tập hay về kinh tế lượng

Mô tả tài liệu
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tài liệu tham khảo về bài tập kinh tế lượng

Chủ đề:
Lưu

Nội dung Text: Bài tập hay về kinh tế lượng

  1. Họ Và Tên:TRƯƠNG QUANG TRUNG Lớp:07QK2 Mssv:130700853 BÀI TẬP KINH TẾ LƯỢNG Bài tập 2:BIẾN GIẢ VÀ ĐA CỘNG TUYẾN 1. a. Mô hình tổng quát: SALARY=β1+ β2SPENDING + δ 3 D1 + δ 4 D2 + Ui Dự báo kì vọng: • β2 >0:Vì chi phí học tập nâng cao kiến thức càng cao thì trình độ của họ càng cao, khi đó bậc lương của họ sẽ cao và thu nhập trung bình của họ sẽ cao. • δ 3 >0:Vì khi trình độ học vấn của họ là đại học thì thu nhập bình quân của họ sẽ cao hơn những người có học vấn thấp hơn. • δ 4 >0:Tương tự khi trình độ học vấn cao học thì thu nhập bình quân sẽ cao hơn những người có học vấn thấp hơn. b. Dependent Variable: SALARY Method: Least Squares Date: 12/14/08 Time: 20:48 Sample: 1 51 Included observations: 51 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 13269.11 1395.056 9.511530 0.0000 SPENDING 3.288848 0.317642 10.35393 0.0000 D1 -1673.514 801.1703 -2.088837 0.0422 D2 -1144.157 861.1182 -1.328687 0.1904 R-squared 0.722665 Mean dependent var 24356.22 Adjusted R-squared 0.704963 S.D. dependent var 4179.426 S.E. of regression 2270.152 Akaike info criterion 18.36827 Sum squared resid 2.42E+08 Schwarz criterion 18.51978 Log likelihood -464.3908 F-statistic 40.82341 Durbin-Watson stat 1.414238 Prob(F-statistic) 0.000000
  2. Mô hình tổng quát: Substituted Coefficients: ===================== SALARY = 13269.11409 + 3.288848002*SPENDING - 1673.514392*D1 - 1144.156679*D2 Với mức ỹ nghĩa α=5% thì có một biến không có ý nghĩa đó là D2.Ta tiến hành kiểm định WALD để bỏ biến D2 ra khỏi phương trình: Chaỵ Eview ta có kết quả: Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability F-statistic 1.765410 (1, 47) 0.1904 Chi-square 1.765410 1 0.1840 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err. C(4) -1144.157 861.1182 Restrictions are linear in coefficients. Ta thấy giá trị Prob= 0,1904 > α=5%,nên việc ta bỏ biến D2 là đúng Mô hình mới: Dependent Variable: SALARY Method: Least Squares Date: 12/14/08 Time: 21:18 Sample: 1 51 Included observations: 51 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 12264.05 1181.480 10.38024 0.0000 SPENDING 3.389222 0.310979 10.89857 0.0000 D1 -1059.971 659.9094 -1.606237 0.1148 R-squared 0.712248 Mean dependent var 24356.22 Adjusted R-squared 0.700258 S.D. dependent var 4179.426 S.E. of regression 2288.181 Akaike info criterion 18.36592 Sum squared resid 2.51E+08 Schwarz criterion 18.47956
  3. Log likelihood -465.3311 F-statistic 59.40513 Durbin-Watson stat 1.350904 Prob(F-statistic) 0.000000 α=5% thì có một biến nữa không có Kết quả của mô hình mới có giá trị Prob=0.1148> ý nghĩa đó là D1.Ta tiếp tục tiến hành kiểm định WALD để bỏ biến D1 ra khỏi phương trình Chaỵ Eview ta có kết quả: Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability F-statistic 2.579996 (1, 48) 0.1148 Chi-square 2.579996 1 0.1082 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err. C(3) -1059.971 659.9094 Restrictions are linear in coefficients. Ta thấy giá trị Prob= 0.1148 > α=5%,nên việc ta bỏ biến D1 là đúng Mô hình mới khi bỏ tiếp tục D1 là: Dependent Variable: SALARY Method: Least Squares Date: 12/14/08 Time: 21:37 Sample: 1 51 Included observations: 51 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 12129.37 1197.351 10.13017 0.0000 SPENDING 3.307585 0.311704 10.61129 0.0000 R-squared 0.696781 Mean dependent var 24356.22 Adjusted R-squared 0.690593 S.D. dependent var 4179.426 S.E. of regression 2324.779 Akaike info criterion 18.37906 Sum squared resid 2.65E+08 Schwarz criterion 18.45482 Log likelihood -466.6661 F-statistic 112.5995 Durbin-Watson stat 1.254380 Prob(F-statistic) 0.000000 Tất cả các biến có ý nghĩa trong thống kê,đây là mô hình đơn giản.
  4. Substituted Coefficients: ===================== SALARY = 12129.37102 + 3.307585004*SPENDING c. Dependent Variable: SALARY Method: Least Squares Date: 12/15/08 Time: 00:30 Sample: 1 51 Included observations: 51 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 14625.33 1764.716 8.287640 0.0000 SPENDING 2.942800 0.420567 6.997216 0.0000 D1 -3950.555 3090.229 -1.278402 0.2077 D2 -5040.081 3075.927 -1.638557 0.1083 D1*SPENDING 0.582120 0.763982 0.761955 0.4501 D2*SPENDING 1.121671 0.860531 1.303464 0.1990 R-squared 0.733795 Mean dependent var 24356.22 Adjusted R-squared 0.704216 S.D. dependent var 4179.426 S.E. of regression 2273.023 Akaike info criterion 18.40574 Sum squared resid 2.32E+08 Schwarz criterion 18.63301 Log likelihood -463.3464 F-statistic 24.80849 Durbin-Watson stat 1.357579 Prob(F-statistic) 0.000000 Phương trình hồi quy tổng quát của sinh viên đưa ra: Substituted Coefficients: ===================== SALARY = 14625.32783 + 2.942800411*SPENDING - 3950.555213*D1 - 5040.080754*D2 + 0.5821196252*D1*SPENDING + 1.121670973*D2*SPENDING Mô hình tổng quát trên ta thấy với mức ý nghĩa α=5% thì có 4 biến D1,D2, D1*SPENDING, D2*SPENDING không có ý nghĩa thống kê
  5. Ta dùng kiểm định WALD để bỏ 4 biến này ra khỏi mô hình Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability F-statistic 1.564208 (4, 45) 0.2002 Chi-square 6.256831 4 0.1808 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err. C(3) -3950.555 3090.229 C(4) -5040.081 3075.927 C(5) 0.582120 0.763982 C(6) 1.121671 0.860531 Ta thấy giá trị Prob= 0.2002 > α=5%,nên việc ta bỏ biến D, D2, D1*SPENDING, D2*SPENDING là đúng. Phương trình hồi quy sau khi bỏ các biến là: Substituted Coefficients: ===================== SALARY = 12129.37102 + 3.307585004*SPENDING d. Cả hai mô hình sau khi chạy hồi quy và bỏ biến thì giống nhau hoàn toàn.Nhưng nếu phải chọn mô hình tốt nhất thì ta sẽ chọn mô hình của sinh viên đưa ra vì mô hình của sinh viên đưa ra có nhiều biến hơn,khả năng bị thiếu biến sẽ ít hơn.Hai biến D1*SPENDING, D2*SPENDING của sinh viên đưa ra biểu thị được năng lực của giáo viên,khi mà chi phí cho việc có được bằng cấp càng thấp thì chứng tỏ họ có trình độ cao hơn so với những người cũng bằng cấp như vậy mà chi phí cao hơn.Do đó ta chọn mô hình của sinh viên lúc đầu đưa ra là tốt nhất. 2. a.Phương trình hồi quy tổng thể : Y= β1 + β2X2i + β3X3i + β4X4i + β5X5i +β6X6i + Ui • β1:không giải thích • β2 >0:Khi thu nhập khả dụng bình quân đầu người càng cao thi họ có khả năng chi tiêu cao,do đó lượng thịt gà có khả năng tiêu thụ cũng cao • β3 0:Khi giá thịt bò cao thì người tiêu dùng sẽ chọn một thực phẩm khác thay thế thịt bò,do đó lượng thịt gà có khả năng tiêu thụ sẽ cao lên
  6. • β5 >0: Khi giá thịt heo cao thì người tiêu dùng sẽ chọn một thực phẩm khác thay thế thịt heo,do đó lượng thịt gà có khả năng tiêu thụ sẽ cao lên • β6 >0:Tương tự giá bán lẻ bình quân có trọng số của thịt bò và thịt heo càng cao thì người tiêu dùng sẽ chọn một thực phẩm khác thay thế, do đó lượng thịt gà có khả năng tiêu thụ sẽ cao lên b. Kết quả ước lượng Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/12/08 Time: 13:15 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 38.59691 4.214488 9.158150 0.0000 X2 0.004889 0.004962 0.985370 0.3383 X3 -0.651888 0.174400 -3.737889 0.0016 X4 0.243242 0.089544 2.716443 0.0147 X5 0.104318 0.070644 1.476674 0.1580 X6 -0.071110 0.098381 -0.722805 0.4796 R-squared 0.944292 Mean dependent var 39.66957 Adjusted R-squared 0.927908 S.D. dependent var 7.372950 S.E. of regression 1.979635 Akaike info criterion 4.423160 Sum squared resid 66.62224 Schwarz criterion 4.719376 Log likelihood -44.86635 F-statistic 57.63303 Durbin-Watson stat 1.100559 Prob(F-statistic) 0.000000 Những dấu hiệu nhận biết để cho thấy mô hình tổng quát bị đa cộng tuyến: • Ta thấy R 2 =0.944292 rất cao còn thống kê t thấp • Có biến X6 bị sai dấu kì vọng • Dựa vào thừa số tăng phương sai VIF để ta kết luân một cách chắc chắn là có hiện tượng đa cộng tuyến giữa hai biến độc lập trong mô hình,từ đó ta suy ra mô hình ban đầu bị đa cộng tuyến. 1 2 Khi VIF= ≥ 10 => rij ≥ 0,9 => r ≥ 0,948.Do đó khi các biến độc lập 1 − r 2 ij trong mô hình,nhũng biến nào có hệ số tương quan lớn hơn 0,948=>Có hiện tượng đa cộng tuyến với nhau.
  7. Hệ số tương quan Y X2 X3 X4 X5 X6 0.9471707546 0.8399579458 0.9123918980 0.9353554406 0.9374129881 Y 1 81717 80228 62413 79806 38601 0.9471707546 0.9316807846 0.9571311974 0.9858775142 0.9827570788 X2 81717 1 8467 71155 12753 01472 0.8399579458 0.9316807846 0.9701116005 0.9284688762 0.9445288716 X3 80228 8467 1 18215 80882 67227 0.9123918980 0.9571311974 0.9701116005 0.9405665022 0.9729649092 X4 62413 71155 18215 1 62625 30552 0.9353554406 0.9858775142 0.9284688762 0.9405665022 0.9833487778 X5 79806 12753 80882 62625 1 60431 0.9374129881 0.9827570788 0.9445288716 0.9729649092 0.9833487778 X6 38601 01472 67227 30552 60431 1 Những biến độc lập có hệ số tương quan cao: X2vàX4, X2vàX5, X2vàX6, X3vàX4, X4vàX6, X5vàX6 Thực hiện các hồi quy sau: -Thực hiện hồi quy X2 theo X4 Dependent Variable: X2 Method: Least Squares Date: 12/19/08 Time: 00:03 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. X4 16.78872 1.108708 15.14260 0.0000 C -482.6351 107.2581 -4.499755 0.0002 R-squared 0.916100 Mean dependent var 1035.065 Adjusted R-squared 0.912105 S.D. dependent var 617.8470 S.E. of regression 183.1738 Akaike info criterion 13.34169 Sum squared resid 704605.3 Schwarz criterion 13.44043 Log likelihood -151.4294 F-statistic 229.2984 Durbin-Watson stat 0.796172 Prob(F-statistic) 0.000000 α=5%,nên giữa 2 biến X2 và X4 phụ thuộc vào nhau không Ta thấy giá trị Prob < còn độc lập như trước=> mô hình lúc đầu bị đa cộng tuyến
  8. -Thực hiện hồi quy X2 theo X5: Dependent Variable: X2 Method: Least Squares Date: 12/19/08 Time: 00:12 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. X5 11.82766 0.438428 26.97744 0.0000 C -436.6559 58.85367 -7.419347 0.0000 R-squared 0.971954 Mean dependent var 1035.065 Adjusted R-squared 0.970619 S.D. dependent var 617.8470 S.E. of regression 105.9045 Akaike info criterion 12.24589 Sum squared resid 235531.1 Schwarz criterion 12.34463 Log likelihood -138.8278 F-statistic 727.7825 Durbin-Watson stat 1.129647 Prob(F-statistic) 0.000000 α=5%,nên giữa 2 biến X2 và X5 phụ thuộc vào nhau không Ta thấy giá trị Prob < còn độc lập như trước=> mô hình lúc đầu bị đa cộng tuyến -Thực hiện hồi quy X2 theo X6: Dependent Variable: X2 Method: Least Squares Date: 12/19/08 Time: 00:13 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. X6 15.25050 0.626136 24.35654 0.0000 C -609.8004 71.79925 -8.493130 0.0000 R-squared 0.965811 Mean dependent var 1035.065 Adjusted R-squared 0.964183 S.D. dependent var 617.8470 S.E. of regression 116.9292 Akaike info criterion 12.44395 Sum squared resid 287121.0 Schwarz criterion 12.54269 Log likelihood -141.1055 F-statistic 593.2412 Durbin-Watson stat 0.907059 Prob(F-statistic) 0.000000 α=5%,nên giữa 2 biến X2 và X6 phụ thuộc vào nhau không Ta thấy giá trị Prob < còn độc lập như trước=> mô hình lúc đầu bị đa cộng tuyến
  9. -Thực hiện hồi quy X3 theo X4: Dependent Variable: X3 Method: Least Squares Date: 12/19/08 Time: 00:14 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. X4 0.306184 0.016713 18.32039 0.0000 C 20.31662 1.616817 12.56581 0.0000 R-squared 0.941117 Mean dependent var 47.99565 Adjusted R-squared 0.938313 S.D. dependent var 11.11721 S.E. of regression 2.761176 Akaike info criterion 4.952132 Sum squared resid 160.1059 Schwarz criterion 5.050870 Log likelihood -54.94951 F-statistic 335.6365 Durbin-Watson stat 1.146365 Prob(F-statistic) 0.000000 α=5%,nên giữa 2 biến X3 và X4 phụ thuộc vào nhau không Ta thấy giá trị Prob < còn độc lập như trước=> mô hình lúc đầu bị đa cộng tuyến -Thực hiện hồi quy X4 theo X6: Dependent Variable: X4 Method: Least Squares Date: 12/19/08 Time: 00:16 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. X6 0.860773 0.044587 19.30560 0.0000 C -2.440032 5.112781 -0.477242 0.6381 R-squared 0.946661 Mean dependent var 90.40000 Adjusted R-squared 0.944121 S.D. dependent var 35.22369 S.E. of regression 8.326454 Akaike info criterion 7.159694 Sum squared resid 1455.927 Schwarz criterion 7.258432 Log likelihood -80.33648 F-statistic 372.7061 Durbin-Watson stat 1.181523 Prob(F-statistic) 0.000000 α=5%,nên giữa 2 biến X4 và X6 phụ thuộc vào nhau không Ta thấy giá trị Prob < còn độc lập như trước=> mô hình lúc đầu bị đa cộng tuyến
  10. -Thực hiện hồi quy X5 theo X6: Dependent Variable: X5 Method: Least Squares Date: 12/19/08 Time: 00:17 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. X6 1.271948 0.051295 24.79674 0.0000 C -12.75749 5.882019 -2.168897 0.0417 R-squared 0.966975 Mean dependent var 124.4304 Adjusted R-squared 0.965402 S.D. dependent var 51.49974 S.E. of regression 9.579202 Akaike info criterion 7.440007 Sum squared resid 1926.983 Schwarz criterion 7.538746 Log likelihood -83.56008 F-statistic 614.8784 Durbin-Watson stat 0.613158 Prob(F-statistic) 0.000000 α=5%,nên giữa 2 biến X5 và X6 phụ thuộc vào nhau không Ta thấy giá trị Prob < còn độc lập như trước=> mô hình lúc đầu bị đa cộng tuyến C. Ta chạy phương trình hồi quy để xem giữa giá bán lẻ thịt bò và giá bán lẻ thịt heo có ảnh hưởng đến giá bán lẻ bình quân có trọng số của thịt bò và thịt heo hay không Kết quả có được sau khi chạy hồi quy: Dependent Variable: X6 Method: Least Squares Date: 12/16/08 Time: 15:07 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 8.384309 2.787759 3.007544 0.0070 X4 0.471012 0.084852 5.550997 0.0000 X5 0.457225 0.058035 7.878419 0.0000 R-squared 0.987001 Mean dependent var 107.8565 Adjusted R-squared 0.985702 S.D. dependent var 39.81467 S.E. of regression 4.760880 Akaike info criterion 6.079850 Sum squared resid 453.3196 Schwarz criterion 6.227958 Log likelihood -66.91827 F-statistic 759.3155
  11. Durbin-Watson stat 1.438027 Prob(F-statistic) 0.000000 Giá trị Prob của giá bánlẻ thịt bò và giá bán lẻ thịt heo điều nhỏ hơn α=5% nên giữa giá bán lẻ thịt bò và giá bán lẻ thịt heo có ảnh hưởng đến giá bán lẻ bình quân có trọng số của thịt bò và thịt heo.Giữa 3 biến X4,X5 và X6 phụ thuộc vào nhau không còn độc lập như trước=> mô hình lúc đầu bị đa cộng tuyến Thực hiện hồi quy X2 theo X3 Dependent Variable: X3 Method: Least Squares Date: 12/16/08 Time: 15:21 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 30.64365 1.709608 17.92437 0.0000 X2 0.016764 0.001426 11.75270 0.0000 R-squared 0.868029 Mean dependent var 47.99565 Adjusted R-squared 0.861745 S.D. dependent var 11.11721 S.E. of regression 4.133676 Akaike info criterion 5.759152 Sum squared resid 358.8328 Schwarz criterion 5.857891 Log likelihood -64.23025 F-statistic 138.1260 Durbin-Watson stat 1.088443 Prob(F-statistic) 0.000000 Giá trị Prob của thu nhập bình quân đầu người nhỏ hơn α=5% nên giữa thu nhập bình quân đầu người có ảnh hưởng đến giá bán lẻ thịt gà.Giữa 2 biến X2 và X3 phụ thuộc vào nhau không còn độc lập như trước => mô hình bị đa cộng tuyến =>Suy nghĩ của bạn sinh viên là đúng Thực hiện hồi quy X2 theo X4 Dependent Variable: X4 Method: Least Squares Date: 12/16/08 Time: 15:22 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 33.92021 4.318942 7.853825 0.0000 X2 0.054566 0.003604 15.14260 0.0000 R-squared 0.916100 Mean dependent var 90.40000 Adjusted R-squared 0.912105 S.D. dependent var 35.22369 S.E. of regression 10.44280 Akaike info criterion 7.612645
  12. Sum squared resid 2290.096 Schwarz criterion 7.711383 Log likelihood -85.54541 F-statistic 229.2984 Durbin-Watson stat 0.858478 Prob(F-statistic) 0.000000 Giá trị Prob của thu nhập bình quân đầu người nhỏ hơn α=5% nên giữa thu nhập bình quân đầu người có ảnh hưởng đến giá bán lẻ thịt bò.Giữa 2 biến X2 và X4 phụ thuộc vào nhau không còn độc lập như trước => mô hình bị đa cộng tuyến =>Suy nghĩ của bạn sinh viên là đúng Thực hiện hồi quy X2 theo X5 Dependent Variable: X5 Method: Least Squares Date: 12/16/08 Time: 15:23 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 39.37252 3.650890 10.78436 0.0000 X2 0.082176 0.003046 26.97744 0.0000 R-squared 0.971954 Mean dependent var 124.4304 Adjusted R-squared 0.970619 S.D. dependent var 51.49974 S.E. of regression 8.827516 Akaike info criterion 7.276566 Sum squared resid 1636.426 Schwarz criterion 7.375304 Log likelihood -81.68051 F-statistic 727.7825 Durbin-Watson stat 1.146332 Prob(F-statistic) 0.000000 Giá trị Prob của thu nhập bình quân đầu người nhỏ hơn α=5% nên giữa thu nhập bình quân đầu người có ảnh hưởng đến giá bán lẻ thịt heo.Giữa 2 biến X2 và X5 phụ thuộc vào nhau không còn độc lập như trước => mô hình bị đa cộng tuyến =>Suy nghĩ của bạn sinh viên là đúng =>Như vậy suy nghĩ của bạn sinh viên cho rằng mô hình lúc đầu bị đa cộng tuyến do các quan hệ giữa giá bán lẻ thịt bò và giá bán lẻ thịt heo có ảnh hưởng đến giá bán lẻ bình quân có trọng số của thịt bò và thịt heo,giữa thu nhập bình quân đầu người có ảnh hưởng đến giá bán lẻ thịt( (gà,bò,heo) là hoàn toàn chính xác
  13. d.Mô hình tổng quát Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/19/08 Time: 01:05 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 38.59691 4.214488 9.158150 0.0000 X2 0.004889 0.004962 0.985370 0.3383 X3 -0.651888 0.174400 -3.737889 0.0016 X4 0.243242 0.089544 2.716443 0.0147 X5 0.104318 0.070644 1.476674 0.1580 X6 -0.071110 0.098381 -0.722805 0.4796 R-squared 0.944292 Mean dependent var 39.66957 Adjusted R-squared 0.927908 S.D. dependent var 7.372950 S.E. of regression 1.979635 Akaike info criterion 4.423160 Sum squared resid 66.62224 Schwarz criterion 4.719376 Log likelihood -44.86635 F-statistic 57.63303 Durbin-Watson stat 1.100559 Prob(F-statistic) 0.000000 Substituted Coefficients: ===================== Y = 38.59690942 + 0.004889344622*X2 - 0.6518875293*X3 + 0.2432418207*X4 + 0.1043176111*X5 - 0.07111034011*X6 Theo kết quả ta thấy với mức ý nghĩa α=5% thì có 3 biến X2,X5 và X6 không có ý nghĩa thống kê Thực hiện kiểm định WALD để loại 3 biến này ra khỏi mô hình Chạy Eview ta có kết quả: Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability F-statistic 7.852143 (3, 17) 0.0017 Chi-square 23.55643 3 0.0000 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
  14. C(2) 0.004889 0.004962 C(5) 0.104318 0.070644 C(6) -0.071110 0.098381 Vì Prob=0.0017 < α=5% => Việc bỏ cả 3 biến X2,X5 và X6 là không hợp lí. Giờ ta tiến hành bỏ từng biến trong mô hình,biến nào có giá trị Prob lớn nhất bỏ trước cứ như vậy đến khi nào giá trị Prob < α=5% thì ta mới dừng lại Ta tiến hành kiểm định WALD cho biến X6 Kết quả chạy Eview ta có: Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability F-statistic 0.522447 (1, 17) 0.4796 Chi-square 0.522447 1 0.4698 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err. C(6) -0.071110 0.098381 Ta thấy giá trị Prob=0.4796 > α=5% nên việc ta bỏ biến X6 là đúng Mô hình tổng thể khi bỏ biến X6 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/19/08 Time: 01:34 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 37.23236 3.717695 10.01490 0.0000 X2 0.005011 0.004893 1.024083 0.3194 X3 -0.611174 0.162849 -3.753010 0.0015 X4 0.198409 0.063721 3.113734 0.0060 X5 0.069503 0.050987 1.363144 0.1896 R-squared 0.942580 Mean dependent var 39.66957 Adjusted R-squared 0.929821 S.D. dependent var 7.372950 S.E. of regression 1.953198 Akaike info criterion 4.366473 Sum squared resid 68.66969 Schwarz criterion 4.613320 Log likelihood -45.21444 F-statistic 73.87052
  15. Durbin-Watson stat 1.065034 Prob(F-statistic) 0.000000 Ta tiếp tục tiến hành kiểm định WALD cho biến X2 Kết quả chạy Eview ta có: Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability F-statistic 1.048745 (1, 18) 0.3194 Chi-square 1.048745 1 0.3058 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err. C(2) 0.005011 0.004893 Ta thấy giá trị Prob=0.3194 > α=5% nên việc ta bỏ biến X2 là đúng Mô hình tổng thể khi bỏ biến X6 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/19/08 Time: 01:36 Sample: 1960 1982 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 35.68084 3.399337 10.49641 0.0000 X3 -0.654097 0.157564 -4.151300 0.0005 X4 0.232528 0.054387 4.275460 0.0004 X5 0.115422 0.024303 4.749224 0.0001 R-squared 0.939235 Mean dependent var 39.66957 Adjusted R-squared 0.929641 S.D. dependent var 7.372950 S.E. of regression 1.955702 Akaike info criterion 4.336146 Sum squared resid 72.67063 Schwarz criterion 4.533624 Log likelihood -45.86568 F-statistic 97.89329 Durbin-Watson stat 1.251523 Prob(F-statistic) 0.000000 Ta thấy các giá trị Prob điều < α=5%,nên đây là phương trình tối ưu mà ta cần tìm
  16. Phương trình mô hình tối ưu: Substituted Coefficients: ===================== Y = 35.68083973 - 0.6540969702*X3 + 0.2325281315*X4 + 0.1154218668*X5 e. Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình tối ưu: Y X3 X4 X5 0.8399579458 0.9123918980 0.9353554406 Y 1 80228 62413 79806 0.8399579458 0.9701116005 0.9284688762 X3 80228 1 18215 80882 0.9123918980 0.9701116005 0.9405665022 X4 62413 18215 1 62625 0.9353554406 0.9284688762 0.9405665022 X5 79806 80882 62625 1 Ta thấy không có hệ số tương quan nào lớn hơn 0,948 nên mô hình tối ưu không còn hiện tượng đa cộng tuyến. Phương trình mô hình tối ưu: Substituted Coefficients: ===================== Y = 35.68083973 - 0.6540969702*X3 + 0.2325281315*X4 + 0.1154218668*X5 Giải thích: β1 :không giải thích β 3 = -0.654097: trong điều kiện các yếu tố khác không đổi,theo dữ liệu mẫu,nếu giá bán lẻ thịt gà giảm xuống 0.654097(cent/pound) thì trung bình thì lượng thịt gà tiêu thụ bình quân đầu người tăng lên 1 pound β 4 = 0.2325281315: trong điều kiện các yếu tố khác không đổi,theo dữ liệu mẫu,nếu giá bán lẻ thịt bò tăng lên 0.2325281315 (cent/pound) thì trung bình thì lượng thịt gà tiêu thụ bình quân đầu người tăng lên 1 pound β 5 = 0.1154218668: trong điều kiện các yếu tố khác không đổi,theo dữ liệu mẫu,nếu giá bán lẻ thịt heo tăng lên 0.1154218668 (cent/pound) thì trung bình thì lượng thịt gà tiêu thụ bình quân đầu người tăng lên 1 pound
Đồng bộ tài khoản