Biến giả và đa cộng tuyến

Error t-Statistic Prob... Error t-Statistic Prob... Error t-Statistic Prob... Error t-Statistic Prob... Error t-Statistic Prob... Error t-Statistic Prob... Error t-Statistic Prob.. Error

Trang 1

H Và Tên:TR ọ ƯƠ NG QUANG TRUNG

L p:07QK2 ớ

Mssv:130700853

BÀI T P KINH T L Ậ Ế ƯỢ NG

Bài t p 2:BI N GI VÀ ĐA C NG TUY N ậ Ế Ả Ộ Ế

1.

a.

Mô hình t ng quát: SALARY=β ổ 1+ β2SPENDING + δ3D1 + δ4D2 + Ui

D báo kì v ng: ự ọ

• β2 >0:Vì chi phí h c t p nâng cao ki n th c càng cao thì trình đ c a h ọ ậ ế ứ ộ ủ ọ càng cao, khi đó b c l ậ ươ ng c a h s cao và thu nh p trung bình c a h ủ ọ ẽ ậ ủ ọ

s cao ẽ

• δ3>0:Vì khi trình đ h c v n c a h là đ i h c thì thu nh p bình quân ộ ọ ấ ủ ọ ạ ọ ậ

c a h s cao h n nh ng ng ủ ọ ẽ ơ ữ ườ i có h c v n th p h n ọ ấ ấ ơ

• δ4>0:T ươ ng t khi trình đ h c v n cao h c thì thu nh p bình quân s ự ộ ọ ấ ọ ậ ẽ cao h n nh ng ng ơ ữ ườ i có h c v n th p h n ọ ấ ấ ơ

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

Trang 2

Mô hình t ng quát: ổ

Substituted Coefficients:

=====================

SALARY = 13269.11409 + 3.288848002*SPENDING - 1673.514392*D1 - 1144.156679*D2

V i m c nghĩa ớ ứ ỹ α=5% thì có m t bi n không có ý nghĩa đó là D ộ ế 2.Ta ti n hành ế

ki m đ nh WALD đ b bi n D ể ị ể ỏ ế 2 ra kh i ph ỏ ươ ng trình:

Cha Eview ta có k t qu : ỵ ế ả

Wald Test:

Equation: Untitled

Test Statistic Value df Probability

F-statistic 1.765410 (1, 47) 0.1904

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0) Value Std Err

Restrictions are linear in coefficients

Ta th y giá tr Prob= 0,1904 > ấ ị α=5%,nên vi c ta b bi n D ệ ỏ ế 2 là đúng

Mô hình m i: ớ

Date: 12/14/08 Time: 21:18

Sample: 1 51

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

Trang 3

K t qu c a mô hình m i có giá tr Prob= ế ả ủ ớ ị 0.1148> α=5% thì có m t bi n n a không có ộ ế ữ

ý nghĩa đó là D1.Ta ti p t c ti n hành ki m đ nh WALD đ b bi n D ế ụ ế ể ị ể ỏ ế 1 ra kh i ỏ

ph ươ ng trình

Cha Eview ta có k t qu : ỵ ế ả

Wald Test:

Equation: Untitled

F-statistic 2.579996 (1, 48) 0.1148

Restrictions are linear in coefficients

Ta th y giá tr Prob= ấ ị 0.1148 > α=5%,nên vi c ta b bi n D ệ ỏ ế 1 là đúng

Mô hình m i khi b ti p t c D ớ ỏ ế ụ 1 là:

Date: 12/14/08 Time: 21:37

Sample: 1 51

C 12129.37 1197.351 10.13017 0.0000

SPENDING 3.307585 0.311704 10.61129 0.0000

T t c các bi n có ý nghĩa trong th ng kê,đây là mô hình đ n gi n ấ ả ế ố ơ ả

Trang 4

=====================

SALARY = 12129.37102 + 3.307585004*SPENDING

c.

Date: 12/15/08 Time: 00:30

Sample: 1 51

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

Ph ươ ng trình h i quy ồ tổng quát c a sinh viên đ a ra: ủ ư

=====================

SALARY = 14625.32783 + 2.942800411*SPENDING - 3950.555213*D1 - 5040.080754*D2 + 0.5821196252*D1*SPENDING + 1.121670973*D2*SPENDING

Mô hình t ng quát trên ta th y v i m c ý nghĩa ổ ấ ớ ứ α=5% thì có 4 bi n D ế 1,D2,

D1*SPENDING,

D2*SPENDING không có ý nghĩa th ng kê ố

Trang 5

Ta dùng ki m đ nh WALD đ b 4 bi n này ra kh i mô hình ể ị ể ỏ ế ỏ

Wald Test:

Equation: Untitled

F-statistic 1.564208 (4, 45) 0.2002

Ta th y giá tr Prob= ấ ị 0.2002 > α=5%,nên vi c ta b bi n D ệ ỏ ế , D2, D1*SPENDING, D2*SPENDING là đúng.

Ph ươ ng trình h i quy sau khi b các bi n là: ồ ỏ ế

=====================

SALARY = 12129.37102 + 3.307585004*SPENDING

d.

C hai mô hình sau khi ch y h i quy và b bi n thì gi ng nhau hoàn toàn.Nh ng ả ạ ồ ỏ ế ố ư

n u ph i ch n mô hình t t nh t thì ta s ch n mô hình c a sinh viên đ a ra vì ế ả ọ ố ấ ẽ ọ ủ ư

mô hình c a sinh viên đ a ra có nhi u bi n h n,kh năng b thi u bi n s ít ủ ư ề ế ơ ả ị ế ế ẽ

h n.Hai bi n ơ ế D1*SPENDING,

D2*SPENDING c a sinh viên đ a ra ủ ư biểu th đ ị ượ c năng l c c a giáo viên,khi mà chi ự ủ phí cho vi c có đ ệ ượ c b ng c p càng th p thì ch ng t h có trình đ cao h n so ằ ấ ấ ứ ỏ ọ ộ ơ

v i nh ng ng ớ ữ ườ i cũng b ng c p nh v y mà chi phí cao h n.Do đó ta ch n mô ằ ấ ư ậ ơ ọ hình c a sinh viên lúc đ u đ a ra là t t nh t ủ ầ ư ố ấ

2.

a.Ph ươ ng trình h i quy t ng th : ồ ổ ể

Y= β1 + β2X2i + β3X3i + β4X4i + β5X5i +β6X6i + Ui

• β1:không gi i thích ả

• β2 >0:Khi thu nh p kh d ng bình quân đ u ng ậ ả ụ ầ ườ i càng cao thi h có kh ọ ả năng chi tiêu cao,do đó l ượ ng th t gà có kh năng tiêu th cũng cao ị ả ụ

• β3 <0:Khi giá th t gà cao thì ng ị ườ i tiêu dùng s ch n m t th c ph m khác ẽ ọ ộ ự ẩ thay th nh th t bò hay th t heo,do đó l ế ư ị ị ượ ng th t gà tiêu th s gi m ị ụ ẽ ả

xu ng ố

• β4 >0:Khi giá th t bò cao thì ng ị ườ i tiêu dùng s ch n m t th c ph m khác ẽ ọ ộ ự ẩ thay th th t bò,do đó l ế ị ượ ng th t gà có kh năng tiêu th s cao lên ị ả ụ ẽ

Trang 6

• β5 >0: Khi giá th t heo cao thì ng ị ườ i tiêu dùng s ch n m t th c ph m ẽ ọ ộ ự ẩ khác thay th th t heo,do đó l ế ị ượ ng th t gà có kh năng tiêu th s cao lên ị ả ụ ẽ

• β6 >0:T ươ ng t giá bán l bình quân có tr ng s c a th t bò và th t heo ự ẻ ọ ố ủ ị ị càng cao thì ng ườ i tiêu dùng s ch n m t th c ph m khác thay th , do đó ẽ ọ ộ ự ẩ ế

l ượ ng th t gà có kh năng tiêu th s cao lên ị ả ụ ẽ

b.

K t qu ế ả ướ ượ c l ng

Dependent Variable: Y

Date: 12/12/08 Time: 13:15

Sample: 1960 1982

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

Sum squared resid 66.62224 Schwarz criterion 4.719376

Nh ng d u hi u nh n bi t đ cho th y mô hình t ng quát b đa c ng tuy n: ữ ấ ệ ậ ế ể ấ ổ ị ộ ế

• Ta th y R ấ 2=0.944292 r t cao còn th ng kê t th p ấ ố ấ

• Có bi n X6 b sai d u kì v ng ế ị ấ ọ

• D a vào th a s tăng ph ự ừ ố ươ ng sai VIF đ ta k t luân m t cách ch c ch n ể ế ộ ắ ắ

là có hi n t ệ ượ ng đa c ng tuy n gi a hai bi n đ c l p trong mô hình,t đó ộ ế ữ ế ộ ậ ừ

ta suy ra mô hình ban đ u b đa c ng tuy n ầ ị ộ ế

Khi VIF=

ij

r2

1

− ≥ 10 =>

2

ij

r ≥ 0,9 => r ≥ 0,948.Do đó khi các bi n đ c l p ế ộ ậ trong mô hình,nhũng bi n nào có h s t ế ệ ố ươ ng quan l n h n 0,948=>Có hi n ớ ơ ệ

t ượ ng đa c ng tuy n v i nhau ộ ế ớ

Trang 7

H s t ệ ố ươ ng quan

Y 1 0.947170754681717 0.839957945880228 0.912391898062413 0.935355440679806 0.937412988138601 X2 0.947170754681717 1 0.93168078468467 0.957131197471155 0.985877514212753 0.982757078801472 X3 0.839957945880228 0.93168078468467 1 0.970111600518215 0.928468876280882 0.944528871667227 X4 0.912391898062413 0.957131197471155 0.970111600518215 1 0.940566502262625 0.972964909230552 X5 0.935355440679806 0.985877514212753 0.928468876280882 0.940566502262625 1 0.983348777860431 X6 0.937412988138601 0.982757078801472 0.944528871667227 0.972964909230552 0.983348777860431 1

Nh ng bi n đ c l p có h s t ữ ế ộ ậ ệ ố ươ ng quan cao: X2vàX4, X2vàX5, X2vàX6,

X3vàX4, X4vàX6, X5vàX6

Th c hi n các h i quy sau: ự ệ ồ

-Th c hi n h i quy ự ệ ồ X2 theo X4

Dependent Variable: X2

Date: 12/19/08 Time: 00:03

Sample: 1960 1982

X4 16.78872 1.108708 15.14260 0.0000

C -482.6351 107.2581 -4.499755 0.0002

Ta th y giá tr Prob < ấ ị α=5%,nên gi a 2 bi n X2 và X4 ph thu c vào nhau không ữ ế ụ ộ

còn đ c l p nh tr ộ ậ ư ướ c=> mô hình lúc đ u b đa c ng tuy n ầ ị ộ ế

Trang 8

-Th c hi n h i quy ự ệ ồ X2 theo X5:

Date: 12/19/08 Time: 00:12

Sample: 1960 1982

X5 11.82766 0.438428 26.97744 0.0000

C -436.6559 58.85367 -7.419347 0.0000

Ta th y giá tr Prob < ấ ị α=5%,nên gi a 2 bi n X2 và X5 ph thu c vào nhau không ữ ế ụ ộ còn đ c l p nh tr ộ ậ ư ướ c=> mô hình lúc đ u b đa c ng tuy n ầ ị ộ ế

Date: 12/19/08 Time: 00:13

Sample: 1960 1982

X6 15.25050 0.626136 24.35654 0.0000

C -609.8004 71.79925 -8.493130 0.0000

Trang 9

Date: 12/19/08 Time: 00:14

Sample: 1960 1982

X4 0.306184 0.016713 18.32039 0.0000

C 20.31662 1.616817 12.56581 0.0000

Date: 12/19/08 Time: 00:16

Sample: 1960 1982

X6 0.860773 0.044587 19.30560 0.0000

C -2.440032 5.112781 -0.477242 0.6381

Trang 10

Date: 12/19/08 Time: 00:17

Sample: 1960 1982

X6 1.271948 0.051295 24.79674 0.0000

C -12.75749 5.882019 -2.168897 0.0417

C.

Ta ch y ph ạ ươ ng trình h i quy đ xem gi a giá bán l th t bò và giá bán l th t ồ ể ữ ẻ ị ẻ ị heo có nh h ả ưở ng đ n giá bán l bình quân có tr ng s c a th t bò và th t heo ế ẻ ọ ố ủ ị ị hay không

K t qu có đ ế ả ượ c sau khi ch y h i quy: ạ ồ

Date: 12/16/08 Time: 15:07

Sample: 1960 1982

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

Định dạng
Số trang	16
Dung lượng	173,21 KB