Tiểu Luận Nhóm Kinh Tế Lượng Nghiên Cứu Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Điểm Trung Bình Học Tập Của Sinh Viên Đại Học Duy Tân
Bạn đang xem bản rút gọn của tài liệu. Xem và tải ngay bản đầy đủ của tài liệu tại đây (299.16 KB, 36 trang )
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
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 2
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 3
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
*** 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
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 4
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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
o β2 âm: Điểm trung bình của Nữ hơn Nam
o β3 âm: Điểm trung bình của sinh viên chưa có người yêu cao hơn sinh viên có người yêu.
o β4 dương: Điểm trung bình của sinh viên ở miền Bắc cao hơn so với sinh viên không ở
miền Bắc.
o β5 dương: Điểm trung bình của sinh viên ở miền Trung cao hơn so với sinh viên không ở
miền Trung.
o β6 âm: Khi tuổi tăng lên thì điểm trung bình giảm xuống.
o β7 dương: Khi thu nhập của ba mẹ tăng thì điểm trung bình tăng.
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 5
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
o β8 dương: Khi trợ cấp tiền ăn hàng tháng tăng thì điểm trung bình tăng.
o β9 âm: Khi số tiền chi trả cho việc đi chơi tăng thì điểm trung bình giảm.
o β10 dương: Khi số lần lên thư viện tăng thì điểm trung bình tăng.
o β11 dương: Khi số giờ làm bài tập ở nhà tăng thì điểm trung bình tăng.
o 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
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 6
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
+ 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= β1 + β 2 X2i+ β 3 X3i+ β 4 X4i+ β 5 X5i+ β 6 X6i+ β 7 X7i+ β 8 X8i+ β 9 X9i+ β10 X10i+ β11 X11i+ β12 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:
∧
o Đối với β1 = 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
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 7
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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.
∧
o Đối với β 2 = - 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.
∧
o Đối với β3 = - 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.
∧
o Đối với β 4 = 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.
∧
o Đối với β 5 = 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.
∧
o Đối với β 6 = - 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.
∧
o Đối với β 7 = 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.
∧
o Đối với β 8 = 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.
∧
o Đối với β 9 = –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.
∧
o Đối với β10 = 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.
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 8
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
∧
o Đối với β11 = 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.
∧
o Đối với β12 = –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:
o P_value (X4MIEN) = 0,9227 lớn hơn rất nhiều so với α = 0,05. Tức là biến
X4MIEN không ảnh hưởng đến YDTB. Do vậy ta có thể loại bỏ biến này ra khỏi
mô hình.
o P_value (X8TCAP) = 0,9884 lớn hơn rất nhiều so với α = 0,05. Tức là biến
X8TCAP không ảnh hưởng đến YDTB. Do vậy ta có thể loại bỏ biến này ra khỏi
mô hình.
o Các biến còn lại có P_value hơi lớn hơn α = 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:
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 9
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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 :
H 0 : β 7 ≥ 0
H1 : β 7 < 0
Tiêu chuẩn kiểm định :
β 7 − β 7∗ 0,000855 - 0
=
t=
= 0,566600
0,001509
se( β 7 )
t 0, 05 (100 − 12) = t 0,05 (88) = 1,662354
t < - t 0, 05 (88)
Miền bác bỏ H0 :
Vì
t = 0,566600 > - t 0,05 (88) = -1,662354
Chấp nhận H 0 → Ý kiến trên là có cở sở
2. Trợ cấp hàng tháng tăng thì điểm trung bình không tăng
Kiểm định giả thiết
Nhóm CEO – K13QTH1
H 0 : β8 ≤ 0
H1 : β8 > 0
Trang 10
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
0,000193
β8 − β8∗
=
t=
= 0,014513
se( β8 )
0,013298
Tiêu chuẩn kiểm định :
t 0, 05 (100 − 12) = t 0,05 (88) = 1,662354
Miền bác bỏ H0:
Mà
t>
t0,05 (88)
t = 0.014513 <
t0,05 (88)
= 1,662354
Chấp nhận H 0 → 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
H 0 : β 9 ≤ 0
H1 : β 9 > 0
∧
Tiêu chuẩn kiểm định :
t=
β 9 − β 9∗
∧
Se( β 9 )
=
- 0,005045
= -0,446499
0,011299
t 0, 05 (100 − 12) = t 0,05 (88) = 1,662354
Miền bác bỏ H0:
t > t0,05 (88)
Mà
t = - 0,446499 <
t0,05 (88)
= 1,662354
Chấp nhận H 0 → 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 :
Nhóm CEO – K13QTH1
H 0 : β 10 = 0
H 1 : β10 ≠ 0
β10 − β10∗
0,004062
t=
=
= 3,824859
0,001062
se( β 10 )
Trang 11
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
tα 2 (100 − 12) = t 0,025 (88) = 1,987289
Vì
t0,025 (88)
t >
Miền bác bỏ H0 :
t = 3,824859 > tα 2 (88) = t 0,025 (88) = 1,987289
Bác bỏ H 0 → Ý kiến trên là không có cở sở
5. Số giờ làm bài tập ở nhà tăng thì điểm trung bình không tăng
H 0 : β11 ≤ 0
H 1 : β11 > 0
Kiểm định giả thiết
∧
t=
Tiêu chuẩn kiểm định :
β11 − β11∗
∧
Se( β 11 )
=
0,000365
= 1,931217
0,000189
t 0, 05 (100 − 12) = t 0,05 (88) = 1,662354
Miền bác bỏ H0:
Mà
t>
t0,05 (88)
t0,05 (88)
t = 1,931217 >
= 1,662354
Bác bỏ H 0 → Ý kiến trên là không có cở sở
6. Số giờ truy cập internet giảm thì điểm trung bình tăng
Kiểm định giả thiết:
H 0 : β12 ≥ 0
H 1 : β12 < 0
Ta đi kiểm định H1
∧
Tiêu chuẩn kiểm định :
t=
β12 − β12∗
∧
Se( β 12 )
=
- 0,000108
= - 0,939130
0,000115
- t 0, 05 (100 − 12) = −t 0, 05 (88) = - 1,662354
Miền bác bỏ H0 :
Nhóm CEO – K13QTH1
t<−
)
t 0(17
, 05
Trang 12
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
t = - 0,939130 > - t 0, 05 (88) = - 1,662354
Vì
Chấp nhận H 0 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=
R2 =
0,317647 = 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 :
H 0 : R 2 = 0
2
H1 : R > 0
( H 0 : Mô hình không phù hợp ; H 1 : Mô hình phù hợp )
Tiêu chuẩn kiểm định:
R2
0,317647
11
F = k − 12 =
= 3,724137
1
−
0
,
317647
1− R
100 - 12
n−k
F α ( k – 1; n - k) = F0.05(11;88) = 1,899171
Miền bác bỏ H0 :
F > F α ( k – 1; n - k)
→ Bác bỏ H 0 , tức là mô hình hồi quy là phù hợp
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 13
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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:
8
Yi= α 1+ α 2X2i+ α 3X3i+ α 4X4i+ α 5X5i+ α 6X6i+ α 7X7i+ α
X8i+ α 9X9i+ α 10X10i+ α 11X11i+ α 12X12i+Vi
Hồi qui mô hình hồi quy phụ ( Xem bảng 3 phần phụ lục)
→ R12 = 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.
o 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
o Hồi quy lại mô hình trong đó loại bỏ biến X5MIEN: (Xem bảng 5 phần Phụ lục)
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 14
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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 R 2loạiX4MIEN >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 > α = 0,05
⇒ 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 < χ2(0.05,18) =28,8693 ⇒ Không có cơ sở để bác bỏ H0 , nghĩa là không có tồn
tại phương sai sai số thay đổi.
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 15
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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
d
dU
d L ≤ d < dU
=> theo quy tắc kiểm định thì ta bác bỏ H0
⇒ Mô hình có tự tương quan dương
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 = ρUi-1 + εi (*)
Với εi 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)
1)
+β11X11(i-
+β12X12(i-1) + U(i-1) (2)
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 16
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
Nhân 2 vế của (2) với ρ, ta được:
ρYi-1= ρβ1+ρβ2X2(i-1)+ρβ3X3(i-1)+ρβ4X4(i-1)+ρβ5X5(i-1)+ρβ6X6(i-1)+ρβ7X7(i-1)+ρβ8X8(i-1)+ρβ9X9(i-1)
+ρβ10X10(i-1)+ρβ11X11(i-1)+ρβ12X12(i-1)+ρU(i-1) (3)
Lấy (1) – (3), ta được:
Yi=β1(1-ρ) +β2X2i+β3X3i+β4X4i+β5X5i+β6X6i+β7X7i+β8X8i+β9X9i+β10X10i+β11X11i+β12X12i
−ρβ2X2(i-1) −ρβ3X3(i-1) −ρβ4X4(i-1) −ρβ5X5(i-1) −ρβ6X6(i-1) −ρβ7X7(i-1) −ρβ8X8(i-1) −ρβ9X9(i-1)
−ρβ10X10(i-1) −ρβ11X11(i-1) −ρβ12X12(i-1) + ρYi-1+ ε i (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 ρ cần tìm. Dựa vào bảng 7 phần Phụ Lục ta có được ρ = 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+ ε i ;với εi = 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 > α = 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.
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 17
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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 > α = 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.
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 18
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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
0.234361
Probability
Obs*R-squared
56.68376
0.271391
Probability
Giả sử Ho : Phương sai của sai số không đổi.
Sử dụng kiểm định White: Ta thấy trên bảng giá trị Probability = 0,271391 > α = 0,05
⇒ 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
d
4 - dU
dU < d < 4 - d U
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 19
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
=> theo quy tắc kiểm định thì không bác bỏ H0
⇒ Mô hình không có tự tương quan dương hoặc âm.
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 20
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
PHẦN 5: KẾT LUẬN
Từ những kiểm định trên ta rút ra các kết luận sau:
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.
9. 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.
10. Mô hình không tồn tại phương sai sai số thay đổi.
11. Mô hình có tự tương quan dương.
12. Có thể loại bỏ biến X4MIEN và X8TCAP ra khỏi mô hình.
13. 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.
⇒ 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
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 21
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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
Nhóm CEO – K13QTH1
Trang 22
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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
F-statistic
3.724134
Prob(F-statistic)
0.000223
Log likelihood
Durbin-Watson stat
-100.0541
1.896469
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
1.759964
0.0818
Nhóm CEO – K13QTH1
0.269655
Trang 23
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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
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
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
Nhóm CEO – K13QTH1
1.266019
0.204299
Mean dependent var
7.131700
Trang 24
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng
GVHD: Nguyễn Quang Cường
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
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
0.742974
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
Nhóm CEO – K13QTH1
1.250735
0.001498
Trang 25
