Kinh tế lượng phân tích yếu tố ảnh hưởng đến tuổi thọ trung bình người việt

Đây là một bộ phận của kinh tế học .Được hiểu theo nghĩa rộng là môn khoa học kinh tế giao thoa với thống kê học và toan kinh tế.. Hiện nay , kinh tế được áp dụng phổ biến , nó là một cô

ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG TRƯỜNG ĐẠI HỌC BÁCH KHOA KHOA QUẢN LÝ DỰ ÁN

KINH TẾ LƯỢNG

GV.TS : Nguyễn Thị Phương Quyên Nhóm : Nhóm 4

• Lê Văn Hoàng

• Nguyễn Văn Giang

• Hồ Thị Hoài Vy

• Nguyễn Minh Du

Đề tài nghiên cứu : : PHÂN TÍCH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG

ĐẾN TUỔI THỌ TRUNG BÌNH NĂM NGƯỜI VIỆT NAM (

2000-2019)

Số quan sát: 20

Số biến số: 03

Từ năm 2000 đến năm 2019

Vấn đề nghiên cứu : : PHÂN TÍCH CÁC YẾU TỐ ẢNH

HƯỞNG ĐẾN TUỔI THỌ TRUNG BÌNH NĂM NGƯỜI VIỆT NAM

( 2000-2019)

A LỜI MỞ ĐẦU

Kinh tế lượng được dịch từ chữ “ Econometrics” có nghĩa là đo lường kinh

tế Đây là một bộ phận của kinh tế học Được hiểu theo nghĩa rộng là môn khoa học kinh tế giao thoa với thống kê học và toan kinh tế Hiểu theo nghĩa hẹp , là ứng dụng toán là các phương pháp thống kê vào kinh tế Hiện nay , kinh tế được áp dụng phổ biến , nó là một công cụ giúp các nhà phân tích kinh

tế , nhà kinh doanh, thậm chí là chinh phủ các quốc gia và các tổ chức quốc tế trên thế giới sử dụng để đo lường các vấn đề kinh tế nhằm giải thích các lý thuyết kinh tế hiện đại hoặc những vấn đề liên quan đến thực tiễn đời sống con người nhằm đưa ra những chiến lược xây dựng , đầu tư phù hợp với hoàn cảnh nghiên cứu.

Hiện nay tuổi thọ trung bình của con người là một trong những yếu tố được quan tâm nhiều trong các nghiên cứu lớn nhỏ và đặc biệt được các chính phủ của các quốc gia chú trọng đến vấn đề này Bởi lẻ dân số của một quôc gia là một nền tảng vô cùng quan trọng quyết định vận mệnh của đất nước đó và tuổi thọ trung binh công dân của một quốc gia cũng đánh giá được một số mặt của quốc gia đó về sự ổn định của kinh tế , chinh trị , xã hội và các chinh sách phúc lợi xã hội , đặc biệt là trình độ y tế các quốc gia đó Các yếu tố chủ yếu ảnh hưởng đến tuổi thọ trung bình của người Việt Nam như tỷ lệ tử vong do môi trường, giao thông, do thuốc lá rượi bia, sinh non, bệnh hiểm nghèo, Tại Việt Nam tỷ lệ tử vong do tai nạn giao thông vẫn còn rất cao cứ trung bình mỗi ngày trôi qua có 25 người chết, 70 người tàn phế suốt đời điều này xảy ra

là do ý thức chấp hanh luật lệ giao thông của người dân còn rất kém Và tỷ lệ

tử vong trẻ sơ sinh do nhiều nguyên nhân như: các bệnh truyền nhiễm, tai nạn, dị tật bẩm sinh, di truyền … Với mong muốn tìm hiểu hiểu và phân tích các yếu tổ ảnh hưởng đến tuổi thọ trung bình của quốc gia minh nhóm quyết định chọn đề tài “

Tuổi thọ trung bình của người Việt Nam bị ảnh hưởng bởi tỷ lệ

tử vong do giao thông đường bộ và tỷ lệ tử vong do trẻ sơ sinh ( 2000 – 2019)

”

Kết cấu bài như sau:

I Lập mô hình hồi quy

1 Mô tả số liệu

2 Phân tích kết quả hồi quy

II Kiểm định mô hình hồi qui

1 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

2 Kiểm định tự tương quan

3 Kiểm định hiện tượng phương sai sai số

III Khắc phục IV Kết luận

- Nguồn số liệu: Tổ chức Y tế Thế giới, Kho Dữ liệu Đài

Quan sát Y tế Toàn cầu

- Link: https://databank.worldbank.org/reports.aspx?

source=2&country=VNM&series=&period&fbclid=IwAR1pPrWG Iis9qf3IBC1wazrGSCcF4U-rHs6DkvagnZCB2Cnb8ptuw

Psl99-B NỘI DUNG

I Lập mô hình hồi quy 1 Mô

tả số liệu:

Trong đó:

Y: Tuổi thọ trung bình, tổng ( năm) X2: Tử vong do chấn thương giao thông đường bộ

X3: Tỷ lệ tử vong, trẻ sơ sinh

(1) Hồi quy mô hình (1) bằng Minitap ta thu được kết quả sau:

Từ kết quả ước lượng trên ta thu được:

EY X X( / 2, 3)

(PRF):

(SRF): Y = 82.777 - 0.0456X2 – 0.3767X3

2 Phân tích kết quả hồi quy

a) Ý nghĩa thực tế các hệ số hồi quy

Ta thấy:

= 82.777 cho ta biết khi tỷ lệ tử vong do tai nạn giao thông đường bộ và tỷ

lệ tử vong của trẻ sơ sinh không đổi thì lượng tuổi thọ là 82.777 đơn vị

= -0.0456 < 0 cho ta thấy khi tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sin h không đổi khi tỷ lệ tử vong do giao thông đường bộ tăng 1 đơn vị thì lượng tuổi thọ giảm 0.0456 đơn vị

= -0.3767 < 0 cho ta thấy khi tỷ lệ tử vong do tai nạn giao thông đường bộ không đổi khi tăng tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh thêm 1 đơn vị thì lượng tuổi thọ giảm 0.767 đơn vị

b) Ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy Kiểm định cặp giả thiết:

- Từ kết quả hồi quy ta có:

Tqs2= -3.83 Bác bỏ H0, chấp nhận H1 có ý nghĩa thống kê

Tqs3= -37.49 Bác bỏ H0, chấp nhận H1 có ý nghĩa thống kê

c) Khoảng tin cậy cho các hệ số hồi quy

Khoảng tin cậy cho các hệ số hồi quy được cho bởi công thức sau:

• Khoảng tin cậy cho hệ số hồi quy riêng 2 được tính theo:

ˆ 2 ) 2 ˆ 2 t (n/2 3) Se( ˆ 2 )

-0.07071 < 2 < -0.02049

Điều đó cho thấy khi tỷ lệ tử vong do chấn thương do tai nạn giao thông khi tăng

1 đơn vị trọng khi tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh không đổi thì lượng tuổi thọ giảm trong khoảng -0.07071; -0.02049) đơn vị

II Ki m đ nh mô hình hôồi quyể ị

1.Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến:

Nghi ngờ mô hình (1) có hiện tượng đa cộng tuyến do X3 và X2 có quan hệ tuyến tính với nhau Ta kiểm định bằng cách thực hiện hồi quy phụ:

Thực hiện hồi quy mô hình (2) bằng Eview ta thu được kết quả sau

X 3 1 2 X 2 Bảng 2: Hồi quy mô hình

t

v a r Adjusted R-squared 0 2

4 S 0

n

t

v a r S.E of regression 1 3

3

5 H 7 a 9

F-statistic 17.82476 0

D

1 u 6

r 5

b 7

i 5

n 2

W a t

-s o

n s t a t

P 0

Kiểm định cặp giả thiết :

H R0 : (2)2 0 H R1 : (2)2 0Tiêu chuẩn kiểm định:

Miền bác bỏ =(F: F > F0.05(1;18)=4.4139) qs

W

Ta thấy F = 17,82 Bác bỏ Ho, chấp nhận H1

Mô hình ban đầu không có hiện tượng đa cộng tuyến

2.Kiểm định tự tương quan

Kiểm định cặp giả thiết :

H0 : ρ1 = ρ2 = 0 Mô hình không có tự tương quan

H1 : ρ1 = ρ2 ≠ 0 Mô hình có tự tương quan

W

Miền bác bỏ : =(χ: χ > α=0.05)

Bảng 3: Thực hiện kiểm định Durbin-Wasston ta được bảng sau

Breusch Godfrey

0b 36F( 332,314)

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Method: Least Squares Date: 11/16/21

0 2257

t-Statistic

Prob

0.6118 0.5789 0.72040.2820

5e 26a E6n 1

1e p e n

d e nt var

0.S 00D 4

er ion

Sum squared resid 0 0Sc 2

3h5w7ar5z

6627

Log likelihood

F-statistic

P b(Ftisti )

6cr it

er ion

3 2.H6a5n7n 2a3n-

Q uin

n criter

51

2

-869225

Durbin-Watson

1.7580240.650317stat

0 636022

Ta thấy: χ = 0.2257 > α=0.05, suy ra chấp nhận H0 nên mô hình không có hiện tượng tự tương quan

3 Hi n tệ ượng phương sai sai sô ố thay đ iổ

Ta sử dụng kiểm định White, tiến hành hồi quy không có tích chéo:

6 4 4 0

1 1 6 4

7 5 6

6 7 9 X2 - 1 - 0

2 1 3 1

2 2 2 0

6 1 1 4

6 8 8

6

9 S 7

9 3 3 D 5

f

o

c

ri

t

e

ri

o n Sum squared resid 0 -

c

ri t

e

ri

o n Log likelihood 3

1

2 H 5 a 5

8 n 0

9 n 0

3 a 6

5 n 2 2 Q u i

-n

n

c

ri t

e r F-statistic 5 1

7

6 D 1 u 4

6 r 4

4 b 1

2 i 7

2 n 9 - W a t

s

o n s

a t

ei2 = 130.6176- 2.180961X2 – 2.667422X3+0.020009X2 + 0.019201X3 +0.062356X2X3

Ki m đ nh c p gi thuyếết: ể ị ặ ả

H 0 : Mô hình có phương sai sai sôế không đ iổ

H 1 : Mô hình có phương sai sai sôế thay đ iổ

Dựa vào các ước lượng và kiểm định có thể thấy: Mô hình hồi quy là phù hợp với lý thuyết thực tế, hầu hết mô hình không có khuyết tật Việc nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ lệ tử vong do chấn thương giao thông đường bộ và tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh ảnh hưởng đến tuổi thọ trung bình năm có ý nghĩa quan trọng

để từ đó nhà hoạch định chính sách đưa ra các quyết định kinh tế hợp lý phù hợp với điều kiện cũng như tình hình kinh tế của đất nước