KINH tế LƯỢNG edit ĐH VĂN HIẾN

KINH TẾ LƯỢNG
GVHD : Tô Thị Kim Hồng
NHÓM 9
Lý Mỹ Nhàn 151A030689
Nguyễn Ngọc Hoàng Anh 165A030037
Trần Thị Thúy 155A030011
Trần Ngọc Mỹ Trân 163A030055
Nguyễn Thị Ngọc Trâm 165A030040
Nguyễn Thị Hoa 151A031278
Nguyễn Phúc Tiến 141A030050


Kiểm định hàm hồi quy với biến
gia
Khi kiểm định có tất cả 3 giả thuyết được đặt ra:
TH1: Kiểm định 2 phía (thường được sử dụng)

H0: β1=0

H1: β1≠0
TH2: Kiểm định bên phải

H0: β1=0

H0: β1>0
TH3: Kiểm định bên trái

H0: β1=0

H0: β1<0

Đối với mô hình HQ có 1 biến định lượng
và 2 biến gia:
Yi = β0^ + β1^Xi + β2^Di+ ui
Đặt giả thuyết 1:
H0: β1=0
H1: β1≠0
Nếu giá trị t của β1^=0 thì chấp nhận giả thuyết H0 ở mức
độ tin cậy α.
Nếu giá trị t của β1^≠0 thì bác bỏ giả thuyết H0 ở mức độ
tin cậy α.
Đặt giả thuyết 2:
H0: β2=0
H1: β2≠0
Nếu giá trị t của β2^=0 thì chấp nhận giả thuyết H0 ở mức
độ tin cậy α.
Nếu giá trị t của β2^≠0 thì bác bỏ giả thuyết H0 ở mức độ
tin cậy α.


Đối với mô hình HQ có 1 biến định lượng và 1
biến giả nhiều hơn 2 thuộc tính:













Yi = β0^ + β1^Xi + β2^D1i + β3^D2i + ui

Đặt giả thuyết 1: H0: β2=0
H1: β2≠0
Nếu giá trị t của β2^=0 thì chấp nhận giả thuyết H0 ở mức độ tin cậy α.
Nếu giá trị t của β2^<2 thì chưa thể bác bỏ giả thuyết H0 ở mức độ tin
cậy α.
Nếu giá trị t của β2^>2 thì bác bỏ giả thuyết H0 ở mức độ tin cậy α.

Đặt giả thuyết 2: H0: β3=0
H1: β3≠0
Nếu giá trị t của β3^=0 thì chấp nhận giả thuyết H0 ở mức độ tin cậy α.
Nếu giá trị t của β3^<2 thì chưa thể bác bỏ giả thuyết H0 ở mức độ tin
cậy α.
Nếu giá trị t của β3^>2 thì bác bỏ giả thuyết H0 ở mức độ tin cậy α.


Đặt gia thuyết 3:

H0: β2= β3=0
H1: β2≠0 hoặc

β3≠0
Sử dụng kiểm định Wald với các hệ số đã biết
như: k, m, RSSR, RSSUR để tính giá trị F theo
công thức

Và Fc (k ; n-2k ; α)
Nếu Fđộ tin cậy α.
Nếu F>Fc thì bác bỏ giả thuyết H0 ở mức độ tin
cậy α.


Kiểm định CHOW
Với 2 mô hình đã cho:


Y = α1 + β1X + e1



Y = α2 + β2X + e2

Ta sẽ tiến hành các bước kiểm định như sau:















o
o

B1: Đặt giả thuyết:

H0: α1= α2 , β1=β2
H0: α1≠α2 , β1≠β2

B2: RSS=RSSR
B3: Chia n quan sát ra làm 2 phần n1 và n2 (n1 và n2 có thể không
bằng nhau)
B4: Hồi qui n1 quan sát để có RSS1
B5: Hồi qui n2 quan sát để có RSS2
B6: Tính RSSUR = RSS1 + RSS2
B7: Tính F* bằng công thức
Và Fc (k ; n-2k ; α)
B8: So sánh F* và F
Nếu F*>F thì bác bỏ giả thuyết H0 ở mức độ tin cậy α.
Nếu F*

NHÓM 9


CHÚC CÁC BẠN CÓ BUỔI SÁNG VUI VẺ



CẢM ƠN CÔ VÀ CÁC BẠN ĐÃ LẮNG NGHE