ậ ớ
Bài t p l n Kinh t
ế ượ l
ng
Ờ Ở Ầ L I M Đ U
ỏ ủ ườ ỉ ọ ự ế ẩ Trong gi hàng hóa c a ng ớ i tiêu dùng, th c ph m luôn chi m t tr ng l n.
ượ ự ủ ầ ẩ ườ ố ỉ L ng c u th c ph m c a ng ủ i tiêu dùng do đó không ch là m i quan tâm c a
ự ủ ữ ả ấ ấ ẩ ố nh ng công ty s n xu tcung c p th c ph m, mà còn là m i quan tâm c a chính
ủ ế ỹ ế ượ ữ ph và các nhà kinh t . Các nhà kinh M t sau khi có đ ố ố ệ c nh ng s li u th ng
ề ượ ự ầ ạ ẩ ị ượ ở ỹ kê v l ộ ng c u th t gà m t lo i th c ph m đ c yêu thích M trong 2
ữ ề ặ ấ ậ ố ưở th p niên 6070 đã đ t ra v n đ : Nh ng nhân t ả nào nh h ng đ n l ế ượ ng
ủ ề ị ả ế ằ ượ ủ ầ ị ầ c u c a th t gà ? Trong đ tài này, gi thi t r ng l ng c u c a th t gà ph ụ
ộ ố ủ ậ ườ ủ ị thu c vào 2 nhân t : thu nh p bình quân c a ng i tiêu dùng và giá c a th t gà.
ế ế ị ườ ị Theo lý thuy t kinh t , th t gà là hàng hóa thông th ầ ng, do đó c u th t gà s ẽ
ậ ầ ừ ượ ự ề tuân theo lu t c u. T mô hình đ ể ộ ầ c xây d ng trong đ tài, ta có th m t l n
ậ ầ ư ự ẳ ắ ộ ị ế ữ n a kh ng đ nh s đúng đ n cùa lý thuy t lu t c u, cũng nh có m t hình dung
1
ấ ề ầ ủ ị ườ ậ ỹ ơ ả c b n nh t v c u th t gà c a ng i tiêu dùng M trong 2 th p niên 6070.
ậ ớ
Bài t p l n Kinh t
ế ượ l
ng
Ộ
N I DUNG
ả ố ệ 1. Mô t s li u
ầ ị C u th t gà ở ỹ ừ M t năm 1960 1980
Y 27.8 29.9 29.8 30.8 31.2 33.3 35.6 36.4 36.7 38.4 40.4 40.3 41.8 40.4 40.7 40.1 42.7 44.1 46.7 50.6 50.1 X2 397.5 413.3 439.2 459.7 492.9 528.6 560.3 624.6 666.4 717.8 768.2 843.3 911.6 931.1 1021.5 1165.9 1349.6 1449.4 1575.5 1759.1 1994.2 X3 42.2 38.1 40.3 39.5 37.3 38.1 39.3 37.8 38.4 40.1 38.6 39.8 39.7 52.1 48.9 58.3 57.9 56.5 63.7 61.6 58.9 Năm 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980
Trong đó:
ượ ụ ị ườ ơ Y: l ng tiêu th th t gà/ng ị i (đ n v : pao);
ả ụ ậ ườ i (đv: đôla); X2: thu nh p kh d ng/ ng
ẻ ị th t gà; X3: giá bán l
2,X3 đ u có đ n v là cent/ pao và đ u là giá th c t
ự ế ứ ề ề ơ ị ơ Các đ n giá X , t c là giá
=
b
+ b
+
Y
X
X
1
2
b 2
3
3
ủ ươ ệ ờ ự ố ờ ỉ ố hi n th i chia cho ch s giá tiêu dùng c a l ng th c theo cùng g c th i gian.
2
ả ử Gi s ta có mô hình: (1)
ậ ớ
Bài t p l n Kinh t
ế ượ l
ng ằ
=
b
+ b
+
Y
X
X
1
2
b 2
3
3
ồ ượ ế ả H i quy mô hình (1) b ng Eview ta thu đ c k t qu sau:
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/02/10 Time: 08:30 Sample: 1960 1980 Included observations: 21
Variable
Coefficient Std. Error
tStatistic
Prob.
C X2 X3
3.309970 35.03203 0.017968 0.002140 0.279720 0.106795
10.58379 8.395568 2.619229
0.0000 0.0000 0.0174
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion
Rsquared Adjusted Rsquared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood DurbinWatson stat
0.916662 0.907403 1.978835 70.48417 42.51180 Fstatistic 0.814252
Prob(Fstatistic)
38.46667 6.502948 4.334457 4.483675 98.99446 0.000000
ả ồ B ng 1: H i quy mô hình
=
b
+ b
+
X
X
E Y X X /
2, 3)
(
1
2
b 2
3
3
ừ ế ượ T k t qu ả ướ ượ c l ng trên ta thu đ c:
+
(PRF):
Y =
35.03203 0.017968X 0.279720X
2
3
-
(SRF):
ả ồ ế 2. Phân tích k t qu h i quy
ế ủ ệ ố ồ 1. Ý nghĩa kinh t c a các h s h i quy
35.03203
^ b = 1
Ta th y:ấ
ế ậ ầ ườ ẻ ị > 0 cho ta bi t thu nh p bình quân/đ u ng i và giá bán l ổ th t gà không đ i
3
ượ ầ ơ ị thì l ị ng c u th t gà là 35.03203 đ n v .
ậ ớ
Bài t p l n Kinh t
ế ượ l
ng
0.017968
^ b = 2
b
2
>0
ầ ườ ậ Do khi thu nh p bình quân/đ u ng i tăng, tiêu dùng tăng. Do đó có ý nghĩa
0.017968
^ b = 2
kinh tế
ấ ẻ ị ậ ầ ổ cho ta th y: khi giá bán l th t gà không đ i, thu nh p bình quân/đ u ng ườ i
0.27972
^ b = - 3
ị ẽ ơ ượ ầ ơ ị tăng 1 đ n v s làm l ị ng c u th t gà tăng 0.017968 đ n v
0.27972
^ b = 3
ế ợ ế ượ ớ <0 phù h p v i lý thuy t kinh t do khi giá tăng, l ầ ẽ ả ng c u s gi m.
ế ế ố ị ẽ ổ ơ ị cho ta bi t khi các y u t khác không đ i, giá th t gà tăng 1 đ n v s làm cho
ượ ầ ả ơ ị l ị ng c u th t gà gi m 0.0.27972 đ n v
ệ ố ồ ố ủ 2. Ý nghĩa th ng kê c a các h s h i quy
b
=
ể ặ ả ế ị Ki m đ nh c p gi thi t:
H
:
0
j
0
=
j
(
2,3)
b
H
:
0
j
1
b
(cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0)
=
T
T n
~ (
3)
ˆˆ j Se
b ˆ( b
j )
j
- -
>
=
a =
W
t
T T ( :
2.101)
18 0.025
ể ẩ ị Tiêu chu n ki m đ nh:
ề ỏ Mi n bác b
4
ừ ế ả ồ T k t qu h i quy ta có:
ậ ớ
Bài t p l n Kinh t
ế ượ l
ng
b Wa 2
(cid:0) (cid:0) (cid:0)
1có ý nghĩa th ng kê
ấ ậ ố Tqs2= 8.395568 Bác b Hỏ 0, ch p nh n H
b Wa 3
(cid:0) (cid:0) (cid:0)
1có ý nghĩa th ng kê
ậ ấ ố Tqs3=2.619229 Bác b Hỏ 0, ch p nh n H
ệ ố ồ ả ậ 3. Kho ng tin c y cho các h s h i quy
ˆ (cid:0)
(cid:0)
ˆ (cid:0)
ệ ố ồ ậ ả ượ ứ ở Kho ng tin c y cho các h s h i quy đ c cho b i công th c sau:
(cid:0)
(cid:0)
t
n
k
Se
t
n
k
Se
(
)
)ˆ( (cid:0)
(
)
)ˆ( (cid:0)
i
i
i
i
i
2/
2/
(cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0)
(cid:0) ệ ố ặ ượ ả ậ Kho ng tin c y cho h s ch n đ c tính theo:
3)
3)
(
b
( t a
t a
b Se (
< b )
Se (
)
ˆ b 1
n /2
ˆ 1
< 1
ˆ + 1
b n /2
ˆ 1
- - -
b
1
(cid:0)
35.032032.101* 3.309970 < < 35.03203+2.101* 3.309970
b
1
(cid:0)
28.07778 < < 41.98628
ế ố ề ổ ượ ầ ằ ị Đi u đó có nghĩa là khi các y u t khác không đ i, l ng c u th t gà n m trong
b
2
ả ơ ị kho ng (28.07778; 41.98628) đ n v
ệ ố ồ ả ậ ượ (cid:0) Kho ng tin c y cho h s h i quy riêng đ c tính theo:
3)
3)
(
ˆ
ˆ b
( t a
t a
b Se (
< b )
Se (
)
2
n /2
ˆ 2
< b 2
+ 2
b n /2
ˆ 2
- - -
b
2
(cid:0)
0.013472 < < 0.022464
ề ấ ậ ầ ườ ơ ị Đi u đó cho th y khi thu nh p bình quân đ u ng i tăng 1 đ n v ,giá bán l ẻ ị th t
ổ ượ ầ ị gà không đ i thì l ơ ả ng c u th t gà tăng trong kho ng (0.013472;0.022464) đ n
5
v .ị
ậ ớ
Bài t p l n Kinh t
ế ượ l
ng
b
3
ệ ố ồ ả ậ ượ (cid:0) Kho ng tin c y cho h s h i quy riêng đ c tính theo
3)
3)
(
( t a
t a
b Se (
< b )
Se (
)
ˆ b 3
n /2
ˆ 3
< b 3
ˆ + 3
b n /2
ˆ 3
- - -
b
3
(cid:0)
0.504096 < < 0.055344
ề ẻ ị ậ ơ ị ấ Đi u đó cho th y khi giá bán l ầ th t gà tăng 1 đ n v , thu nh p bình quân đ u
ườ ổ ượ ầ ị ẽ ả ng i không đ i thì l ng c u th t gà s ả gi m trong kho ng
ị (0.055344;0.504096) đ n vơ
ợ ủ ự ể ị 4. Ki m đ nh s phù h p c a mô hình
2
ể ặ ả ế ị Ki m đ nh c p gi thi t :
=
0
H R : 0
2
0
H R : 1
(cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0)
2
=
F
F
~ (2,18)
ể ẩ ị Tiêu chu n ki m đ nh:
R R
/ (2) 2 ) / (18)
(1
Wa
-
0.05(2;18)=3.55)
ề ỏ Mi n bác b =(F: F > F
Wa
(cid:0)
Ta có Fqs=98.99446
(cid:0)
1
ậ ấ Bác b Hỏ 0, ch p nh n H
(cid:0)
Mô hình phù h pợ
ộ ậ ế ả ượ ự ế R2=0.916662 cho th y các bi n đ c l p gi ấ i thích đ ộ c 91.662% s bi n đ ng
6
ụ ế ộ ủ c a bi n ph thu c
ậ ớ
Bài t p l n Kinh t
ế ượ l
ng
ế ậ ủ ể ị 3. Ki m đ nh khuy t t t c a mô hình
ế ộ 3.1 Đa c ng tuy n
ệ ượ ị ế ộ ng đa c ng tuy n ể 3.1.1 Ki m đ nh hi n t
ệ ượ ờ ế ộ Nghi ng mô hình (1) có hi n t ng đa c ng tuy n do X3 và X2 có quan h ệ
=
a
+ a
X
X
3
1
2
2
ự ể ệ ế ằ ớ ồ ị ụ tuy n tính v i nhau. Ta ki m đ nh b ng cách th c hi n h i quy ph :
(2)
=
a
+ a
X
X
3
1
2
2
ự ệ ằ ồ ượ ế ả Th c hi n h i quy mô hình (2) b ng Eview ta thu đ c k t qu sau
Dependent Variable: X3 Method: Least Squares Date: 03/02/10 Time: 09:16 Sample: 1960 1980 Included observations: 21
Variable
Coefficient Std. Error
tStatistic
Prob.
C X2
29.68267 0.018027
2.046181 0.002008
14.50638 8.975447
0.0000 0.0000
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion
Rsquared Adjusted Rsquared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood DurbinWatson stat
0.809158 0.799113 4.250915 343.3353 59.13665 Fstatistic 1.128673
Prob(Fstatistic)
46.05238 9.484335 5.822538 5.922017 80.55865 0.000000
ả ồ B ng 2: H i quy mô hình
ể ặ ả ế ị Ki m đ nh c p gi thi t :
=
0
H R : 0
2 (2)
0
H R : 1
2 (2)
7
(cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0)
ậ ớ
ng
Bài t p l n Kinh t ẩ
ế ượ l ị
R
/ (1)
=
F
F
~ (1,19)
ể Tiêu chu n ki m đ nh:
(1
) / (19)
2 (2) 2 R (2)
Wa
-
0.05(1;19)=4.38)
ề ỏ Mi n bác b =(F: F > F
Wa
(cid:0) (cid:0)
1
ấ ậ Ta th y Fấ ỏ qs= 80.55865 bác b Ho, ch p nh n H
(cid:0)
ệ ượ ầ ế Mô hình ban đ u có hi n t ộ ng đa c ng tuy n
ệ ượ ụ ế ộ ng đa c ng tuy n ắ 3.1.2 Kh c ph c hi n t
=
g
+ g
Y
X
1
3
3
ỏ ế ượ ớ ỏ B bi n X2 ra kh i mô hình (1), ta đ c mô hình m i:
(3)
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/02/10 Time: 09:22 Sample: 1960 1980 Included observations: 21
Variable
Coefficient Std. Error
tStatistic
Prob.
C X3
14.20612 0.526803
4.729314 0.100681
3.003844 5.232406
0.0073 0.0000
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion
Rsquared Adjusted Rsquared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood DurbinWatson stat
0.590324 0.568762 4.270404 346.4906 59.23271 Fstatistic 0.522917
Prob(Fstatistic)
38.46667 6.502948 5.831687 5.931165 27.37807 0.000047
8
ế ằ ả ồ H i quy mô hình (3) b ng Eview ta có k t qu sau:
ậ ớ
ế ượ l ả
ng ế
Bài t p l n Kinh t ị Ki m đ nh c p gi
ể ặ thi t :
=
0
H R : 0
2 (3)
0
H R : 1
2 (3)
(cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0)
R
/ (1)
=
F
F
~ (1,19)
ể ẩ ị Tiêu chu n ki m đ nh:
(1
) / (19)
2 (2) 2 R (2)
-
Wa
ề ỏ Mi n bác b
=(F: F > F0.05(1;19)=4.38)
Wa
(cid:0) (cid:0)
qs= 27.37807 bác b Hỏ 0, ch p nh n H
1
ấ ậ Ta th y Fấ
ệ ượ ậ ợ V y mô hình (3) là phù h p. Mô hình (3) không còn hi n t ế ộ ng đa c ng tuy n
ộ ậ ụ ượ ế ắ ỉ ệ ượ ế ở ộ do ch có 1 bi n đ c l p. Ta đã kh c ph c đ c hi n t ng đa c ng tuy n mô
9
hình ban đ uầ
ậ ớ
Bài t p l n Kinh t
ệ ượ
ế ượ l ng ự ươ t
3.2 Hi n t ng t ng quan
ệ ượ ể ị ng t ự ươ t ng quan 3.2.1 Ki m đ nh hi n t
BreuschGodfrey Serial Correlation LM Test:
Fstatistic Obs*Rsquared
7.448974 6.398160
Prob. F(1,17) Prob. ChiSquare(1)
0.014274 0.011424
Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 03/02/10 Time: 09:25 Sample: 1960 1980 Included observations: 21 Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable
Coefficient Std. Error
tStatistic
Prob.
C X2 X3 RESID(1)
1.628321 2.902065 0.002353 0.002029 0.096043 0.078507 0.268628 0.733163
0.561090 1.159929 0.817418 2.729281
0.5821 0.2621 0.4250 0.0143
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion
Rsquared Adjusted Rsquared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood DurbinWatson stat
0.304674 0.181970 1.697913 49.00945 38.69636 Fstatistic 1.354334
Prob(Fstatistic)
2.96E16 1.877288 4.066320 4.265277 2.482991 0.095801
10
ự ể ệ ị ượ ả Th c hi n ki m đ nh BreuschGodfrey ta đ c b ng sau :
ậ ớ
Bài t p l n Kinh t
ế ượ l
ng
2c
2
2
=
c
c
>
=
W ( a
c :
3.84146)
2(1) 0.05
ể ẩ ấ ị Dùng tiêu chu n ki m đ nhta th y
ề ỏ Mi n bác b
Wa
6.398160
c = 2 q
(cid:0)
(cid:0)
ậ Mô hình có t ự ươ t ng quan 1 b c nào đó.
ệ ượ ụ ng t ự ươ t ng quan ắ 3.2.2 Kh c ph c hi n t
r
1
d 2
(cid:0) (cid:0) -
ể ướ ự ố ượ ượ D a trên th ng kê DurbinWatson, chúng ta có th c l ng đ c
=
b
+ b
b
+
+
X
X
U
(*)
Y t
t
1
2
2
3
t
3 t
ở ạ ớ ầ Ta quay tr l i v i mô hình ban đ u:
=
b
+ b
b
+
+
ế ớ ớ N u (1) đúng v i t thì cũng đúng v i t1 nên ta có :
X
X
U
(**)
Y t
t
1
1
2
3
1
2 t
3 t
1
1
- - - -
r
= rb
+
rb
+
r
+
ả ớ (cid:0) ế ủ Nhân c 2 v c a (**) v i ta đ c:ượ
rb X
X
U
(***)
Y t
t
1
1
2
2
3
1
t
3 t
1
1
- - - -
r
b
+ b
r
ừ ấ ượ L y (*) tr đi (***) ta đ c:
X
X
+ X
U
U
r (1
)
(
)
(
)
(****)
Y t
Y t
t
t
= 1
1
2
3
1
2 t
+ b X 2 t
3 t
3 t
1
1
= b
b
b
b
b
- - - - - - - - -
);
;
* 1
1
= * 2
b 2
= * 3
3
*
=
r (1 r
= e
r
-
X
X
X
X
X
U
U
;
;
;
Y t
Y t
Y t
t
t
1
2
1
= * 2 t
2 t
t
= * X 3 t
3 t
3 t
1
1
- - - - - - - -
Đ t ặ
*
=
b
+ b
+
+
X
a (1 )
Y t
t
* 1
* 2
b * t 2
* 3
e * X t 3
ở (****) tr thành:
t th a mãn các gi
ỏ ả ế ủ ươ ườ ệ ượ Vì (cid:0) thi t c a ph ng pháp OLS thông th ng, hi n t ng t ự
11
ươ ở ầ ượ ụ ắ t ng quan mô hình ban đ u đã đ c kh c ph c.
ậ ớ
ế ượ l
ng
Bài t p l n Kinh t ươ
3.3 Ph ổ ố ng sai sai s thay đ i
ể ị 3.3.1 Ki m đ nh
=
a
+ a
+
+
+
+
X
a X
X
X
a 2
3
(5)
2 e t
v t
1
2
3
a 4
2 2
2 3
5
ử ụ ế ể ồ ị Ta s d ng ki m đ nh White, ti n hành h i quy không có tích chéo:
White Heteroskedasticity Test:
Fstatistic Obs*Rsquared
5.432521 12.09464
Prob. F(4,16) Prob. ChiSquare(4)
0.005864 0.016661
Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 03/02/10 Time: 10:08 Sample: 1960 1980 Included observations: 21
Variable
Coefficient Std. Error
tStatistic
Prob.
C X2 X2^2 X3 X3^2
80.20875 35.85296 0.023875 0.008788 3.54E06 1.36E05 4.033442 1.548099 0.042888 0.015857
2.237158 2.716833 3.842303 2.605416 2.704695
0.0399 0.0152 0.0014 0.0191 0.0156
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion
Rsquared Adjusted Rsquared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood DurbinWatson stat
0.575935 0.469919 3.112201 154.9728 50.78434 Fstatistic 2.651522
Prob(Fstatistic)
3.356389 4.274611 5.312794 5.561490 5.432521 0.005864
2
ằ ồ ượ ả ả H i quy b ng Eview ta đ ế c b ng k t qu sau
=
0
H R : 0
2
0
H R : 1
(cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0)
12
ể ặ ả ế ị Ki m đ nh c p gi thi t
ậ ớ
Bài t p l n Kinh t
ế ượ l
ng
R
/ 4
=
F
(1
) / 16
2 (5) 2 R (5)
-
Wa
ể ị Dùng ki m đ nh ~F(4;16)
Ta có =(F: F > F(4;16)=3.01)
Wa
(cid:0) (cid:0)
1
ấ ậ Fqs=5.432521 Bác b Hỏ 0, ch p nh n H
→ ệ ượ ầ ươ mô hình ban đ u có hi n t ng ph ổ ố ng sai sai s thay đ i
s
i
ắ ụ 3.3.2 Kh c ph c
X
U
1
i
i
i
2
3
=
b
+ b
b
+
(6)
2
3
s 1
s
+ s
X s
Y s
i
i
i
i
i
X
X
U
1
*
i
i
2
i 3
=
=
=
Y
X
X
X
;
;
;
* i
* i 1
* i 2
= s
= s
* s i 3
U ; s
Y s
i
i
i
i
i
ả ề ủ Chia c 2 v c a (1) cho ta đ ượ c
Đ t ặ
*
=
b
+ b
+
+
Y
X
X
X
U
(7)
* i
* i 1
1
b * i 2
2
* i 3
3
ở Khi đó (6) tr thành :
ủ ầ ấ ỏ ả ế ủ ươ ổ ể Ta th y (7) th a mãn đ y đ các gi thi t c a ph ệ ng pháp OLS c đi n. Hi n
13
ượ ươ ố ổ ượ ắ t ng ph ng sai sai s thay đ i đã đ ụ c kh c ph c
ậ ớ
Bài t p l n Kinh t
ế ượ l
ng
Ậ
Ế
K T LU N
�
�
b
>
b
<
0;
0
2
3
ấ ượ ế ầ ả ầ ủ ị Ướ ượ c l ng mô hình ban đ u cho ta k t qu cho th y l ng c u c a th t gà t ỉ
ậ ầ ơ ườ ỉ ệ ị ẻ ị ệ l ậ thu n v i thu nh p bình quân đ u ng i và t l ớ ngh ch v i giá bán l th t gà.
ố ớ ậ ầ ế ậ ủ Mô hình đã xác nh n tính chính xác c a lý thuy t lu t c u đ i v i hàng hóa
ườ ự ừ ễ ượ thông th ng. T mô hình đã xây d ng đ ượ ở c ể ể trên, có th bi u di n đ ố c m i
ệ ơ ả ấ ủ ượ ầ ườ ậ ớ quan h c b n nh t c a l ng c u hàng hóa thông th ng v i thu nh p bình
ủ ể ỡ ế ừ quân và giá c a hàng hóa đó. T đó có th giúp đ các nhà kinh t ệ trong vi c
14
ứ ả ượ ư ị ố ư ị đ nh giá cũng nh đ nh m c s n l ng t i u.
