Hướng dẫn chi tiết cách thực hành trên Eview 7

Hướng dẫn chi tiết cách thực hHướng dẫn chi tiết cách thực hành trên Eview 7 ành trên Eview 7 Hướng dẫn chi tiết cách thực hành trên Eview 7 Hướng dẫn chi tiết cách thực hành trên Eview 7 Hướng dẫn chi tiết cách thực hành trên Eview 7 Hướng dẫn chi tiết cách thực hành trên Eview 7 Hướng dẫn chi tiết cách thực hành trên Eview 7 Hướng dẫn chi tiết cách thực hành trên Eview 7 Hướng dẫn chi tiết cách thực hành trên Eview 7

Trang 1

B,BÀI TẬP THỰC HÀNH TRÊN EVIEWS 7

Đề bài

Một nhà phân tích kinh tế muốn ước lượng khối lượng xuất khẩu gạo Y của Việt Nam thông qua các biến: Diện tích đất trồng lúa X (nghìn ha) và sản lượng thu được Z (nghìn tấn) trong giai đoạn 1995-2010 thu được bảng sau:

Bảng số liệu:

(nghìn ha)

Sản lượng Z (nghìn tấn)

Khối lượng xuất khẩu

Y (nghìn tấn)

Nguồn: TCTK (2009) và Hiệp hội lương thực Việt Nam (2006)

Bộ Nông nghiệp và Phát triển nông thôn

Để làm 1 bài toán ước lượng bình thường , ta làm:

Bước 1: Mở Eviews

Vào File => New Workfile, xuất hiện cửa sổ Workfile Create, ta khai báo các

loại dữ liệu nhập vào cửa sổ:

- Tại dữ liệu Workfile structure type chọn Dated – regular frequency

- Tại dữ liệu Date specification lần lượt chọn Annual và điền 1995 vào ô Start date và 2010 vào ô End date

1

Trang 2

Sau đó ấn Ok

Bước 2: Nhập dữ liệu

Từ cửa sổ Eviews chọn Quick => Empty group ( copy số liệu từ exel vào, đổi tên ở hàng obs) => Quick => Estimate equation sẽ ra cửa sổ Estimate equation, nhập câu lệnh “y c x z” => Ok ra mô hình hồi quy (Bảng Equation)

1 Phát hiện hiện tượng tự tương quan.

1.1 Phát hiện có tự tương quan bằng phương pháp đồ thị

- Từ cửa sổ Equation chọn procs/ Make Residual Series…

- Cửa sổ Make Residuals hiện ra tại ô name for resid series nhập tên phần

dư là “E”, ta được bảng phần dư Từ menu chính chọn Quick/ Graph

- Cửa sổ Series List sẽ xuất hiện, yêu cầu nhập tên biến “E” cần vẽ đồ thị

- Sau khi nhập tên biến xong, chọn “OK” ta được đố thị phần dư dưới đây:

-3,000

-2,000

-1,000

0

1,000

2,000

95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10

E

Nhìn vào đồ thị phần dư ei ta thấy có xu thế tuyến tính, tăng hoặc giảm trong các nhiễu Nó ủng hộ cho giả thiết có sự tương quan trong mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển

1.2 Phát hiện tự tương quan bằng phương pháp Durbin- Watson d

Ước lượng mô hình với 3 biến Y; X; Z và n = 16 Ta

được bảng kết quả:

Dependent Variable: Y

Method: Least Squares

Trang 3

Date: 10/24/14 Time: 19:25

Sample: 1995 2010

Included observations: 16

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

R-squared 0.970896 Mean dependent var 10261.88 Adjusted R-squared 0.966419 S.D dependent var 7183.021 S.E of regression 1316.299 Akaike info criterion 17.37040 Sum squared resid 22524373 Schwarz criterion 17.51526 Log likelihood -135.9632 Hannan-Quinn criter 17.37781 F-statistic 216.8398 Durbin-Watson stat 1.439131 Prob(F-statistic) 0.000000

d

Mô hình: Y i=β1+β2Xi+β3Zi+ei

Kiểm định giả thiết :{H0: không có tự tương quan

H1:có tự tương quan

n=16 k=3 α=5%

k ,=k-1=2 ta có d l=0.982 d u=1.539 4-d l=3.018 4-d u=2.46

0 (1) d l (2) d u (3) 4-d u (4) 4-d l (5) 4

0 0.982 1.539 2.461 3.018 4

Từ bảng kết quả ta có giá trị Durbin-watson là : d=1.439131 thuộc khoảng (2)

Kết luận : với mức ý nghĩa α=5% có không có kết luận về tự tương quan

1.3 Kiểm định Breusch- Godfrey ( BG)

- Từ cửa sổ Equation, chọn View/Residual Diagsontics/ Serial Correlation LM Test… Xuất hiện bảng Lag Specification, gõ số 1 để

skiểm định bậc 1; gõ số 2 để kiểm định bậc 2

3

Trang 4

a.Kiểm định tự tương quan bậc 1

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 0.892561 Prob F(1,12) 0.3634 Obs*R-squared 1.107691 Prob Chi-Square(1) 0.2926

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Date: 10/24/14 Time: 19:37

Sample: 1995 2010

Presample missing value lagged residuals set to zero

R-squared 0.069231 Mean dependent var -1.25E-12 Adjusted R-squared-0.163462 S.D dependent var 1225.408 S.E of regression 1321.773 Akaike info criterion 17.42365 Sum squared resid 20964995 Schwarz criterion 17.61680 Log likelihood -135.3892 Hannan-Quinn criter 17.43354 F-statistic 0.297520 Durbin-Watson stat 1.568071 Prob(F-statistic) 0.826540

Ta thu được:

R2= 0.069231

Với mức ý nghĩa α=5 % ta cần kiểm định

{H0: ρ1=0

H1: ρ1≠ 0 ↔{H0: không có tự tương quan

TCKĐ: 2 = (n n – p) *) * R 2

Nếu H0 đúng thì 2 ~ 2(n p) *)

Trang 5

Wα = {2 tn:2 tn>2 (1) 0.05=3.84146}

Vậy chấp nhận H0 bác bỏ H1

Kết luận : với mức ý nghĩa 5 % ta có thể kết luận không có tự tương quan bậc 1

b.Kiểm định tự tương quan bậc 2

F-statistic 7.026143 Prob F(2,11) 0.0108

Obs*R-squared 8.974693 Prob Chi-Square(2) 0.0113

Test Equation:

Date: 10/24/14 Time: 19:41

Sample: 1995 2010

Presample missing value lagged residuals set to zero

RESID(-1) 0.355670 0.216182 1.645236 0.1282

RESID(-2) -0.836615 0.238373 -3.509687 0.0049

R-squared 0.560918 Mean dependent var -1.25E-12 Adjusted R-squared 0.401252 S.D dependent var 1225.408 S.E of regression 948.2059 Akaike info criterion 16.79733

5

Trang 6

Sum squared resid 9890039 Schwarz criterion 17.03876 Log likelihood -129.3786 Hannan-Quinn criter 16.80969 F-statistic 3.513072 Durbin-Watson stat 2.254148 Prob(F-statistic) 0.044177

Ta thu được R 2 = 0.560918

{ H0: ρ1=ρ2=0

H1:Tồn tại ít nhất 1 ρ j ≠ 0 ↔{H0:không có tự tương quan

TCKĐ: 2 = (n n – p) *) * R 2

Wα = {2 tn:2 tn>2 (2) 0.05=5.99147}

Vậy chấp nhận H1 bác bỏ H0

Kết luận : với mức ý nghĩa 5 % ta có thể kết luận có tự tương quan bậc 2

2 Khắc phục hiện tượng tự tương quan

2.1 Khắc phục tự tương quan bằng phương pháp ước lượng ρ dựa trên thống

kê d- Durbin - Watson

Từ bảng kết quả hồi quy ở dòng Durbin- Watson, ta có kết quả của thống kê, suy

ra : d=1.439131

Ta có

^

ρ=1- d/2 =0.2804345

Phương trình sai phân tổng quát:

Y1t=Yt - 0.2804345×Yt-1

X1t=Xt - 0.2804345×Xt-1

Z1t=Zt - 0.2804345×Zt-1

Trang 7

Với t=2,3,…16

Tạo biến mới trên Eviews:

- Từ cửa sổ Equation, chọn Genr sau đó nhập câu lệnh “x1= x – 0.2804345*x(-1) “ và ấn OK

- Tương tự với z1 và y1

Ta có bảng số liệu mới như sau:

4386.92

4416.02

7 10608.31 1307.907

5652.13

4 10352.93 2405.546

5588.84

5 11426.91 2697.338

5519.96

7 13212.55 4464.114

5342.80

5 15192.52 5727.912

5403.08

8 21808.11 7150.167

5347.73

5 21871.66 6784.209

6355.44

6 21856.79 8916.133

6960.84

7 33378.11 16945.51

5708.57 27118.11 12823.27

5472.83

9 26047.96 9845.729

5210.73

6 27369.79 12491.35

4864.82

9 28614.76 14835.06

4443.75

7 29118.23 14715.92

Ước lượng mô hình trên với 3 biến X1, Y1, Z1 và n=15 ta được kết quả

7

Trang 8

Dependent Variable: Y1

Date: 11/01/14 Time: 15:09

Sample (adjusted): 1996 2010

Included observations: 15 after adjustments

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

R-squared 0.949307 Mean dependent var 8160.229

Adjusted

S.E of regression 1280.566 Akaike info criterion 17.32485

Sum squared resid 19678189 Schwarz criterion 17.46646

Log likelihood -126.9364 Hannan-Quinn criter 17.32334

F-statistic 112.3604 Durbin-Watson stat 1.561226

Prob(F-statistic) 0.000000

Từ bảng trên => d= 1.561226

Với n=15, k’=k-1=2, dL=0.946 ; dU=1.543 Ta có bảng sau:

0 (1) dL (2) dU (3) 4-dU (4) 4-dL (5) 4

0 0.946 1.543 2.457 3.054 4

Với các khoảng như sau:

(1) Có tự tương quan thuận chiều

(2) Miền không có kết luận

(3) Không có hiện tượng tụ tương quan

(4) Miền không có kết luận

(5) Có tự tương quan ngược chiều

Trang 9

Nhận thấy d thuộc khoảng (3) nên ta khắc phục được hiện tượng tự tương quan.

Kiểm định BG bậc 1:

Test Equation:

Date: 11/01/14 Time: 21:09

Sample: 1996 2010

Presample missing value lagged residuals set to zero.

R-squared 0.035925 Mean dependent var -1.22E-12

Adjusted R-squared -0.227004 S.D dependent var 1185.190

S.E of regression 1312.838 Akaike info criterion 17.42095

Sum squared resid 18958967 Schwarz criterion 17.60976

Log likelihood -126.6571 Hannan-Quinn criter 17.41894

F-statistic 0.136634 Durbin-Watson stat 1.722361

Từ bảng kết quả ta thu được R 2 = 0.035925

{H0: ρ1=0

TCKĐ: 2 = (n n – p) *) * R 2

Wα = {2 tn:2 tn>2 (1) 0.05=3.84146}

9

Trang 10

=> Chấp nhận H0: Không có tự tương quan bậc 1

Test Equation:

Date: 11/01/14 Time: 21:21

Sample: 1996 2010

RESID(-2) -0.701660 0.316093 -2.219792 0.0507 R-squared 0.354161 Mean dependent var -1.22E-12 Adjusted R-squared 0.095825 S.D dependent var 1185.190 S.E of regression 1126.975 Akaike info criterion 17.15366 Sum squared resid 12700717 Schwarz criterion 17.38968 Log likelihood -123.6525 Hannan-Quinn criter 17.15115 F-statistic 1.370933 Durbin-Watson stat 2.388269 Prob(F-statistic) 0.311335

{ H0: ρ1=ρ2=0

TCKĐ: 2 = (n n – p) *) * R 2

*

Wα = {2 tn:2 tn>2 (2) 0.05=5.99147}

Trang 11

MÔ HÌNH SAU KIỂM ĐỊNH: ^ρ=1- d/2 = 1 - 1.5612262 = 0.219387

Kiểm định dựa trên Durbin-Waston, kiểm định BG đều cho biết mô hình sai phân tổng quát không có hiện tượng tự tương quan Nếu chấp nhận mô hình này thì ước lượng của mô hình ban đầu là:

^

ρ=1- d/2 = 1 - 1.5612262 = 0.219387

Y t = 1−0.219387−2621.061 – 0.464818X i + 0.617217Z i

= - 3357.696 – 0.464818X i + 0.617217Z i

Với R2 = 0.949307

2.2 Khắc phục Cochrane-Orcutt

Đổi câu lệnh hồi quy bằng cách thêm ký hiệu của tự tương quan bậc 2 tương

ứng vào phương trình hồi quy LS: “Y C X Z AR(2)” Ta được kết quả như sau

Date: 11/01/14 Time: 15:58

Convergence achieved after 7 iterations

Adjusted R-squared 0.972750 S.D dependent var 6795.017 S.E of regression 1121.683 Akaike info criterion 17.11800 Sum squared resid 12581729 Schwarz criterion 17.30059

11

Trang 12

Log likelihood -115.8260 Hannan-Quinn criter 17.10110 F-statistic 155.6907 Durbin-Watson stat 1.392607 Prob(F-statistic) 0.000000

Thu được ^ρ= - 0.676066

Xây dựng phương trình sai phân tổng quát:

Y 2t =Y t + 0.676066×Y t-1

X 2t =X t + 0.676066×X t-1

Z 2t =Z t + 0.676066×Z t-1

Ước lượng mô hình: Từ cửa sổ Equation vào Quick/ Estimate equation… Nhập câu lệnh “ y2 c x2 z2” rồi ấn OK Ta thu được bảng sau:

Dependent Variable: Y2

Date: 11/01/14 Time: 16:14

R-squared 0.978911 Mean dependent var 17342.63 Adjusted R-squared 0.975396 S.D dependent var 11498.21 S.E of regression 1803.559 Akaike info criterion 18.00977 Sum squared resid 39033895 Schwarz criterion 18.15138 Log likelihood -132.0733 Hannan-Quinn criter 18.00826 F-statistic 278.5100 Durbin-Watson stat 1.263598 Prob(F-statistic) 0.000000

Trang 13

Ta có ^ρ = 1 – d/2 => d = 2*(1-^ρ ) = 2*(1 + 0.676066) = 3.352132

n =15 , k’ = k – 1 = 2 , dl = 0.946 , du= 1.543

Ta thấy: 4 – dl = 3.054 < d < 4 => Mô hình không có tự tương quan

Thu được bảng sau:

Từ bảng kết quả ta thu được R 2 =

{H0: ρ1=0

TCKĐ: 2 = (n n – p) *) * R 2

Wα = {2 tn:2 tn>2 (1) 0.05=3.84146}

Ta thu được bảng sau:

Từ bảng kết quả ta thu được R 2 =

{ H0: ρ1=ρ2=0

TCKĐ: 2 = (n n – p) *) * R 2

*

Wα = {2 tn:2 tn>2 (2) 0.05=5.99147}

13

Trang 14

MÔ HÌNH SAU KIỂM ĐỊNH: ^ρ= - 0.676066

Y t = 1+0.676066−2621.061 – 0.464818X i + 0.617217Z i

= -1563.817 – 0.464818X i + 0.617217Z i

Với R2 = 0.978911

2.3 Khắc phục bằng phương pháp Durbin Watson 2 bước

Phương trình phương sai tổng quát

Yt = β1(1-ρ) + β2Xt - ρ β2Xt-1 + β2Zt - ρ β2Zt-1- + ρ β2Yt-1

Bước 1: coi như là mô hình hồi quy Yt theoXt , Xt-1 , Zt ,Zt-1 ,Yt-1 và coi giá trị ước lượng được của hệ số hồi quy của Yt-1 ( ¿ ^ρ ) là ước lượng của ρ

Từ cửa sổ Estimate equation , nhập “y c x z x(-1) z(-1) y(-1)”

Theo số liệu xử lí trên phần mềm eview ta có:

Date: 10/25/14 Time: 00:36

R-squared 0.973383 Mean dependent var 10852.40 Adjusted R-squared 0.958596 S.D dependent var 7021.620 S.E of regression 1428.750 Akaike info criterion 17.65616 Sum squared resid 18371946 Schwarz criterion 17.93938 Log likelihood -126.4212 Hannan-Quinn criter 17.65315 F-statistic 65.82699 Durbin-Watson stat 1.728748

Trang 15

Tìm được^ρ= 0.2327

Bước 2 : thay ^ρ=0.2327vào phương trình sai phân Yt = β1(1-ρ) + β2Xt - ρ β2Xt-1 + β2Zt - ρ β2Zt-1- + ρ β2Yt-1 và xử lí trên phần mềm eview

Từ cửa sổ Estimate equation , nhập” y c x-0.2327*x(-1) z-0.2327*z(-1)” ta có

Date: 10/25/14 Time: 00:42

X-0.2327*X(-1) -0.751127 0.586747 -1.280155 0.2247 Z-0.2327*Z(-1) 0.803330 0.048295 16.63382 0.0000 R-squared 0.961920 Mean dependent var 10852.40 Adjusted R-squared 0.955574 S.D dependent var 7021.620 S.E of regression 1479.985 Akaike info criterion 17.61431 Sum squared resid 26284255 Schwarz criterion 17.75592 Log likelihood -129.1073 Hannan-Quinn criter 17.61280 F-statistic 151.5645 Durbin-Watson stat 1.661943 Prob(F-statistic) 0.000000

d = 1.661943, n =16 , K’ = K -1=2 , dl = 0.982 , du= 1,539

du < d < 4 - du => Mô hình không có tự tương quan

Thu được bảng sau:

15

Trang 16

F-statistic 0.236433 Prob F(1,11) 0.6363 Obs*R-squared 0.315624 Prob Chi-Square(1) 0.5742

Test Equation:

Date: 11/01/14 Time: 21:33

Sample: 1996 2010

X-0.2327*X(-1) 0.099830 0.640171 0.155943 0.8789 Z-0.2327*Z(-1) -0.002807 0.050242 -0.055867 0.9564

R-squared 0.021042 Mean dependent var 8.19E-13 Adjusted R-squared -0.245947 S.D dependent var 1370.200 S.E of regression 1529.444 Akaike info criterion 17.72637 Sum squared resid 25731191 Schwarz criterion 17.91519 Log likelihood -128.9478 Hannan-Quinn criter 17.72436 F-statistic 0.078811 Durbin-Watson stat 1.879543 Prob(F-statistic) 0.970164

{H0: ρ1=0

TCKĐ: 2 = (n n – p) *) * R 2

*

Wα = {2 tn:2 tn>2 (1) 0.05=3.84146}

Ta thu được bảng sau:

Định dạng
Số trang	19
Dung lượng	122,68 KB