Kinh tế lượng - Hồi qui đa biến part 5

Chia sẻ: Pham Duong | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:10

Thêm vào BST

Báo xấu

94
lượt xem 16
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Kiểm định 2 đuôi  Giả sử ta muốn kiểm định giả thuyết: H0: 2 = 0 và H1: 2  0.  Kiểm định các giả thuyết trên gọi là kiểm định 2 đuôi.  Kiểm định được sử dụng khi ta không biết rõ chiều hướng khác biệt của 2 so với 0.  Quy tắc quyết định: Xây dựng khoảng tin cậy 100(1-) cho 2. Nếu giá trị 2 trong giả thuyết H0 nằm trong khoảng tin cậy này, ta chấp nhận H0, nhưng nếu nó nằm ngoài, ta bác bỏ H0. ...

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Kinh tế lượng - Hồi qui đa biến part 5

 Khoảng tin cậy của 2  Do 2 không biết trước, ta thường dùng  ước lượng không chệch của nó là 2, ta có:  Biến t sẽ theo phân phối t với bậc tự do n – k (số tham số được ước lượng kể cả hệ số tự do).  Khoảng tin cậy từ phân phối t: Pr(-t/2 < t < t/2) 45
Kiểm định 2 đuôi  Giả sử ta muốn kiểm định giả thuyết: H0: 2 = 0 và H1: 2  0.  Kiểm định các giả thuyết trên gọi là kiểm định 2 đuôi.  Kiểm định được sử dụng khi ta không biết rõ chiều hướng khác biệt của 2 so với 0.  Quy tắc quyết định: Xây dựng khoảng tin cậy 100(1-) cho 2. Nếu giá trị 2 trong giả thuyết H0 nằm trong khoảng tin cậy này, ta chấp nhận H0, nhưng nếu nó nằm ngoài, ta bác bỏ H0. 46
Quy tắc quyết định 47
Kiểm định giả thuyết mô hình 1. Kiểm định giả thuyết về từng phần tử của  Thông thường, giả thuyết được đặt ra là i = 0, nghĩa là biến Xi không ảnh hưởng đến mô hình, khi đó chúng ta xét: ˆk t ~ t( nk ) ˆ se (  k ) Nếu t < t/2, (n-k): ta chấp nhận giả thuyết H0: I = 0 ở mức độ tin cậy , có nghĩa là Xi không có ảnh hưởng đến Y. Nếu t > t/2, (n-k): ta bác bỏ giả thuyết H0 và chấp 48 nhận H1: i  0 ở mức độ tin cậy , có nghĩa là Xi có ảnh hưởng đến Y.
Kiểm định giả thuyết mô hình 2. Kiểm định ảnh hưởng tất cả các biến độc lập cùng lúc Giả thuyết của kiểm định này là: H0: 2 = 3 =... = k = 0 n  k 1 R2 F . 1  R2 k Bác bỏ giả thuyết H0 khi F > F(k-1, n-k),, nghĩa là có  ít nhất một tham số khác 0 ; hoặc là có ít nhất một biến có ảnh hưởng đến Y. F < F(k - 1, n – k), thì chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa  là tất cả các tham số 2, 3, ... , k đều bằng 0; hoặc là không có biến độc lập nào ảnh hưởng đến 9 4 Y.
Phương pháp dự đoán trong mô hình hồi qui Cho trước 1 giá trị X0, ta có thể dùng mô hình hồi quy để dự báo giá trị Y ứng với một mức tin cậy  nào đó. Công thức: 1 ( Xo  x )2 ˆˆ ( 1  2 X0 )  t / 2 s 1  2 n xi s: sai số chuẩn của ước lượng e i2  ˆ s   n2 50
Ví dụ: Có bộ số liệu về chi tiêu và thu nhập của hộ gia đình ở VN 1998 như sau: Variable Obs Mean Std.Dev Min Max Label pcexp 5999 3210 2682 337.705 54886.9 Chi tieu/nguoi rincome 5999 15274 18535 -29524.4 445334 Tong thu nhap thuc hhsize 5999 4.77 1.97 1 19 So nhan khau child 5999 1.66 1.40 0 8 So tre em Ta cần kiểm định mối quan hệ giữa mức chi tiêu/đầu người với thu nhập của hộ gia đình, số nhân khẩu, số trẻ em trong gia đình. 51
Kết quả ước lượng mô hình hồi quy Source SS df MS Number of obs = 5999 F( 3, 5995) = 1116.09 Model 1.55E+10 3 5.16E+09 Prob > F = 0 Residual 2.77E+10 5995 4619197 R-squared = 0.3584 Adj R-squared = 0.358 Total 4.32E+10 5998 7195461 Root MSE = 2149.2 pcexp Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval] rincome 0.082 0.00 51.90 0.000 0.08 0.08 hhsize -376.468 20.22 -18.62 0.000 -416.11 -336.83 child -145.951 27.57 -5.29 0.000 -199.99 -91.91 _cons 4001.691 75.15 53.25 0.000 3854.37 4149.01 52
Trình bày Kết quả  pc exp  4001,69  0 ,082rincome  376,47hhsize - 145,95child se (75,148) (0,0015) (20,222) (27.567) 53.25*** 51,90*** -18,62*** t -5,29*** • R2 = 35,8%, chứng tỏ, các biến độc lập trong mô hình giải thích được 35,8% sự biến động của chi tiêu bình quân đầu người trong hộ. • Do giá trị t của các hệ số đều lớn hơn giá trị t5%, ta bác bỏ các giả thuyết H0, cho rằng các hệ số bằng 0. 53 Hay ta có thể gọi các hệ số được ước lượng đều có ý nghĩa ở mức 5%.
Trình bày và giải thích Kết quả  pc exp  4001,69  0 ,082rincome  376,47hhsize - 145,95child se (75,148) (0,0015) (20,222) (27.567) 53.25*** 51,90*** -18,62*** t -5,29*** • Khi thu nhập tăng thêm 1 đồng, chi tiêu đầu người tăng bình quân 0,082 đồng, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. • Khi số nhân khẩu trong gia đình tăng thêm 1 người, chi tiêu đầu người giảm bình quân 376.000 đồng, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. 54 • Khi số trẻ em trong gia đình tăng thêm 1, chi tiêu đầu người giảm bình quân 146.000 đồng