1. Thu nhập từ ba và mẹ tăng thì Điểm trung bình học tập của sinh viên không giảm.
2. Trợ cấp hàng tháng tăng thì Điểm trung bình không tăng.
3. Số tiền chi trả cho việc đi chơi tăng thì Điểm trung bình không tăng.
4. Số lần lên thư viện ảnh hưởng đến Điểm trung bình.
5. Số giờ làm bài tập ở nhà tăng thì Điểm trung bình tăng.
6. Số giờ truy cập internet giảm thì Điểm trung bình giảm.
7. Mô hình hồi quy lựa chọn phù hợp.
8. Thu nhập của ba và mẹ, Trợ cấp hàng tháng, Số tiền chi trả việc đi chơi, Số lần lên thư viện, Số giờ làm bài tập ở nhà, Số giờ truy cập internet xác định được 31,7647% sự biến động của biến phụ thuộc Điểm trung bình.
27 trang |
Chia sẻ: lylyngoc | Lượt xem: 2441 | Lượt tải: 0
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Đề tài Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến điểm trung bình học tập của sinh viên đại học Duy Tân, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
TRƯỜNG ĐẠI HỌC DUY TÂN
KHOA QUẢN TRỊ KINH DOANH
¯
TIỂU LUẬN NHÓM
KINH TẾ LƯỢNG
Chuyên ngành Quản Trị Kinh Doanh Tổng Hợp
ĐỀ TÀI
NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN ĐIỂM TRUNG BÌNH HỌC TẬP CỦA SINH VIÊN
ĐẠI HỌC DUY TÂN
GVHD: Nguyễn Quang Cường
Nhóm sinh viên thực hiện: CEO
Lớp: K13QTH1
Khóa học: 2007 – 2011
Đà Nẵng, tháng 10/2009
LỜI CẢM ƠN
Trong quá trình thực hiện đề tài “Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến điểm trung bình học tập của sinh viên Đại Học Duy Tân”, chúng tôi đã gặp không ít khó khăn, trở ngại về việc tài liệu tham khảo và tiến hành điều tra. Tuy nhiên, được sự tận tình hướng dẫn, đóng góp ý kiến của Thầy Nguyễn Quang Cường trong quá trình thực hiện, chúng tôi đã hoàn thành tốt đề tài theo đúng thời gian đề ra.
Chúng tôi xin chân thành bày tỏ lòng biết ơn sâu sắc của mình trước sự giúp đỡ vô cùng quý báu của Thầy.
Xin chân thành cảm ơn bài tiểu luận Kinh tế lượng mẫu của nhóm LOAN lớp K13QTC1, nhóm 9 lớp ĐHNTK 17 22C2 cùng với sự hợp tác nhiệt tình của các bạn sinh viên đã giúp chúng tôi có được những số liệu thống kê chính xác nhất.
Do thời gian và trình độ có hạn nên đề tài này khó có thể tránh khỏi những thiếu sót, khiếm khuyết. Vậy rất mong sự chỉ bảo và đóng góp của Thầy, các thầy cô trong khoa Quản Trị Kinh Doanh và các bạn bè quan tâm để đề tài được hoàn chỉnh hơn.
Xin chân thành cảm ơn!
Đà Nẵng, ngày 15 tháng 10 năm 2009
Nhóm thực hiện
CEO
MỤC LỤC
Mục Lục Trang
Phần 1 : Cơ sở lý luận 3
1.1 : Vấn đề nghiên cứu 3
1.2 : Lí do chọn đề tài 3
1.3 : Dự đoán kỳ vọng giữa các biến 3
Phần 2 : Thiết lập, phân tích và đánh giá mô hình 4
2.1 : Xây dựng mô hình 4
2.2 : Mô tả số liệu 4
2.3 : Phân tích kết quả thực nghiệm 5
2.4 : Đánh giá sự ảnh hưởng của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc 6
2.5 : Thống kê mô hình 7
2.6 : Kiểm định giả thiết và đánh giá mức độ phù hợp
của mô hình 7
2.6.1 : Kiểm định giả thiết về các hệ số hồi quy 7
2.6.2 : Đo độ phù hợp của mô hình 9
Phần 3: Kiểm định và khắc phục các hiện tượng trong
mô hình hồi quy 11
3.1 : Ma trận tương quan 11
3.2 : Kiểm định sự tồn tại của đa cộng tuyến 11
3.3 : Kiểm định phương sai sai số thay đổi 12
( Kiểm định White)
3.3.1 : Kiểm định mô hình ban đầu 12
3.3.2 : Kiểm định mô hình sau khi đã loại bỏ biến 12
3.4 : Kiểm định Tự tương quan (Kiểm định Durbin Watson) 12
3.5 : Kiểm định Wald về bỏ sót biến 14
Phần 4: Kiểm định và khắc phục các hiện tượng trong
mô hình hồi quy sau khi đã loại bỏ biến 15
4.1 : Kiểm định Phương sai sai số thay đổi 15
4.2 : Kiểm định hiện tượng Tự tương quan 15
Phần 5: Kết luận 16
*** Kiến nghị của nhóm 16
*** Hạn chế của tiểu luận 17
*** Tài liệu tham khảo 17
*** Phần phụ lục 17
*** Danh sách thành viên nhóm CEO ………………………….. ……………….25
*** Nhận xét của giảng viên hướng dẫn ……………………….............................26
PHẦN 1: CƠ SỞ LÝ LUẬN
1.1.Vấn đề nghiên cứu: Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng như Giới tính, Người yêu, Miền, Năm sinh, Thu nhập của ba mẹ, Trợ cấp tiền ăn hàng tháng, Tiền chi cho đi chơi, Số lần lên thư viện, Số giờ làm bài tập ở nhà và Số giờ truy cập internet đến điểm trung bình học tập của sinh viên Đại học Duy Tân
1.2.Lí do chọn đề tài:
- Thứ nhất, nghiên cứu giúp tìm ra những nhân tố ảnh hưởng tốt và xấu đến điểm trung bình học tập của sinh viên Đại học Duy Tân.
- Thứ hai, nhóm nhận thấy rằng các bạn sinh viên mặc dù đã dành nhiều thời gian cho việc lên lớp nhưng vẫn không có được kết quả tốt nhất. Vì thế nhóm tiến hành điều tra để các bạn sinh viên có thể rút ra những kinh nghiệm cho bản thân để có được kết quả tốt hơn trong những năm sau này.
- Thứ ba, trường đang đón một khóa sinh viên mới. Nên nhóm thiết nghĩ rằng kết quả cuộc điều tra sẽ giúp được ít nhiều cho sinh viên mới, để khóa học này sẽ là khóa đầu tiên có kết quả tốt nhất.
Chính vì những lý do thiết thực đó nên nhóm đã chọn đề tài nghiên cứu trên.
1.3 Dự đoán kỳ vọng giữa các biến
β2 âm: Điểm trung bình của Nữ hơn Nam
β3 âm: Điểm trung bình của sinh viên chưa có người yêu cao hơn sinh viên có người yêu.
β4 dương: Điểm trung bình của sinh viên ở miền Bắc cao hơn so với sinh viên không ở miền Bắc.
β5 dương: Điểm trung bình của sinh viên ở miền Trung cao hơn so với sinh viên không ở miền Trung.
β6 âm: Khi tuổi tăng lên thì điểm trung bình giảm xuống.
β7 dương: Khi thu nhập của ba mẹ tăng thì điểm trung bình tăng.
β8 dương: Khi trợ cấp tiền ăn hàng tháng tăng thì điểm trung bình tăng.
β9 âm: Khi số tiền chi trả cho việc đi chơi tăng thì điểm trung bình giảm.
β10 dương: Khi số lần lên thư viện tăng thì điểm trung bình tăng.
β11 dương: Khi số giờ làm bài tập ở nhà tăng thì điểm trung bình tăng.
β12 dương: Khi số giờ truy cập internet tăng thì điểm trung bình tăng.
PHẦN 2: THIẾT LẬP – PHÂN TÍCH VÀ ĐÁNH GIÁ MÔ HÌNH
2.1. Xây dựng mô hình
Mô hình gồm 11 biến: Biến phụ thuộc : Điểm trung bình học tập (YDTB).
Biến độc lập : ta quy ước chọn phạm trù cơ sở là Nữ – Không có người yêu – Miền Nam
+ Giới tính (X2GTINH) : biến chất lượng, có 2 phạm trù
Nếu X2GTINH = 1 là NAM
Nếu X2GTINH = 0 là NỮ
+ Có người yêu (X3NYEU): biến chất lượng, có 2 phạm trù
Nếu X3NYEU = 1 là Có
Nếu X3NYEU = 0 là Không
+ Nơi sinh sống (X4MIEN, X5MIEN): biến chất lượng, ta đặt
Nếu X4MIEN = 1 là ở miền Bắc
Nếu X4MIEN = 0 là không ở miền Bắc
Nếu X5MIEN = 1 là ở miền Trung
Nếu X5MIEN = 0 là không ở miền Trung
+ Tuổi (X6TUOI): biến số lượng
+ Thu nhập của ba và mẹ (X7TNHAP), đơn vị tính: Triệu đồng
+ Trợ cấp tiền ăn từ ba mẹ (X8TCAP), đơn vị tính: Triệu đồng
+ Số tiền chi trả cho đi chơi (X9DICHOI), đơn vị tính: Triệu đồng
+ Số lần lên thư viện (X10TVIEN), đơn vị tính: lần
+ Số giờ làm bài tập ở nhà (X11BTAP), đơn vị tính: giờ
+ Số giờ truy cập internet (X12INTERNET), đơn vị tính: giờ
Yi=β1 +β2X2i+β3X3i+β4X4i+β5X5i+β6X6i+β7X7i+β8X8i+β9X9i+β10X10i+β11X11i+β12X12i + Ui
2.2. Mô tả số liệu (Bảng số liệu xem ở Bảng 1 phần Phụ lục)
- Số liệu tìm được do điều tra bằng cách phát ra 100 bảng câu hỏi cho sinh viên các khoa của trường Đại học Duy Tân. Sau khi điều tra, chúng tôi đã thống kê lại theo hệ thống. Tập Bảng Câu Hỏi và Phiếu Thống Kê Số Liệu được đính kèm theo.
- Phân tích các biến để xác định biến nào ảnh hưởng nhiều nhất hay ít nhất đến điểm trung bình học tập của sinh viên Đại Học Duy Tân.
2.3. Phân tích kết quả thực nghiệm
Kết quả chạy mô hình từ phần mềm Eviews ( Xem Bảng 2 phần Phụ Lục )
Mô hình hồi quy tổng thể :
Yi=β1 +β2X2i+β3X3i+β4X4i+β5X5i+β6X6i+β7X7i+β8X8i+β9X9i+β10X10i+β11X11i+β12X12i + Ui
Mô hình hồi quy mẫu:
Yi=+X2i+X3i+X4i+X5i+X6i+X7i+X8i+X9i+X10i+X11i+X12i + ei
Với ei là ước lượng của Ui
Yi= 8,225850 – 0,223124X2i – 0,124501X3i + 0,048711X4i + 0,553824X5i – 0,085744X6i + 0,000855X7i + 0,000193X8i – 0,005045X9i + 0,004062X10i + 0,000365X11i - 0,000108X12i + ei
Ý nghĩa của các hệ số hồi quy:
Đối với = 8,225850 có ý nghĩa là nếu Giới tính, Có người yêu, Nơi sinh sống, Tuổi, Thu nhập của ba và mẹ, Trợ cấp hàng tháng, Số tiền chi trả việc đi chơi, Số lần lên thư viện, Số giờ làm bài tập ở nhà, Số giờ truy cập internet đồng thời bằng 0 thì Điểm trung bình đạt số điểm là 8,225850.
Đối với = - 0,223124, có nghĩa là khi các biến khác không đổi thì Điểm trung bình của sinh viên Nam thấp hơn sinh viên Nữ là 0,223124.
Đối với = - 0,124501, có nghĩa là khi các biến khác không đổi thì Điểm trung bình của sinh viên Có người yêu thấp hơn sinh viên Chưa có người yêu là 0,124501.
Đối với = 0,048711; có nghĩa là khi các biến khác không đổi thì Điểm trung bình của sinh viên ở miền Bắc cao hơn so với sinh viên không ở miền Bắc là 0,048711.
Đối với = 0,553824; có nghĩa là khi các biến khác không đổi thì Điểm trung bình của sinh viên ở miền Trung cao hơn so với sinh viên không ở miền Trung là 0,553824.
Đối với = - 0,085744; có nghĩa là khi các biến khác không đổi thì Tuổi tăng (giảm) 1 tuổi thì Điểm trung bình giảm (tăng) 0,085744 điểm.
Đối với = 0,000855 có ý nghĩa là khi các biến còn lại không đổi và nếu Thu nhập của ba và mẹ tăng (giảm) 1 triệu đồng thì Điểm trung bình tăng (giảm) 0,000855 điểm.
Đối với = 0,000193 có ý nghĩa là khi các biến còn lại không đổi và nếu Trợ cấp hàng tháng tăng (giảm) 1 triệu đồng thì Điểm trung bình tăng (giảm) 0,000193 điểm.
Đối với = –0,005045 có ý nghĩa là khi các biến còn lại không đổi và nếu Số tiền chi trả cho việc đi chơi tăng (giảm) 1 triệu đồng thì Điểm trung bình giảm (tăng) 0,005045 điểm.
Đối với = 0,004062 có ý nghĩa là khi các biến còn lại không đổi và nếu Số lần lên thư viện tăng (giảm) 1 lần thì Điểm trung bình tăng (giảm) 0,004062 điểm.
Đối với = 0,000365 có ý nghĩa là khi các biến còn lại không đổi và nếu Số giờ làm bài tập ở nhà tăng (giảm) 1 giờ thì Điểm trung bình tăng (giảm) 0,000365 điểm.
Đối với = –0,000108 có ý nghĩa là khi các biến còn lại không đổi và nếu Số giờ truy cập internet tăng (giảm) 1 giờ thì Điểm trung bình giảm (tăng) 0,000108 điểm.
2.4. Đánh giá sự ảnh hưởng của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc
Xem Bảng 1 phần phụ lục. Dùng P_value ta kết luận:
P_value (X4MIEN) = 0,9227 lớn hơn rất nhiều so với a = 0,05. Tức là biến X4MIEN không ảnh hưởng đến YDTB. Do vậy ta có thể loại bỏ biến này ra khỏi mô hình.
P_value (X8TCAP) = 0,9884 lớn hơn rất nhiều so với a = 0,05. Tức là biến X8TCAP không ảnh hưởng đến YDTB. Do vậy ta có thể loại bỏ biến này ra khỏi mô hình.
Các biến còn lại có P_value hơi lớn hơn a = 0,05 nhưng theo thực tế là những biến này có thể ảnh hưởng đến YDTB. Do vậy, ta không loại bỏ những biến này ra khỏi mô hình.
2.5. Thống kê mô hình
Các số liệu thu thập đã được thống kê lại bằng Eviews như sau:
2.6. Kiểm định giả thiết và đánh giá mức độ phù hợp của mô hình
2.6.1. Kiểm định giả thiết về các tham số hồi quy
1.Thu nhập của ba mẹ tăng thì điểm trung bình không giảm
Kiểm định giả thiết :
Tiêu chuẩn kiểm định : t == = 0,566600
= 1,662354
Miền bác bỏ H0 : < -
Vì > -= -1,662354
à Chấp nhận Ý kiến trên là có cở sở
2. Trợ cấp hàng tháng tăng thì điểm trung bình không tăng
Kiểm định giả thiết
Tiêu chuẩn kiểm định : t = = 0,014513
= 1,662354
Miền bác bỏ H0: t >
Mà t = 0.014513 < = 1,662354
àChấp nhận Ý kiến trên là có cở sở
3. Số tiền chi trả đi chơi tăng thì điểm trung bình không tăng
Kiểm định giả thiết
Tiêu chuẩn kiểm định : = -0,446499
= 1,662354
Miền bác bỏ H0:
Mà t = - 0,446499 < = 1,662354
à Chấp nhận Ý kiến trên là có cở sở
4. Số lần lên thư viện không ảnh hưởng đến điểm trung bình
Kiểm định giả thiết :
Tiêu chuẩn kiểm định : t == = 3,824859
= 1,987289
Miền bác bỏ H0 : >
Vì > = 1,987289
Bác bỏ Ý kiến trên là không có cở sở
5. Số giờ làm bài tập ở nhà tăng thì điểm trung bình không tăng
Kiểm định giả thiết
Tiêu chuẩn kiểm định : = 1,931217
= 1,662354
Miền bác bỏ H0: t >
Mà t = 1,931217 > = 1,662354
àBác bỏ Ý kiến trên là không có cở sở
6. Số giờ truy cập internet giảm thì điểm trung bình tăng
Kiểm định giả thiết: Ta đi kiểm định H1
Tiêu chuẩn kiểm định : = - 0,939130
- = - 1,662354
Miền bác bỏ H0 :
Vì t = - 0,939130 > - = - 1,662354
à Chấp nhận à Bác bỏ H1 Ý kiến trên là không có cở sở
2.5.2 Đo độ phù hợp của mô hình
R2 = 0,317647 tức là Thu nhập của ba và mẹ, Trợ cấp hàng tháng, Số tiền chi trả việc đi chơi, Số lần lên thư viện, Số giờ làm bài tập ở nhà, Số giờ truy cập internet xác định được 31,7647% sự biến động của biến phụ thuộc Điểm trung bình.
R = = = 0,5636. Vì R = 0,5636 nằm trong khoảng 0,5 £ R £ 0,8 nên mối quan hệ giữa các biến là tương quan dương nhưng tương quan không chặt chẽ.
+ Mô hình có phù hợp không ?
Kiểm định giả thiết :
( : Mô hình không phù hợp ; : Mô hình phù hợp )
Tiêu chuẩn kiểm định: = 3,724137
F( k – 1; n - k) = F0.05(11;88) = 1,899171
Miền bác bỏ H0 : F > F( k – 1; n - k)
Bác bỏ , tức là mô hình hồi quy là phù hợp
PHẦN 3: KIỂM ĐỊNH VÀ KHẮC PHỤC CÁC HIỆN TƯỢNG TRONG MÔ HÌNH HỒI QUY
3.1.Ma trận tương quan
Xem xét qua ma trận tương quan của các biến (Bảng 2 phần Phụ Lục), ta thấy 2 biến X4(Miền) và X5(Miền) có mức tương quan khá cao : - 0.885710 nên có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
3.2. Kiểm định sự tồn tại của đa cộng tuyến
Để kiểm định sự tồn tại của đa cộng tuyến thì tiến hành các bước như sau:
Ta có mô hình hồi quy phụ: Yi=1+2X2i+3X3i+4X4i+5X5i+6X6i+7X7i+8X8i+9X9i+10X10i+11X11i+12X12i+Vi
Hồi qui mô hình hồi quy phụ ( Xem bảng 3 phần phụ lục)
= 0,826258
Ta có k’= k – 1 = 12 – 1 = 11; n = 100
F= 42,800946
F0,05(10,90) = 1,937567
F = 42,800946 > F0,05(10,90) = 1,937567
Vậy mô hình ban đầu có tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến.
**Biện pháp khắc phục: loại bỏ biến X4MIEN hoặc X5MIEN khỏi mô hình ban đầu.
Hồi quy lại mô hình trong đó loại bỏ biến X4MIEN: (Xem bảng 4 phần Phụ lục)
Mô hình hồi quy đã loại bỏ biến X4MIEN :
Yi= 8,225850 – 0,223124X2i – 0,124501X3i + 0,553824X5i – 0,085744X6i + 0,000855X7i + 0,000193X8i – 0,005045X9i + 0,004062X10i + 0,000365X11i - 0,000108X12i + Vi
=> R2loại X4MIEN = 0,317573
Hồi quy lại mô hình trong đó loại bỏ biến X5MIEN: (Xem bảng 5 phần Phụ lục)
Mô hình hồi quy đã loại X5MIEN :
Yi= 8,225850 – 0,223124X2i – 0,124501X3i + 0,553824X4i – 0,085744X6i + 0,000855X7i + 0,000193X8i – 0,005045X9i + 0,004062X10i + 0,000365X11i - 0,000108X12i + Vi
=>R2loạiX5MIEN= 0,306388
So sánh R2 ở 2 mô hình hồi quy lại ta thấy R2loạiX4MIEN >R2loạiX5MIEN. Tức là mô hình đã loại bỏ biến X4MIEN là phù hợp hơn.
® Vậy loại bỏ biến X4MIEN ra khỏi mô hình thì mô hình sẽ tốt hơn .
3.3. Kiểm định phương sai sai số thay đổi:( Dùng kiểm định White)
3.3.1.Kiểm định mô hình ban đầu (Xem bảng 6 phần Phụ lục)
F-statistic
1.380916
Probability
0.153495
Obs*R-squared
72.52737
Probability
0.243755
Giả sử Ho : Phương sai của sai số không đổi.
Sử dụng kiểm định White: Ta thấy trên bảng giá trị Probability = 0,243755 > a = 0,05
Þ Chấp nhận H0 , nghĩa là không tồn tại Phương sai của sai số thay đổi.
3.3.2.Kiểm định mô hình không có các tích hợp chéo giữa các biến (Xem bảng 7 phần Phụ lục)
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic
1.130551
Probability
0.339591
Obs*R-squared
20.07887
Probability
0.328397
Giả sử Ho : phương sai của sai số không đổi.
Sử dụng kiểm định White: n.R2 = 20,07887
n.R2 = 20,07887 < c2(0.05,18) =28,8693 Þ Không có cơ sở để bác bỏ H0 , nghĩa là không có tồn tại phương sai sai số thay đổi.
3.4. Kiểm định Tự tương quan (Kiểm Định Durbin Watson)
Giả thiết H0 : Không có tự tương quan dương
Theo Bảng 1 phần Phụ lục ta thấy rằng:
d = 1,896469
n = 100
k’ = k – 1 = 12 -1 = 11
dU = 1,923
dL = 1,439
0 dL dU
è dL £ d < dU
=> theo quy tắc kiểm định thì ta bác bỏ H0
Mô hình có tự tương quan dương
è Biện pháp khắc phục: Xét mô hình hồi quy sau
Yi=β1 +β2X2i+β3X3i+β4X4i+β5X5i+β6X6i+β7X7i+β8X8i+β9X9i+β10X10i+β11X11i+β12X12i + Ui (1)
Giả sử: Ui = rUi-1 + ei (*)
Với ei thỏa mãn mọi giả thiết của phương pháp bình phương bé nhất OLS
Từ (1) ta thay i bởi (i – 1), ta được:
Yi-1=β1+β2X2(i-1)+β3X3(i-1)+β4X4(i-1)+β5X5(i-1)+β6X6(i-1)+β7X7(i-1)+β8X8(i-1)+β9X9(i-1)+β10X10(i-1) +β11X11(i-1)+β12X12(i-1) + U(i-1) (2)
Nhân 2 vế của (2) với r, ta được:
rYi-1= rβ1+rβ2X2(i-1)+rβ3X3(i-1)+rβ4X4(i-1)+rβ5X5(i-1)+rβ6X6(i-1)+rβ7X7(i-1)+rβ8X8(i-1)+rβ9X9(i-1)
+rβ10X10(i-1)+rβ11X11(i-1)+rβ12X12(i-1)+rU(i-1) (3)
Lấy (1) – (3), ta được:
Yi=β1(1-r) +β2X2i+β3X3i+β4X4i+β5X5i+β6X6i+β7X7i+β8X8i+β9X9i+β10X10i+β11X11i+β12X12i
-rβ2X2(i-1) -rβ3X3(i-1) -rβ4X4(i-1) -rβ5X5(i-1) -rβ6X6(i-1) -rβ7X7(i-1) -rβ8X8(i-1) -rβ9X9(i-1)
-rβ10X10(i-1) -rβ11X11(i-1) -rβ12X12(i-1) + rYi-1+ ei (4)
Từ mô hình (4) ta đi hồi quy để tìm các tham số ước lượng. Khi đó tham số ước lượng ứng với biến Yi-1 chính là r cần tìm. Dựa vào bảng 7 phần Phụ Lục ta có được r = 1,000000
Mô hình được viết lại như sau:
Yi = β2X2i+β3X3i+β4X4i+β5X5i+β6X6i+β7X7i+β8X8i+β9X9i+β10X10i+β11X11i+β12X12i
-β2X2(i-1) -β3X3(i-1) -β4X4(i-1) -β5X5(i-1) -β6X6(i-1) -β7X7(i-1) -β8X8(i-1) -β9X9(i-1)
-β10X10(i-1) -β11X11(i-1) -β12X12(i-1) + Yi-1+ ei ;với ei = Ui –Ui-1
3.5. Kiểm định Wald về bỏ sót biến:
3.5.1. Kiểm định Wald về bỏ biến X4MIEN
Giả thiết H0 : β4 = 0
Wald Test:
Equation: Untitled
Null Hypothesis:
C(4)=0
F-statistic
0.009474
Probability
0.922684
Chi-square
0.009474
Probability
0.922462
Ta thấy giá trị Probability = 0,922684 > a = 0,05
® Không có ý nghĩa, tức là biến X4MIEN không ảnh hưởng đến mô hình nên loại biến này đi thì mô hình tốt hơn.
3.5.2. Kiểm định Wald về bỏ biến X8TCAP
Giả thiết H0 : β8 = 0
Wald Test:
Equation: Untitled
Null Hypothesis:
C(8)=0
F-statistic
0.000211
Probability
0.988448
Chi-square
0.000211
Probability
0.988416
Ta thấy giá trị Probability = 0,988448 > a = 0,05
® Không có ý nghĩa, tức là biến X8TCAP không ảnh hưởng đến mô hình nên loại biến này đi thì mô hình tốt hơn.
PHẦN 4: KIỂM ĐỊNH VÀ KHẮC PHỤC CÁC HIỆN TƯỢNG TRONG MÔ HÌNH HỒI QUY SAU KHI ĐÃ LOẠI BỎ BIẾN
4.1. Kiểm định phương sai sai số thay đổi:( Dùng kiểm định White)
(Xem bảng 9 phần Phụ lục)
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic
1.231626
Probability
0.234361
Obs*R-squared
56.68376
Probability
0.271391
Giả sử Ho : Phương sai của sai số không đổi.
Sử dụng kiểm định White: Ta thấy trên bảng giá trị Probability = 0,271391 > a = 0,05
Þ Chấp nhận H0 , nghĩa là không tồn tại Phương sai của sai số thay đổi.
4.2. Kiểm định Tự tương quan (Kiểm Định Durbin Watson)
Giả thiết H0 : Không có tự tương quan dương hoặc âm
Theo Bảng 8 phần Phụ lục ta thấy rằng:
d = 1.896929
n = 100
k’ = k – 1 = 10 -1 = 9
dU = 1,874
dL = 1,484
0 dU 4 - dU
è dU < d < 4 - dU
=> theo quy tắc kiểm định thì không bác bỏ H0
Mô hình không có tự tương quan dương hoặc âm.
PHẦN 5: KẾT LUẬN
¯Từ những kiểm định trên ta rút ra các kết luận sau:
Thu nhập từ ba và mẹ tăng thì Điểm trung bình học tập của sinh viên không giảm.
Trợ cấp hàng tháng tăng thì Điểm trung bình không tăng.
Số tiền chi trả cho việc đi chơi tăng thì Điểm trung bình không tăng.
Số lần lên thư viện ảnh hưởng đến Điểm trung bình.
Số giờ làm bài tập ở nhà tăng thì Điểm trung bình tăng.
Số giờ truy cập internet giảm thì Điểm trung bình giảm.
Mô hình hồi quy lựa chọn phù hợp.
Thu nhập của ba và mẹ, Trợ cấp hàng tháng, Số tiền chi trả việc đi chơi, Số lần lên thư viện, Số giờ làm bài tập ở nhà, Số giờ truy cập internet xác định được 31,7647% sự biến động của biến phụ thuộc Điểm trung bình.
Mô hình ban đầu có tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến. Biện pháp khắc phục là loại bỏ biến X4MIEN hoặc X5MIEN ra khỏi mô hình ban đầu.
Mô hình không tồn tại phương sai sai số thay đổi.
Mô hình có tự tương quan dương.
Có thể loại bỏ biến X4MIEN và X8TCAP ra khỏi mô hình.
Mô hình sau khi đã loại bỏ 2 biến X4MIEN và X8TCAP thì không tồn tại hiện tượng Phương sai sai số thay đổi và hiện tượng Tự tương quan dương hoặc âm.
Þ Từ các kết luận trên ta có thể thấy rằng các nhân tố ảnh hưởng tốt đến điểm trung bình học tập của sinh viên Đại Học Duy Tân là Thu nhập từ ba và mẹ; Trợ cấp hàng tháng; Số lần lên thư viện và Số giờ làm bài tập ở nhà.
*** Kiến nghị của nhóm
Qua việc phân tích và kiểm định, ta thấy Thu nhập từ ba mẹ; Trợ cấp hàng tháng; Số lần lên thư viện và Số giờ làm bài tập ở nhà tăng thì Điểm trung bình học tập sẽ tăng lên. Thật vậy, những sinh viên có hoàn cảnh kinh tế tốt và được cấp tiền ăn hàng tháng cao thì có khả năng học tốt hơn. Bên cạnh đó những sinh viên siêng năng lên thư viện và dành nhiều thời gian để làm bài tập ở nhà thì có kết quả học tập tốt hơn. Ngoài việc chăm chỉ thì việc bớt lại thời gian đi chơi, số tiền dành cho đi chơi và thời gian truy cập internet cũng rất quan trọng để sinh viên có kết quả tốt hơn.
Chúng tôi nghĩ rằng các bạn nên dành nhiều thời gian hơn cho việc học. Sắp xếp thời gian đi chơi và giải trí hợp lý thì kết quả sẽ tốt hơn trong những năm đến.
*** Hạn chế của tiểu luận
Mô hình sử dụng khá nhiều biến mà thời gian đi điều tra hạn chế và số lượng điều tra không nhiều nên kiểm định có thể có sai sót.
Trình độ của nhóm còn hạn chế và thời gian thực hiện tiểu luận khá gấp rút. Vì thế chúng tôi không thể đi sâu vào phân tích nên bài tiểu luận còn khá đơn giản.
*** Tài liệu tham khảo
Giáo trình Kinh tế lượng, hướng dẫn báo cáo đề tài, hướng dẫn sử dụng các phần mềm thống kê kinh tế của thầy Nguyễn Quang Cường - Đại học Duy Tân.
Bài cáo báo mẫu của nhóm LOAN lớp K13QTC1 và nhóm 9 lớp ĐHNTK 17 22C2.
*** PHẦN PHỤ LỤC
Bảng 1: Mô hình hồi quy với Eviews
Dependent Variable: YDTB
Method: Least Squares
Date: 10/12/09 Time: 19:50
Sample: 1 100
Included observations: 100
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
8.225850
1.295088
6.351577
0.0000
X2GTINH
-0.223124
0.163738
-1.362689
0.1765
X3NYEU
-0.124501
0.151465
-0.821978
0.4133
X4MIEN
0.048711
0.500458
0.097333
0.9227
X5MIEN
0.553824
0.459606
1.204997
0.2314
X6TUOI
-0.085744
0.063378
-1.352911
0.1795
X7TNHAP
0.000855
0.001509
0.566538
0.5725
X8TCAP
0.000193
0.013298
0.014519
0.9884
X9DICHOI
-0.005045
0.011299
-0.446445
0.6564
X10TVIEN
0.004062
0.001062
3.824524
0.0002
X11BTAP
0.000365
0.000189
1.931170
0.0567
X12INTERNET
-0.000108
0.000115
-0.941004
0.3493
R2
0.317647
Mean dependent var
7.131700
Adjusted R-squared
0.232353
S.D. dependent var
0.800701
S.E. of regression
0.701538
Akaike info criterion
2.241082
Sum squared resid
43.30965
Schwarz criterion
2.553703
Log likelihood
-100.0541
F-statistic
3.724134
Durbin-Watson stat
1.896469
Prob(F-statistic)
0.000223
Bảng 2: Ma trận tương quan
YDTB
X2GTINH
X3NYEU
X4MIEN
X6TUOI
X7TNHAP
X8TCAP
X9DICHOI
X10TVIEN
X11BTAP
X12INTER
X5MIEN
YDTB
1.000.000
-0.299519
-0.135508
-0.156463
-0.159048
-0.103714
-0.193206
-0.194360
0.378935
0.228133
-0.130179
0.220741
X2GTINH
-0.299519
1.000.000
0.094416
-0.133320
0.198069
0.084571
0.259980
0.200540
-0.214503
-0.193671
0.252586
0.037127
X3NYEU
-0.135508
0.094416
1.000.000
0.040507
0.122037
0.070802
0.024661
0.019324
-0.128065
0.094156
-0.130997
-0.079863
X4MIEN
-0.156463
-0.133320
0.040507
1.000.000
0.149534
-0.001018
0.122590
0.002030
0.189980
-0.137189
-0.120392
-0.885710
X6TUOI
-0.159048
0.198069
0.122037
0.149534
1.000.000
0.285560
0.228642
0.178884
0.091910
-0.094775
-0.003697
-0.097349
X7TNHAP
-0.103714
0.084571
0.070802
-0.001018
0.285560
1.000.000
0.490022
0.467805
-0.157910
-0.190354
0.068742
-0.006356
X8TCAP
-0.193206
0.259980
0.024661
0.122590
0.228642
0.490022
1.000.000
0.205727
-0.115764
-0.241068
0.095624
-0.238116
X9DICHOI
-0.194360
0.200540
0.019324
0.002030
0.178884
0.467805
0.205727
1.000.000
-0.086429
-0.013513
0.244975
-0.028074
X10TVIEN
0.378935
-0.214503
-0.128065
0.189980
0.091910
-0.157910
-0.115764
-0.086429
1.000.000
0.040783
-0.126929
-0.121376
X11BTAP
0.228133
-0.193671
0.094156
-0.137189
-0.094775
-0.190354
-0.241068
-0.013513
0.040783
1.000.000
0.159891
0.072884
X12INTER
-0.130179
0.252586
-0.130997
-0.120392
-0.003697
0.068742
0.095624
0.244975
-0.126929
0.159891
1.000.000
0.022906
X5MIEN
0.220741
0.037127
-0.079863
-0.885710
-0.097349
-0.006356
-0.238116
-0.028074
-0.121376
0.072884
0.022906
1.000.000
Bảng 3: Hồi quy mô hình hồi quy phụ theo X4MIEN
Dependent Variable: X4MIEN
Method: Least Squares
Date: 10/14/09 Time: 20:29
Sample: 1 100
Included observations: 100
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
0.474582
0.269655
1.759964
0.0818
X2GTINH
-0.057633
0.034138
-1.688219
0.0949
X3NYEU
-0.019698
0.032013
-0.615296
0.5399
X5MIEN
-0.821513
0.043514
-18.87912
0.0000
X6TUOI
0.024126
0.013178
1.830783
0.0705
X7TNHAP
0.000216
0.000319
0.677215
0.5000
X8TCAP
-0.005830
0.002748
-2.121499
0.0367
X9DICHOI
-0.002304
0.002381
-0.967924
0.3357
X10TVIEN
0.000170
0.000224
0.756356
0.4514
X11BTAP
-7.70E-05
3.92E-05
-1.963161
0.0527
X12INTERNET
-2.35E-05
2.43E-05
-0.966868
0.3362
R-squared
0.826258
Mean dependent var
0.130000
Adjusted R-squared
0.806737
S.D. dependent var
0.337998
S.E. of regression
0.148590
Akaike info criterion
-0.871791
Sum squared resid
1.965019
Schwarz criterion
-0.585222
Log likelihood
54.58956
F-statistic
42.32545
Durbin-Watson stat
2.065543
Prob(F-statistic)
0.000000
Bảng 4: Kiểm định mô hình hồi quy đã loại bỏ biến X4MIEN
Dependent Variable: YDTB
Method: Least Squares
Date: 10/14/09 Time: 20:44
Sample: 1 100
Included observations: 100
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
8.248967
1.266019
6.515676
0.0000
X2GTINH
-0.225932
0.160279
-1.409620
0.1621
X3NYEU
-0.125460
0.150300
-0.834731
0.4061
X5MIEN
0.513808
0.204299
2.514985
0.0137
X6TUOI
-0.084569
0.061870
-1.366890
0.1751
X7TNHAP
0.000865
0.001497
0.578210
0.5646
X8TCAP
-9.09E-05
0.012902
-0.007045
0.9944
X9DICHOI
-0.005157
0.011178
-0.461350
0.6457
X10TVIEN
0.004070
0.001053
3.866174
0.0002
X11BTAP
0.000362
0.000184
1.963241
0.0527
X12INTERNET
-0.000109
0.000114
-0.961273
0.3390
R-squared
0.317573
Mean dependent var
7.131700
Adjusted R-squared
0.240896
S.D. dependent var
0.800701
S.E. of regression
0.697623
Akaike info criterion
2.221190
Sum squared resid
43.31431
Schwarz criterion
2.507759
Log likelihood
-100.0595
F-statistic
4.141695
Durbin-Watson stat
1.896828
Prob(F-statistic)
0.000104
Bảng 5: Kiểm định mô hình hồi quy đã loại bỏ biến X5MIEN
Dependent Variable: YDTB
Method: Least Squares
Date: 10/14/09 Time: 20:45
Sample: 1 100
Included observations: 100
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
8.644697
1.250735
6.911694
0.0000
X2GTINH
-0.244377
0.163199
-1.497423
0.1378
X3NYEU
-0.145165
0.150873
-0.962166
0.3386
X4MIEN
-0.490738
0.224273
-2.188125
0.0313
X6TUOI
-0.074798
0.062882
-1.189489
0.2374
X7TNHAP
0.001113
0.001498
0.742974
0.4595
X8TCAP
-0.005007
0.012610
-0.397064
0.6923
X9DICHOI
-0.007105
0.011198
-0.634535
0.5274
X10TVIEN
0.004078
0.001065
3.830504
0.0002
X11BTAP
0.000329
0.000187
1.759217
0.0820
X12INTERNET
-0.000122
0.000115
-1.059813
0.2921
R-squared
0.306388
Mean dependent var
7.131700
Adjusted R-squared
0.228454
S.D. dependent var
0.800701
S.E. of regression
0.703317
Akaike info criterion
2.237448
Sum squared resid
44.02426
Schwarz criterion
2.524016
Log likelihood
-100.8724
F-statistic
3.931378
Durbin-Watson stat
1.899872
Prob(F-statistic)
0.000187
Bảng 6: KIỂM ĐỊNH PHƯƠNG SAI SAI SỐ THAY ĐỔI (mô hình ban đầu )
1.Kiểm định White(crooss tesm)
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic
1.380916
Probability
0.153495
Obs*R-squared
72.52737
Probability
0.243755
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 10/14/09 Time: 21:08
Sample: 1 100
Included observations: 100
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
20.09267
22.96835
0.874798
0.3878
X2GTINH
299.7399
229.5336
1.305865
0.2004
X2GTINH*X3NYEU
0.060790
0.423533
0.143531
0.8867
X2GTINH*X4MIEN
-301.1895
231.3379
-1.301946
0.2017
X2GTINH*X5MIEN
-300.1314
231.4100
-1.296968
0.2034
X2GTINH*X6TUOI
0.089987
0.243064
0.370220
0.7135
X2GTINH*X7TNHAP
0.001715
0.008250
0.207864
0.8366
X2GTINH*X8TCAP
-0.079706
0.053526
-1.489120
0.1457
X2GTINH*X9DICHOI
0.025631
0.069201
0.370385
0.7134
X2GTINH*X10TVIEN
-0.000237
0.004715
-0.050155
0.9603
X2GTINH*X11BTAP
-0.002218
0.000868
-2.556367
0.0152
X2GTINH*X12INTERNET
0.000149
0.000687
0.217084
0.8294
X3NYEU
-8.377592
17.92755
-0.467303
0.6433
X3NYEU*X4MIEN
9.563327
16.97421
0.563403
0.5769
X3NYEU*X5MIEN
9.361218
17.02283
0.549921
0.5860
X3NYEU*X6TUOI
-0.048212
0.187429
-0.257230
0.7986
X3NYEU*X7TNHAP
0.013465
0.006094
2.209420
0.0340
X3NYEU*X8TCAP
-0.071241
0.042767
-1.665797
0.1049
X3NYEU*X9DICHOI
-0.032251
0.066499
-0.484989
0.6308
X3NYEU*X10TVIEN
0.002431
0.003860
0.629798
0.5330
X3NYEU*X11BTAP
7.60E-05
0.000925
0.082176
0.9350
X3NYEU*X12INTERNET
0.000757
0.000742
1.020166
0.3149
X4MIEN
-5.763697
8.673338
-0.664530
0.5108
X4MIEN*X6TUOI
14.59886
10.90645
1.338553
0.1896
X4MIEN*X7TNHAP
-0.005186
0.063910
-0.081150
0.9358
X4MIEN*X8TCAP
0.062501
0.534747
0.116879
0.9076
X4MIEN*X9DICHOI
1.263183
1.045388
1.208338
0.2353
X4MIEN*X10TVIEN
0.018797
0.038574
0.487297
0.6292
X4MIEN*X11BTAP
-0.001237
0.007512
-0.164628
0.8702
X4MIEN*X12INTERNET
-0.005496
0.005879
-0.934977
0.3564
X5MIEN*X6TUOI
14.23242
10.82079
1.315284
0.1972
X5MIEN*X7TNHAP
0.005357
0.062121
0.086239
0.9318
X5MIEN*X8TCAP
0.076113
0.535280
0.142193
0.8878
X5MIEN*X9DICHOI
1.141211
1.003546
1.137178
0.2634
X5MIEN*X10TVIEN
0.017634
0.037369
0.471886
0.6400
X5MIEN*X11BTAP
0.003016
0.007766
0.388296
0.7002
X5MIEN*X12INTERNET
-0.004530
0.005555
-0.815535
0.4204
X6TUOI
-16.28477
11.80160
-1.379878
0.1766
X6TUOI^2
0.051947
0.062958
0.825104
0.4151
X6TUOI*X7TNHAP
-6.28E-05
0.003164
-0.019846
0.9843
X6TUOI*X8TCAP
-0.004712
0.025616
-0.183949
0.8551
X6TUOI*X9DICHOI
-0.051347
0.054084
-0.949389
0.3491
X6TUOI*X10TVIEN
-0.000769
0.001756
-0.438063
0.6641
X6TUOI*X11BTAP
-0.000131
0.000386
-0.338130
0.7373
X6TUOI*X12INTERNET
0.000150
0.000280
0.536964
0.5948
X7TNHAP^2
-2.22E-05
3.99E-05
-0.555641
0.5821
X7TNHAP*X8TCAP
-0.000440
0.000460
-0.956141
0.3458
X7TNHAP*X9DICHOI
0.000938
0.000695
1.349965
0.1859
X7TNHAP*X10TVIEN
3.27E-05
4.96E-05
0.659673
0.5139
X7TNHAP*X11BTAP
-1.11E-05
1.17E-05
-0.946230
0.3507
X7TNHAP*X12INTERNET
2.07E-06
1.39E-05
0.149011
0.8824
X8TCAP^2
0.002416
0.002436
0.991822
0.3283
X8TCAP*X9DICHOI
-0.005601
0.006417
-0.872892
0.3888
X8TCAP*X10TVIEN
4.00E-05
0.000387
0.103401
0.9183
X8TCAP*X11BTAP
2.71E-05
8.18E-05
0.331304
0.7424
X8TCAP*X12INTERNET
8.98E-05
5.86E-05
1.533598
0.1344
X9DICHOI^2
-0.005054
0.002823
-1.790182
0.0823
X9DICHOI*X10TVIEN
-0.001409
0.000799
-1.763077
0.0869
X9DICHOI*X11BTAP
0.000323
0.000104
3.114288
0.0037
X9DICHOI*X12INTERNET
-4.13E-05
9.57E-05
-0.431706
0.6687
X10TVIEN^2
-1.65E-05
1.79E-05
-0.921499
0.3633
X10TVIEN*X11BTAP
7.25E-06
6.05E-06
1.198445
0.2390
X10TVIEN*X12INTERNET
3.99E-07
4.38E-06
0.091009
0.9280
X11BTAP^2
-2.33E-07
4.61E-07
-0.506119
0.6160
X11BTAP*X12INTERNET
3.27E-07
9.38E-07
0.349003
0.7292
X12INTERNET^2
4.78E-08
2.89E-07
0.165400
0.8696
R-squared
0.725274
Mean dependent var
0.433096
Adjusted R-squared
0.200062
S.D. dependent var
0.679185
S.E. of regression
0.607458
Akaike info criterion
2.082124
Sum squared resid
12.54619
Schwarz criterion
3.801537
Log likelihood
-38.10621
F-statistic
1.380916
Durbin-Watson stat
1.906877
Prob(F-statistic)
0.153495
2.Kiểm định White( No crooss tesm)
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic
1.130551
Probability
0.339591
Obs*R-squared
20.07887
Probability
0.328397
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 10/14/09 Time: 21:44
Sample: 1 100
Included observations: 100
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
0.768194
14.31508
0.053663
0.9573
X2GTINH
-0.133847
0.161117
-0.830744
0.4086
X3NYEU
0.109288
0.150537
0.725990
0.4699
X4MIEN
0.753413
0.498026
1.512799
0.1342
X5MIEN
0.540078
0.464528
1.162639
0.2484
X6TUOI
0.006125
1.342928
0.004561
0.9964
X6TUOI^2
-0.002643
0.031218
-0.084647
0.9328
X7TNHAP
-0.010198
0.005081
-2.007060
0.0481
X7TNHAP^2
3.74E-05
1.67E-05
2.244181
0.0275
X8TCAP
0.033477
0.040036
0.836192
0.4055
X8TCAP^2
-0.000844
0.001149
-0.734602
0.4647
X9DICHOI
0.063900
0.035522
1.798884
0.0758
X9DICHOI^2
-0.002283
0.001192
-1.914356
0.0591
X10TVIEN
-0.001107
0.002792
-0.396567
0.6927
X10TVIEN^2
4.54E-07
1.13E-05
0.040225
0.9680
X11BTAP
-4.73E-05
0.000381
-0.123890
0.9017
X11BTAP^2
-4.49E-08
1.72E-07
-0.261383
0.7945
X12INTERNET
0.000342
0.000373
0.916352
0.3622
X12INTERNET^2
-3.94E-08
1.31E-07
-0.299814
0.7651
R-squared
0.200789
Mean dependent var
0.433096
Adjusted R-squared
0.023186
S.D. dependent var
0.679185
S.E. of regression
0.671265
Akaike info criterion
2.209974
Sum squared resid
36.49836
Schwarz criterion
2.704957
Log likelihood
-91.49871
F-statistic
1.130551
Durbin-Watson stat
2.084774
Prob(F-statistic)
0.339591
Bảng 7: Khắc phục Tự Tương Quan
Dependent Variable: YDTB
Method: Least Squares
Date: 10/16/09 Time: 10:29
Sample(adjusted): 2 100
Included observations: 99 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
-2.84E-13
1.32E-13
-2.160149
0.0340
X2GTINH
1.02E-14
1.12E-14
0.907125
0.3672
X3NYEU
-3.67E-15
1.04E-14
-0.351998
0.7258
X4MIEN
-9.14E-15
3.42E-14
-0.267662
0.7897
X5MIEN
-3.47E-14
3.16E-14
-1.098907
0.2753
X6TUOI
1.38E-14
4.32E-15
3.191897
0.0021
X7TNHAP
-1.10E-16
1.04E-16
-1.059084
0.2930
X8TCAP
-1.20E-16
9.41E-16
-0.127837
0.8986
X9DICHOI
3.95E-16
7.55E-16
0.522691
0.6027
X10TVIEN
-2.53E-16
8.18E-17
-3.096573
0.0028
X11BTAP
-1.77E-17
1.33E-17
-1.329983
0.1876
X12INTERNET
1.03E-18
8.07E-18
0.128153
0.8984
X2GTINH(-1)
1.30E-14
1.10E-14
1.183086
0.2405
X3NYEU(-1)
-2.64E-15
1.04E-14
-0.254782
0.7996
X4MIEN(-1)
4.95E-14
3.50E-14
1.415845
0.1610
X5MIEN(-1)
1.71E-14
3.20E-14
0.535229
0.5941
X6TUOI(-1)
-1.69E-14
4.25E-15
-3.971828
0.0002
X7TNHAP(-1)
3.52E-17
1.05E-16
0.334838
0.7387
X8TCAP(-1)
-4.24E-16
9.67E-16
-0.438134
0.6625
X9DICHOI(-1)
-6.02E-16
7.55E-16
-0.798181
0.4273
X10TVIEN(-1)
-4.44E-17
7.05E-17
-0.630419
0.5303
X11BTAP(-1)
1.20E-17
1.29E-17
0.929983
0.3554
X12INTERNET(-1)
-1.50E-18
7.71E-18
-0.195215
0.8458
YDTB
1.000000
7.15E-15
1.40E+14
0.0000
R-squared
1.000000
Mean dependent var
7.122929
Adjusted R-squared
1.000000
S.D. dependent var
0.799933
S.E. of regression
4.46E-14
Sum squared resid
1.49E-25
F-statistic
1.37E+27
Durbin-Watson stat
1.976903
Prob(F-statistic)
0.000000
Bảng 8: Mô hình hồi quy sau khi đã loại bỏ biến X4MIEN và X8TCAP
Dependent Variable: YDTB
Method: Least Squares
Date: 10/18/09 Time: 15:49
Sample: 1 100
Included observations: 100
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
8.247989
1.251362
6.591207
0.0000
X2GTINH
-0.226166
0.155930
-1.450435
0.1504
X3NYEU
-0.125399
0.149215
-0.840395
0.4029
X5MIEN
0.514231
0.194176
2.648279
0.0096
X6TUOI
-0.084589
0.061460
-1.376325
0.1721
X7TNHAP
0.000861
0.001319
0.652602
0.5157
X9DICHOI
-0.005147
0.011023
-0.466917
0.6417
X10TVIEN
0.004071
0.001045
3.893787
0.0002
X11BTAP
0.000362
0.000182
1.988240
0.0498
X12INTERNET
-0.000110
0.000113
-0.968046
0.3356
R-squared
0.317573
Mean dependent var
7.131700
Adjusted R-squared
0.249330
S.D. dependent var
0.800701
S.E. of regression
0.693737
Akaike info criterion
2.201190
Sum squared resid
43.31433
Schwarz criterion
2.461707
Log likelihood
-100.0595
F-statistic
4.653581
Durbin-Watson stat
1.896929
Prob(F-statistic)
0.000045
Bảng 9: Kiểm định White (cross terms)
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic
1.231626
Probability
0.234361
Obs*R-squared
56.68376
Probability
0.271391
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 10/18/09 Time: 15:44
Sample: 1 100
Included observations: 100
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
1.093216
20.41034
0.053562
0.9575
X2GTINH
-0.139074
4.302028
-0.032328
0.9743
X2GTINH*X3NYEU
-0.253690
0.384768
-0.659334
0.5128
X2GTINH*X5MIEN
0.497766
0.689378
0.722051
0.4738
X2GTINH*X6TUOI
0.009837
0.212330
0.046330
0.9632
X2GTINH*X7TNHAP
-0.003544
0.006191
-0.572398
0.5697
X2GTINH*X9DICHOI
-0.036285
0.043958
-0.825440
0.4132
X2GTINH*X10TVIEN
-0.000218
0.004236
-0.051392
0.9592
X2GTINH*X11BTAP
-0.001091
0.000744
-1.465116
0.1494
X2GTINH*X12INTERNET
0.000220
0.000593
0.370278
0.7128
X3NYEU
-2.900778
3.449151
-0.841012
0.4045
X3NYEU*X5MIEN
0.765970
0.539839
1.418885
0.1624
X3NYEU*X6TUOI
0.091957
0.172044
0.534499
0.5955
X3NYEU*X7TNHAP
0.005137
0.004058
1.265891
0.2117
X3NYEU*X9DICHOI
0.030523
0.044009
0.693554
0.4913
X3NYEU*X10TVIEN
-0.000556
0.003326
-0.167076
0.8680
X3NYEU*X11BTAP
0.000233
0.000876
0.265870
0.7915
X3NYEU*X12INTERNET
0.000465
0.000670
0.695022
0.4904
X5MIEN
5.612715
6.201995
0.904985
0.3700
X5MIEN*X6TUOI
-0.340767
0.316808
-1.075624
0.2875
X5MIEN*X7TNHAP
0.009953
0.010486
0.949159
0.3473
X5MIEN*X9DICHOI
-0.061983
0.043179
-1.435473
0.1576
X5MIEN*X10TVIEN
0.003868
0.003644
1.061330
0.2939
X5MIEN*X11BTAP
0.001043
0.001026
1.016609
0.3144
X5MIEN*X12INTERNET
0.000150
0.000617
0.243354
0.8088
X6TUOI
-0.216441
2.028573
-0.106696
0.9155
X6TUOI^2
0.011849
0.052652
0.225038
0.8229
X6TUOI*X7TNHAP
0.002184
0.002698
0.809414
0.4223
X6TUOI*X9DICHOI
-0.062418
0.037027
-1.685743
0.0983
X6TUOI*X10TVIEN
0.000950
0.001565
0.606793
0.5468
X6TUOI*X11BTAP
-0.000233
0.000377
-0.617848
0.5396
X6TUOI*X12INTERNET
0.000144
0.000254
0.565739
0.5742
X7TNHAP
-0.059934
0.053259
-1.125344
0.2660
X7TNHAP^2
-1.27E-05
3.47E-05
-0.367064
0.7152
X7TNHAP*X9DICHOI
0.000682
0.000525
1.299074
0.2001
X7TNHAP*X10TVIEN
4.21E-05
3.18E-05
1.320737
0.1929
X7TNHAP*X11BTAP
-1.68E-06
9.05E-06
-0.185192
0.8539
X7TNHAP*X12INTERNET
2.69E-06
8.59E-06
0.313526
0.7552
X9DICHOI
1.340058
0.736122
1.820430
0.0749
X9DICHOI^2
-0.004225
0.002004
-2.107773
0.0403
X9DICHOI*X10TVIEN
-0.000541
0.000697
-0.777050
0.4409
X9DICHOI*X11BTAP
0.000245
9.04E-05
2.707978
0.0094
X9DICHOI*X12INTERNET
-5.57E-06
6.73E-05
-0.082728
0.9344
X10TVIEN
-0.024918
0.033671
-0.740041
0.4629
X10TVIEN^2
-1.07E-06
1.68E-05
-0.063978
0.9493
X10TVIEN*X11BTAP
4.09E-06
4.72E-06
0.866046
0.3908
X10TVIEN*X12INTERNET
-1.63E-06
4.04E-06
-0.402884
0.6888
X11BTAP
0.003906
0.007234
0.539950
0.5917
X11BTAP^2
-8.47E-08
4.35E-07
-0.194685
0.8465
X11BTAP*X12INTERNET
-4.93E-07
7.05E-07
-0.698504
0.4882
X12INTERNET
-0.003036
0.005535
-0.548441
0.5859
X12INTERNET^2
2.13E-08
2.71E-07
0.078598
0.9377
R-squared
0.566838
Mean dependent var
0.433143
Adjusted R-squared
0.106602
S.D. dependent var
0.678504
S.E. of regression
0.641320
Akaike info criterion
2.255453
Sum squared resid
19.74197
Schwarz criterion
3.610142
Log likelihood
-60.77267
F-statistic
1.231626
Durbin-Watson stat
2.063305
Prob(F-statistic)
0.234361
DANH SÁCH THÀNH VIÊN NHÓM CEO
TRẦN HỒNG NHUNG
TRẦN THỊ BÍCH THUẬN
VÕ CÔNG BẢY
LÊ ĐÌNH TRUNG
NGUYỄN HỮU TÀI
NGUYỄN HUỲNH KHÁNH PHƯƠNG
(Số điện thoại liên hệ: 0935.02.12.89)
NHẬN XÉT CỦA GIẢNG VIÊN HƯỚNG DẪN
Các file đính kèm theo tài liệu này:
- tieu_luan_kinh_te_luong_6522.doc