http://www.facebook.com/DethiNEU
KINH T L NG NG D NGẾ ƯỢ Ứ Ụ
BÀI T P 3Ậ
Bài 2: Bài t p 9.2, Gujarati (2003), trang 324ậ
Y: s gi làm vi c c a ng i vố ờ ệ ủ ườ ợ
X2: thu nh p sau thu c a ng i vậ ế ủ ườ ợ
X3:thu nh p sau thu c a ch ng ậ ế ủ ồ
X4: s tu i c a ng i vố ổ ủ ườ ợ
X5: s năm h c tr ng c a ng i v (bi n đ nh l ng)ố ọ ở ườ ủ ườ ợ ế ị ượ
X6: Bi n dummyế
D=1 ng i ph ng v n c m th y r ng ng i ph n có th làm vi c n u ch ngườ ỏ ấ ả ấ ằ ườ ụ ữ ể ệ ế ồ
đ ng ý.ồ
D = 0 khác
X7: bi n dummy, thái đ (thích làm vi c hay không)ế ộ ệ
D = 1 mu n đi làm, ố
D = 0 khác
X8: s tr em d i 6 tu iố ẻ ướ ổ
X9: s tr em trong đ tu i 6~13ố ẻ ộ ổ
a. Ý nghĩa c a các h s c a bi n đ nh l ng (không ph i bi n gi )ủ ệ ố ủ ế ị ượ ả ế ả
Theo lý thuy t kinh t ta kỳ v ng nh ng h s c a Xế ế ọ ữ ệ ố ủ 2, X5 s tăng (mang d u +) và kỳ v ngẽ ấ ọ
các h s c a Xệ ố ủ 3, X8, X9 s gi m ( mang d u -). H s Xẽ ả ấ ệ ố 4 tăng hay gi m ph thu c vàoả ụ ộ
tu i c a ng i v và s l ng con cái. Ngoài ra, bi n t ng tác c a tu i và s con d i 6ổ ủ ườ ợ ố ượ ế ươ ủ ổ ố ướ
tu i hay s con gi a 6 và 13 tu i s gi m nhanh h n trên m i quan h gi a tu i và th iổ ố ữ ổ ẽ ả ơ ố ệ ữ ổ ờ
gian mong mu n dành cho công vi c c a ng i v .ố ệ ủ ườ ợ
b. Gi i thích ý nghĩa bi n gi Xả ế ả 6 và X7,so sánh giá tr th ng kê “2-t”ị ố
Qui t c 2-t? So sánh giá tr t tính tóan v i giá tr tra b ng t=2 (kh ang -2,2). thay vì so v iắ ị ớ ị ả ỏ ớ
t(α/2,df)
Bi n gi X6: v i tế ả ớ X6 = -0.4 => giá tr tuy t đ i t=0.4 <2, không có ý nghĩa th ng kê.ị ệ ố ố
Bi n gi X7: v i tế ả ớ X7 = 6.94 > 2, có ý nghĩa th ng kê.ố
c. T i sao b n nghĩ bi n tu i và bi n giáo d c không nh h ng đ n quy t đ nhạ ạ ế ổ ế ụ ả ưở ế ế ị
tham gia l c l ng lao đ ng c a ng i v .ự ượ ộ ủ ườ ợ
- Có th có hi n t ng đa c ng tuy n gi a X4 và X5 vì ng i l n tu i h n có th có sể ệ ượ ộ ế ữ ườ ớ ổ ơ ể ố
năm đi h c nhi u h n, đúng ra ta có th s d ng bi n b ng c p ch ng h n.ọ ề ơ ể ử ụ ế ằ ấ ẳ ạ
- Có th do nh ng ràng bu c v m t pháp lý.ể ữ ộ ề ặ
- 1 -
http://www.facebook.com/DethiNEU
Bài 3: Bài t p 9.8, Gujarati (2003), trang 327ậ
lnY=2.41+ 0.3674lnX1 + 0.2217 ln X2+ 0.0803 lnX3- 0.1755D1+0.2799D2+0.5634D3- 0.2572D4
(se) (0.0477) (0.0628) (0.0287) (0.2905) (0.1044) (0.1657) (0.0787)
R2=0.766
Y: gi công ng i tham gia t i FDICờ ườ ạ
X1: t ng tài s n c a ngân hàngổ ả ủ
X2: t ng s phòng ban trong ngân hàngổ ố
X3: t l c a các kh an cho vay đ i v i t ng cho vay c a ngân hàng.ỷ ệ ủ ỏ ố ớ ổ ủ
D1 = 1 n u c p qu n lý là “good”ế ấ ả
D2 = 1 n u c p qu n lý là “fair”ế ấ ả
D3 = 1 n u c p qu n lý là “satisfactoryế ấ ả ”
D4 = 1 n u kỳ thi đ c đánh giá chung v i nhau.ế ượ ớ
a. Gi i thích k t qu mô hình.ả ế ả
β1 = 0.3674 là h s co giãn, khi X1 tăng (gi m) 1% thì trung bình gi công ng i tham giaệ ố ả ờ ườ
t i FDIC tăng (gi m) 0.3674%. ạ ả
β3 = 0.0803 là h s co giãn, khi X3 tăng (gi m) 1% thì trung bình gi công ng i tham giaệ ố ả ờ ườ
t i FDIC tăng (gi m) 0.0803%. ạ ả
b. Có v n đ gì v vi c đánh giá v i bi n gi trong mô hình d ng log Y.ấ ề ề ệ ớ ế ả ạ
Bi n gi : đánh giá cách qu n lý t i FDIC ế ả ả ạ
G m 3 bi n dummy, 4 thu c tính.ồ ế ộ
* Không có v n đ gì v i bi n gi trong mô hình d ng log Y.ấ ề ớ ế ả ạ
c. B n đánh giá th nào v h s bi n gi ?ạ ế ề ệ ố ế ả
B c 1: L y antilog h s c l ng c a bi n dummy,ướ ấ ệ ố ướ ựơ ủ ế
B c 2: L y (giá tr antilog tìm đ c tr cho 1)*100 => % thay đ i c abi n dummy =>ướ ấ ị ượ ừ ổ ủ ế
%thay đ i c a bi n Y.ổ ủ ế
* Bi n Dế3: antilog (0.3456) = 1.7566
=> 1.7566 -1 = 0.7566 75.66%.
Nghĩa là khi NH có x p l ai qu n lý trung bình, thì th i gian ki m tra s gi m trung bìnhế ọ ả ờ ể ẽ ả
kh ang 75.66% so v i NH có x p l ai y u kém (do đ c tính “y u kém” đ c ch n làmỏ ớ ế ọ ế ặ ế ựơ ọ
m c)ố
* Bi n Dế4: antilog (0.2572) = 0.7732 => 0.7732 – 1 = -0.2267 22.67%
- 2 -
http://www.facebook.com/DethiNEU
Bài 4: Bài t p 9.16, Gujarati (2003), trang 330ậ
Model I: ln(Pop)t = 4.73 + 0.024t
Model II: ln(Pop)t = 4.77 + 0.015t – 0.075Dt + 0.011(Dtt)
a/. T c đ tăng tr ng dân c c a Belize qua th i kì m u t 1970 – 1992 kho ng 2.4%ố ộ ưở ư ủ ờ ẫ ừ ả
b/. T k t qu h i quy m u c a 2 giai đo n ta th y có s khác nhau gi a tung đ g c vàừ ế ả ồ ẫ ủ ạ ấ ự ữ ộ ố
đ d c, do đó t c đ tăng tr ng dân c trong hai th i kì là khác nhau.ộ ố ố ộ ưở ư ờ
T k t qu h i quy th II, ta có: ừ ế ả ồ ứ
-Giai đo n 1970 – 1978 : v i Dạ ớ t = 0 thì
ln(Pop)t = 4.77 + 0.015t
-Giai đo n 1978 – 1992 : v i Dạ ớ t = 1 thì
ln(Pop)t = 4.77 + 0.015t – 0.075 + 0.011t = 4.675 + 0.026t
Bài 5: S d ng file ử ụ Table 7.6 – DG 1999, th c hi n ph ng trình h i qui sau đây:ự ệ ươ ồ
Yt = b0 + b1Dt + b2Xt + b3DtXt + ui
Trong đó:
Yt = ti t ki mế ệ
Xt = thu nh pậ
t = th i gianờ
D = 1 cho các quan sát giai đo n 1982 – 1995ạ
= 0 cho các quan sát giai đo n 1970 – 1981ạ
a. c l ng ph ng trình trênƯớ ượ ươ
B c 1: nh p s li u savings và income t Excel đ n Eviewướ ậ ố ệ ừ ế
B c 2: Eview / genr: t o bi n xu th tt=@trend(1969)ướ ạ ế ế
B c 3: Eview/ genr: t o bi n gi dum=tt>12 ướ ạ ế ả
B c 4: xu t k t qu h i quy Eview/ Quick/ Equation: ướ ấ ế ả ồ savings c dum income dum*income
Dependent Variable: SAVINGS 　 　 　
Method: Least Squares 　
Date: 08/20/07 Time: 14:06 　
Sample: 1970 1995 　
Included observations: 26 　
　 　 　 　 　
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
　 　 　 　 　
C 1.016117 20.2 0.050391 0.9603
DUM 152.4786 33.1 4.609058 0.0001
INCOME 0.080332 0.0 5.541347 0.0000
DUM*INCOME -0.065469 0.0 -4.09634 0.0005
　 　 　 　 　
R-squared 0.881944 Mean dependent var 162.0885
Adjusted R-squared 0.865846 S.D. dependent var 63.20446
- 3 -
http://www.facebook.com/DethiNEU
S.E. of regression 23.14996 Akaike info criterion 9.262501
Sum squared resid 11790.25 Schwarz criterion 9.456055
Log likelihood -116.4125 F-statistic 54.78413
Durbin-Watson stat 1.648454 Prob(F-statistic) 0.0000
Yt = b0 + b1Dt + b2Xt + b3DtXt + ui
SAVINGSt = 1.016117 + 152.4786Dt+0.080332Xt -0.65469DtXt + ui
* c l ng ph ng trình h i quy giai đo n 1970 – 1981: v i D = 0Ướ ượ ươ ồ ạ ớ
SAVINGSt = 1.016117 + 0.080332Xt + ui
* c l ng ph ng trình h i quy giai đo n 1982 – 1995: v i D = 1Ướ ượ ươ ồ ạ ớ
SAVINGSt = (1.016117 + 152.4786) + (0.080332 -0.65469)Xt + ui
<=> SAVINGSt = 153.494717 – 0.574358Xt + ui
b. N u thay đ i giá tr c a bi n D = 1 cho giai đo n 1970 – 1981 và D = 0 cho giaiế ổ ị ủ ế ạ
đo n 1982 – 1995, k t qu c l ng thay đ i nh th nào?ạ ế ả ướ ượ ổ ư ế
B c 1: nh p s li u savings và income t Excel đ n Eviewướ ậ ố ệ ừ ế
B c 2: Eview / genr: t o bi n xu th tt=@trend(1969)ướ ạ ế ế
B c 3: Eview/ genr: t o bi n gi dum1=tt<13 ướ ạ ế ả
B c 4: xu t k t qu h i quy Eview/ Quick/ Equation: ướ ấ ế ả ồ savings c dum1 income
dum1*income
Dependent Variable: SAVINGS 　 　 　
Method: Least Squares 　
Date: 08/20/07 Time: 14:22 　
Sample: 1970 1995 　
Included observations: 26 　
　 　 　 　 　
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
　 　 　 　 　
C 153.4947 26.22637 5.852684 0.0000
DUM1 -152.4786 33.08237 -4.609058 0.0001
INCOME 0.014862 0.006729 2.208694 0.0379
DUM1*INCOME 0.065469 0.015982 4.09634 0.0005
　 　 　 　 　
R-squared 0.881944 Mean dependent var 162.0885
Adjusted R-squared 0.865846 S.D. dependent var 63.20446
S.E. of regression 23.14996 Akaike info criterion 9.262501
Sum squared resid 11790.25 Schwarz criterion 9.456055
Log likelihood -116.4125 F-statistic 54.78413
Durbin-Watson stat 1.648454 Prob(F-statistic) 0.00000
Yt = b0 + b1Dt + b2Xt + b3DtXt + ui
SAVINGSt = 153.4947- 152.4786Dt+0.014862Xt -0.65469DtXt + ui
* c l ng ph ng trình h i quy giai đo n 1970 – 1981: v i D = 1Ướ ượ ươ ồ ạ ớ
SAVINGSt = (153.4947- 152.4786) + (0.014862 -0.65469)Xt + ui
SAVINGSt = 1.0161 - 0.639828Xt + ui
* c l ng ph ng trình h i quy giai đo n 1982 – 1995: v i D = 0Ướ ượ ươ ồ ạ ớ
- 4 -
http://www.facebook.com/DethiNEU
SAVINGSt = 153.4947 + 0.014862Xt + ui
c. Bài t p 9.21, Gujarati (2003), trang 331ậ
Use: Table 7.6
lnSavingsi= β1+β2lnIncomei+β3lnD1+ui
D = 1 cho các quan sát giai đo n 1970 – 1981ạ
= 0 cho các quan sát giai đo n 1982 – 1995ạ
Dependent Variable: LnSAVINGS 　 　 　
Method: Least Squares 　
Date: 08/21/07 Time: 17:19 　
Sample: 1970 1995 　
Included observations: 26 　 　 　
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.158881 0.765707 -0.207496 0.8374
LnINCOME 0.669504 0.107357 6.236216 0.0000
DUM -0.000676 0.133753 -0.005057 0.996
R-squared 0.878042 Mean dependent var 4.999615
Adjusted R-squared 0.867437 S.D. dependent var 0.452228
S.E. of regression 0.164653 Akaike info criterion -0.6618
Sum squared resid 0.623543 Schwarz criterion -0.516623
Log likelihood 11.60324 F-statistic 82.79456
Durbin-Watson stat 0.925613 Prob(F-statistic) 0.0000
Đánh giá:
- β^2 =0.6695 có ý nghĩa khi thu nh p tăng (gi m) 1% thì trung bình ti t ki m có xu h ngậ ả ế ệ ướ
tăng (gi m) 66.96%, v i đi u ki n các y u t khác không đ i.ả ớ ề ệ ế ố ổ
- M c đ phù h p c a mô hình Rứ ộ ợ ủ 2=0.878 t ng đ ng 87.8%.ươ ươ
d. Câu a và b, Bài t p 9.28, Gujarati (2003), trang 333ậ
lnYt = β1 + β2Dt + β3Xt + β4DtXt + ui
v i Y=savings và X=incomeớ
Dependent Variable: LNSAVINGS 　 　 　
Method: Least Squares 　
Date: 08/21/07 Time: 17:25 　
Sample: 1970 1995 　
Included observations: 26 　
　 　 　 　 　
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
　 　 　 　 　
C 3.677198 0.108486 33.89569 0.0000
DUM 1.397154 0.177981 7.850003 0.0000
INCOME 0.000709 7.80E-05 9.084319 0.0000
DUM*INCOME -0.000639 8.60E-05 -7.436101 0.0000
　 　 　 　 　
R-squared 0.933254 Mean dependent var 4.999615
Adjusted R-squared 0.924153 S.D. dependent var 0.452228
S.E. of regression 0.124546 Akaike info criterion -1.187653
Sum squared resid 0.341255 Schwarz criterion -0.994099
Log likelihood 19.43949 F-statistic 102.5363
- 5 -