bai tap kinh te luong 7145 6011

Error t-Statistic Prob... Error t-Statistic Prob... Restrictions are linear in coefficients.. Error t-Statistic Prob... Error t-Statistic Prob.. Error t-Statistic Prob... Error t-Statist

Trang 1

Đ bài 6 ề

Sau đây là s li u c a Mexico giai đo n 1955- 1974, trong đó s n lố ệ ủ ạ ả ượng Y đo b ngằ GDP th c ( đ n v tính Pesos c a năm 1960); Xự ơ ị ủ 21được đo b ng t ng lao đ ng ( đ nằ ổ ộ ơ

v tính – ngàn ngị ười); X31được đo b ng v n c đ nh ( đ n v tính- tri u Pesos c aằ ố ố ị ơ ị ệ ủ năm 1960)

1955

1956

1957

1958

1959

1960

1961

1962

1963

1964

1965

1966

1967

1968

1969

1970

1971

1972

1973

1974

114043 120410 129187 134705 139960 150511 157897 165286 178491 199457 212323 226977 241194 260881 277498 296530 306712 329030 354057 374977

8310 8529 8738 8952 9171 9569 9527 9662 10334 10981 11746 11521 11540 12066 12297 12955 13338 13738 15924 14154

182113 193749 205192 215130 225021 237026 248897 260661 275466 295378 315715 337642 363599 391847 422382 455049 484677 520553 561531 609825

Ngu n: Source of Growth: A study of seven Latin American Economics, Victorồ J.Elias ( D.N Gujarati)

1/ H i quy d ng mô hình Cobb- Doulgas ( tham kh o Bài gi ng Kinh t lồ ạ ả ả ế ượ

ng-chương H i quy b i).ồ ộ

2/ Nêu ý nghĩa kinh t các h s h i quy riêng.ế ệ ố ồ

3/ Căn c vào b ng k t qu h i quy, hãy cho bi t ứ ả ế ả ồ ế ý nghĩa th ng kê c a các h số ủ ệ ố

h i quy và ý nghĩa c a h s xác đ nh Rồ ủ ệ ố ị 2

4/ D a vào t ng giá tr hai h s co dãn, hãy đánh giá vi c tăng quy mô s n xu t cóự ổ ị ệ ố ệ ả ấ

th mang đ n hi u qu nh th nào.ể ế ệ ả ư ế

5/ Hãy th c hi n các ki m đ nh: ki m đ nh Wald, ki m đ nh bi n b b sót, ki mự ệ ể ị ể ị ể ị ế ị ỏ ể

đ nh White, ki m đ nh Chow Nêu ý nghĩa và gi i thích k t qu m i ki m đ nh.ị ể ị ả ế ả ỗ ể ị 6/ D báo v i đ tin c y 95% s n lự ớ ộ ậ ả ượng năm 1975 v i lớ ượng lao đ ng 14500 vàộ

v n c đ nh 612000.ố ố ị

Trang 2

K t qu xây d ng đ ế ả ự ượ ừ c t ph n m m Eviews: ầ ề

1/ Hàm h i quy Cobb- Douglas có d ng: ồ ạ Q=γ LαKβ

Trong đó:

Q: S n lả ượng GDP th c ( tri u Pesos)ự ệ

L: Lượng lao đ ng ( ngàn ngộ ười)

K: Lượng v n ( tri u Pesos)ố ệ

L y Ln 2 v : ấ ế lnQ = lnγ + αlnL + βlnK

Sau khi nh p d li u trên ph n m m Eviews, th c hi n các thao tác tìm hàm h iậ ữ ệ ầ ề ự ệ ồ quy, ta được b ng sau:ả

Dependent Variable: LOG(Q)

Method: Least Squares

Date: 04/07/10 Time: 07:46

Sample: 1955 1974

Included observations: 20

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C -1.652419 0.606198 -2.725873 0.0144

LOG(L) 0.339732 0.185692 1.829548 0.0849

LOG(K) 0.845997 0.093352 9.062488 0.0000

R-squared 0.995080 Mean dependent var 12.22605

Adjusted R-squared 0.994501 S.D dependent var 0.381497

S.E of regression 0.028289 Akaike info criterion -4.155221

Sum squared resid 0.013604 Schwarz criterion -4.005861

Log likelihood 44.55221 F-statistic 1719.231

Durbin-Watson stat 0.425667 Prob(F-statistic) 0.000000

D a vào b ng k t qu h i quy, ta có đự ả ế ả ồ ược hàm h i quy lnQ theo lnL và lnK :ồ

LnQ = -1.652419+ 0.339732 lnL + 0.845997 lnK+ ei

2/ Gi i thích ý nghĩa kinh t các h s h i quy riêng: ả ế ệ ố ồ

α = 0.339732 cho bi t: Mexico trong giai đo n 1955 – 1974, khi lế ạ ượng lao

đ ng tăng ( ho c gi m) 1% thì s n lộ ặ ả ả ượng GDP th c s tăng (ho c gi m) trungự ẽ ặ ả bình kho ng 0.339732 %, gi lả ữ ượng v n không đ i ố ổ

Trang 3

β = 0.845997 cho bi t: Mexico trong giai đo n 1955- 1974, khi lế ạ ượng v nố tăng (ho c gi m) 1% thì s n lặ ả ả ượng GDP th c s tăng (ho c gi m) trung bìnhự ẽ ặ ả kho ng 0.845997%, lả ượng lao đ ng không đ i.ộ ổ

3/ Căn c vào b ng k t qu h i quy, ta xét ý nghĩa th ng kê c a các h s ứ ả ế ả ồ ố ủ ệ ố

h i quy và ý nghĩa c a h s xác đ nh R ồ ủ ệ ố ị 2

3a/ Ý nghĩa th ng kê c a các h s h i quy: ố ủ ệ ố ồ

Ki m đ nh ể ị α :

tα / 2 (n− 3 )= t0 025 ; 17= 2,109

Ki m đ nh gi thi t: ể ị ả ế

Ho: α = 0 ; H1: α ≠0

1,829548

)

(

α

se

t

2

t < t0 025 ; 17= 2,109 => ch p nh n gi thi t Hấ ậ ả ế o => L không nh hả ưởng lên Q Nghĩa

là lượng lao đ ng th c s không có nh hộ ự ự ả ưởng lên s n lả ượng GDP th c.ự

- Ki m đ nh ể ị β:

Ki m đ nh gi thi t: ể ị ả ế

Ho: β = 0 ; H1: β ≠0

9,062488

)

(

β

se

t

3

t > t0 025 ; 17= 2,109 => bác b gi thi t Hỏ ả ế o => K th c s có nh hự ự ả ưởng lên Q Nghĩa

là lượng v n th c s có nh hố ự ự ả ưởng lên s n lả ượng GDP th c.ự

3b/ Ý nghĩa c a h s xác đ nh R ủ ệ ố ị 2 – Ki m đ nh s phù h p c a mô hình h i quy.ể ị ự ợ ủ ồ

Ki m đ nh gi thi t:ể ị ả ế

Ho: α =β=0 (R2= 0)

H1: không ph i t t c các h s h i quy riêng đ ng th i b ng 0 (Rả ấ ả ệ ố ồ ồ ờ ằ 2 > 0)

=

−

=

) 1 )(

1

(

) (

2

k

R

k n

R

Tra b ng phân ph i Fisher, ta có:ả ố

Trang 4

Fα(k− 1 ), (n−k)=F0,05;(2;17)= 3.59

F > F0,05;(2;17)= 3.59 => bác b gi thi t Hỏ ả ế 0 => các h s h i quy không đ ng th iệ ố ồ ồ ờ

b ng 0 Nghĩa là Rằ 2 ≠0 có ý nghĩa th ng kê.ố

4/ Đánh giá vi c tăng quy mô s n xu t ệ ả ấ

Ta có th đánh giá hi u qu c a vi c tăng quy mô s n xu t d a vào t ng giá tr haiể ệ ả ủ ệ ả ấ ự ổ ị

h s co dãn:ệ ố

α - đ co dãn riêng c a s n lộ ủ ả ượng đ i v i lao đ ng khi v n không đ iố ớ ộ ố ổ

β- đ co dãn riêng c a s n lộ ủ ả ượng đ i v i lố ớ ượng v n khi lao đ ng không đ iố ộ ổ

(α+β)= 0,339732+0.845997= 1,185729 > 1 => khi tăng quy mô s n xu t thì cóả ấ

hi u qu ệ ả

5/ Th c hi n các ki m đ nh ự ệ ể ị

5a/ Ki m đ nh Wald ể ị – Ki m đ nh mô hình có m t c a nh ng bi n không c n thi t ể ị ặ ủ ữ ế ầ ế

Trước h t ta ế ướ ược l ng mô hình U có thêm m t bi n n a (đ t là T) Bi n T nàyộ ế ữ ặ ế

nh n các giá tr t 1 đ n 20 Ta có đậ ị ừ ế ược b ng k t qu :ả ế ả

Date: 04/08/10 Time: 08:52

Sample: 1955 1974

C -0.488824 0.681632 -0.717138 0.4836

LOG(L) 0.275546 0.161439 1.706815 0.1072

LOG(K) 0.794142 0.082594 9.614998 0.0000

LOG(T) 0.042732 0.016139 2.647728 0.0176

Log likelihood 48.18581 Hannan-Quinn criter -4.379706

F-statistic 1553.721 Durbin-Watson stat 0.581050

Prob(F-statistic) 0.000000

Phương trình ướ ược l ng có d ng:ạ

LnQ = -0.488824 + 0.275546 lnL + 0.794142 lnK + 0.042732 lnT

Trang 5

T k t qu trên ta th y h s h i quy c a bi n L khác 0 không có ý nghĩa ừ ế ả ấ ệ ố ồ ủ ế

(Vì P(t >1.706815)= 0.1072 > 0.05) V y ta có th cho r ng bi n L không c nậ ể ằ ế ầ thi t đ a vào mô hình, nên ta ti n hành ki m đ nh Wald.ế ư ế ể ị

Th c hi n ki m đ nh Wald trên Eviews (v s có m t c a bi n L), ta đự ệ ể ị ề ự ặ ủ ế ược b ngả

k t qu :ế ả

Wald Test:

Equation: Untitled

Test Statistic Value df Probability

F-statistic 2.913216 (1, 16) 0.1072

Chi-square 2.913216 1 0.0879

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0) Value Std Err.

Restrictions are linear in coefficients.

Theo k t qu c a b ng trên, vì P(F > 2.913216) = 0.1072 > 0.05 nên ta ch p nh nế ả ủ ả ấ ậ

gi thi t không, t c h s h i quy c a bi n L khác 0 không có ý nghĩa Hay bi n Lả ế ứ ệ ố ồ ủ ế ế không nh hả ưởng t i bi n ph thu c Q Vì v y ta không nên đ a bi n này vào môớ ế ụ ộ ậ ư ế hình

5b/ Ki m đ nh bi n b b sót ể ị ế ị ỏ

- Gi s bi n L b b sót ả ử ế ị ỏ , ta tìm hàm h i quy c a lnQ theo lnKồ ủ

Date: 04/07/10 Time: 09:54

Sample: 1955 1974

C -0.618427 0.233101 -2.653050 0.0162

LOG(K) 1.013831 0.018391 55.12569 0.0000

Log likelihood 42.75488 F-statistic 3038.842

Trang 6

 Hàm h i quy có d ng: LnQ = ồ ạ -0.618427 + 1.013831 lnK

Ki m đ nh bi n b b sót L để ị ế ị ỏ ược b ng k t qu : ả ế ả

Omitted Variables: L

Log likelihood ratio 0.032269 Probability 0.857438

Test Equation:

Date: 04/07/10 Time: 10:01

Sample: 1955 1974

Theo k t qu c a b ng trên, vì F = ế ả ủ ả 0.027451 có xác su t p = ấ 0.870361 > 0.05 nên ta

ch p nh n gi thi t Hấ ậ ả ế 0 : α = 0 (α là h s h i quy c a bi n L trong hàm h i quyệ ố ồ ủ ế ồ

t ng th ) T c L là bi n không có nh hổ ể ứ ế ả ưởng t i bi n Q, nên không đ a nó vàoớ ế ư

mô hình Vì v y, L không ph i là bi n b b sót.ậ ả ế ị ỏ

- Gi s bi n K b b sót ả ử ế ị ỏ , ta tìm hàm h i quy c a lnQ theo lnLồ ủ

Date: 04/07/10 Time: 10:14

Sample: 1955 1974

Trang 7

C -6.317483 0.751291 -8.408836 0.0000

 Hàm h i quy có d ng: LnQ = ồ ạ -6.317483 + 1.993420lnL

Ki m đ nh bi n b b sót K để ị ế ị ỏ ược b ng k t qu : ả ế ả

Omitted Variables: K

Log likelihood ratio 6.748834 Probability 0.009381

Test Equation:

Date: 04/07/10 Time: 10:18

Sample: 1955 1974

Theo k t qu c a b ng trên, vì F = ế ả ủ ả 6.823084 có xác su t p = ấ 0.018218 < 0.05 nên ta bác b gi thi t Hỏ ả ế 0 : β = 0 (β là h s h i quy c a bi n K trong hàm h i quyệ ố ồ ủ ế ồ

Định dạng
Số trang	7
Dung lượng	174,95 KB