XÂY DỰNG mô HÌNH về tài KHOẢN sổ TIẾT KIỆM

BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG HÀ NỘI
KHOA KINH TẾ QUỐC TẾ
**********

BÀI TẬP THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG

Nhóm sinh viên thực hiện: Nhóm 14
1.
2.
3.
4.

Đỗ Thị Thu Hương
Vũ Thị Thu Thủy
Nguyễn Thu Trang
Trần Thu Trang

: 1213320066
: 1213320166
:1213320181
:1213320188

Giảng viên hướng dẫn: Th.s Thái Long
Lớp tín chỉ: KTE309.5

Hà nội, tháng 4 năm 2014
1

BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

Mục lục
Mục lục......................................................................................................................................................................2
BÀI 1:.........................................................................................................................................................................3
XÂY DỰNG MÔ HÌNH VỀ TÀI KHOẢN SỔ TIẾT KIỆM.................................................................................................3
TRONG HIỆP HỘI TIẾT KIỆM VÀ CHO VAY Ở MỸ......................................................................................................3
KẾT LUẬN.............................................................................................................................................................10
BÀI 2:.......................................................................................................................................................................11
XÂY DỰNG MÔ HÌNH VỀ CẦU VỀ THỊT LỢN TẠI MỸ...............................................................................................11

2


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

BÀI 1:
XÂY DỰNG MÔ HÌNH VỀ TÀI KHOẢN SỔ TIẾT KIỆM
TRONG HIỆP HỘI TIẾT KIỆM VÀ CHO VAY Ở MỸ

 Trong bài 1, các biến cho sẵn là:
QDPASSt = tổng số tiền gửi tại các tài khoản sổ tiết kiệm trong S & Ls ở Mỹ trong quý t
( hàng triệu đô la danh nghĩa)
QYDUSt = thu nhập sau thuế ở Mỹ trong quý t ( hàng triệu đô la danh nghĩa)
QYPERMt = thu nhập cố định ở Mỹ trong quý t ( hàng triệu đô la danh nghĩa) ( biến này
được hình thành bằng cách lấy sự suy giảm trong mức thu nhập sau thuế trung bình trong 4
quý của những quý trước. )
QRDPASSt = tỷ lệ lợi nhuận trung bình ( trong điểm phần trăm) trên tài khoản sổ tiết kiệm
trong S & Ls trong quý t .
QRTB3Yt = lãi suất ba tháng tín phiếu kho bạc trong quý t

SPREADt = QRDPASSt - QRTB3Yt
MMCDUMt = một biến giả bằng không trước quý 3 năm 1978 khi chứng chỉ thị trường tiền
tệ được hợp pháp hóa và bằng 1 tương đương với thời gian sau đó
EXPINFt = tỷ lệ phần trăm lạm phát dự kiến trong quý t (tương đương với tỷ lệ lạm phát của
quý trước )
BRANCHt = số lượng chi nhánh S & L hoạt động tại Mỹ trong quý t
1. Nội dung kinh tế của các biến là:
QDPASS đo lường tổng số tiền hiện tại trong các sổ tiết kiệm ở S & L, Mỹ.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, thu nhập sau thuế ở mỹ QYDUS tăng thì
QDPASS có xu hướng tăng, vì những người có thu nhập sau thuế càng tăng thì có xu hướng
trích ra các khoản tiền để gửi tiết kiệm nhiều hơn.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, QYPERM tăng thì QDPASS có xu hướng
tăng. Vì QYPERM được tính bằng sự suy giảm trong mức thu nhập sau thuế trung bình của 4
quý trước nên QYPERM và QYDUS có mối quan hệ với nhau.
3


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, lãi suất trung bình đối với các tài khoản sổ
tiết kiệm QRDPASS tăng thì tổng số tiền gửi QYPASS có xu hướng tăng, vì tỷ lệ lợi nhuận
trên số tiền gửi tăng
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, lãi suất tín phiếu kho bạc 3 tháng ở Mỹ
QRTB3Y tăng thì QYPASS có xu hướng giảm. vì Tín phiếu kho bạc ở Mỹ có độ tin cậy, mức
an toàn cao nên khi lãi suất tăng thì xu hướng người gửi tiết kiệm sẽ chuyển sang mua tín
phiếu kho bạc.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, sự chênh lệch giữa 2 biến lãi suất
SPREAD tăng thì QYPASS tăng.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi lạm phát dự kiến EXPINF tăng thì
QYPASS giảm. Vì lạm phát tăng trong khi lãi suất không đổi sẽ khiến cho người gửi tiết kiệm

chuyển sang các kênh đầu tư khác an toàn hơn để bảo toàn vốn như vàng, ngoại tệ, bất động
sản…Những loại tài sản thường sẽ tăng giá tương ứng hoặc cao hơn lạm phát.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, số lương chi nhánh BRANCH tăng thì
QYPASS tăng, vì khi số lương chi nhánh lớn, việc gửi tiền thuận lợi hơn thì số tiền gửi tiết
kiệm có xu hướng tăng.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, MMCDUM là khoản chênh lệch về việc
hợp pháp hóa chứng chỉ tiền tệ thị trường sau quý 3 năm 1938 so với cơ sở gốc là việc hợp
pháp hóa trước quý 3 năm 1938.
2. Chọn lựa các biến đưa vào mô hình
QDPASSt, QYDUSt, SPREADt, MMCDUMt
QYPASS là tổng số tiền gửi trong các khoản tiết kiệm có liên quan đến thu nhập.
Có 2 biến giải thích về thu nhập là QYDUS và QYPERM, nhưng QYPERM được tính
bằng sự suy giảm trong mức thu nhập sau thuế trung bình của 4 quý trước nên QYPERM và
QYDUS có mối quan hệ với nhau. Do vậy chọn QYDUS là biến quan trọng hơn.
Chọn biến SPREAD thay vì 2 biến lãi suất QRDPASS, QRTB3Y vì 2 biến này có mối
quan hệ tương tác với nhau. Dùng biến SPREAD để tránh được đa cộng tuyến đó. Và khi gửi
tiết kiệm, người gửi cũng thường sẽ xem xét độ chênh lệch giữa 2 lãi suất để đưa ra quyết
định đầu tư.
Chọn thêm biến giả định tính MMCDUM để giải thích rõ hơn QYPASS.

4


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

Phương trình bao gồm QDPASS là biến phụ thuộc , QYDUS là một trong những biến giải
thích, và SPREAD là biến giải thích. Sau đó cho thêm biến giả MMCDUM vào phương trình.
Chạy stata thu được kết quả:
. reg qdpass qydus spread mmcdum
Source

SS

df

MS

Model
Residual

1.4438e+10
1.0158e+09

3
36

4.8125e+09
28215630.3

Total

1.5453e+10

39

396239615

qdpass

Coef.

qydus
spread
mmcdum
_cons

82.57275
2794.129
-20643.49
29864.83

Std. Err.
3.968033
618.698
3945.487
4064.032

t
20.81
4.52
-5.23
7.35

Number of obs
F( 3,
36)
Prob > F
R-squared
Adj R-squared
Root MSE

P>|t|
0.000
0.000
0.000
0.000

=
=
=
=
=
=

40
170.56
0.0000
0.9343
0.9288
5311.8

[95% Conf. Interval]
74.5252
1539.352
-28645.31
21622.59

90.62029
4048.907
-12641.67

38107.07

3. Đánh giá ý nghĩa kinh tế mô hình:
QDPASSt=29864.83 + 82.573 QYDUSt + 2794.129 SPREADt – 20643.49 MMCDUMt + ut
Khi thu nhập sau thuế ở Mỹ tăng 1 đơn vị thì tổng số tiền gửi tại các tài khoản sổ tiết kiệm
trong S & Ls ở Mỹ tăng trung bình 82.573 đơn vị, Trong điều kiện các nhân tố khác không
đổi
Khi sự chênh lệch giữa 2 biến lãi suất tăng 1 đơn vị thì tổng số tiền gửi các tài khoản sổ
tiết kiệm tăng trung bình 2794.129 đơn vị, Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi
Việc hợp pháp hóa chứng chỉ tiền tệ thị trường sau quý 3 năm 1938 nhỏ hơn một lượng
trung bình 20643.49 đơn vị so với trước quý 3 năm 1938 ở Mỹ, Trong điều kiện các nhân tố
khác không đổi
Như vậy, trong mô hình các hệ số có dấu phù hợp với lý thuyết và có ý nghĩa.
4.

Sự phù hợp của mô hình

5


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

. test qydus= spread= mmcdum=0
( 1) qydus - spread = 0
( 2) qydus - mmcdum = 0
( 3) qydus = 0
F( 3,
36) = 170.56
Prob > F =
0.0000

Ta có: Xét p-value = 0.0000

o

Mô hình phù hợp.
Các hệ số đều có ý nghĩa trong mô hình vì p-value đều nhỏ hơn
5.


Kiểm định xem xét các vi phạm giả định
Đa cộng tuyến:

. vif



Variable

VIF

1/VIF

mmcdum
qydus
spread

2.81
2.06
1.90

0.355401
0.486322
0.527286

Mean VIF

2.26

Phương sai sai số thay đổi:

6


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

. hettest
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity
Ho: Constant variance
Variables: fitted values of qdpass
chi2(1)
=
Prob > chi2 =

2.54
0.1109

Ta có: Xét p-value = 0.1109

o

PSSS không đổi


Phân phối chuẩn:

. swilk e
Shapiro-Wilk W test for normal data
Variable

Obs

e

40

W

V

z

0.95044

1.959

1.415

Ta có: Xét p-value = 0.07854



Prob>z
0.07854

o

Tự tương quan:

. dwstat
Durbin-Watson d-statistic(

Với n=40, k’=4, =0.05,

=1.285,

4,

40) =

.6812148

=1.821

7


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

d = 0.6812



= 1285

Bỏ sót biến:

. estat ovtest
Ramsey RESET test using powers of the fitted values of qdpass
Ho: model has no omitted variables
F(3, 33) =
0.48
Prob > F =
0.6974

Ta có: Xét p-value = 0.6974

o

, mô hình định dạng đúng.
 Dự doán: Không cần đổi biến nhưng xảy ra tự tương quan dương
6. Khắc phục tự tương quan:
Bước 1: chạy mô hình ban đầu, tính phần dư e
Bước 2: Chạy hồi quy

=

+ , ước lượng

. reg e e1,nocons

Source

SS

df

MS

Model
Residual

363740752
616161513

1
38

363740752
16214776.7

Total

979902264

39

25125699.1

e

Coef.

e1

.6865912

Std. Err.
.1449632

Bước 3: tạo các biến mới sử dụng ước lượng

t
4.74

Number of obs
F( 1,
38)
Prob > F
R-squared
Adj R-squared
Root MSE

=
=
=
=
=
=

39

22.43
0.0000
0.3712
0.3547
4026.8

P>|t|

[95% Conf. Interval]

0.000

.3931285

.9800538

và lấy độ trễ
8


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

Bước 4: chạy hồi quy ta được kết quả:
. reg qdpass1 qydus1 spread1 mmcdum
Source

SS

df

MS

Model
Residual

1.2845e+09
236100146

3
35

428181390
6745718.46

Total

1.5206e+09

38

40016955.7

qdpass1

Coef.

qydus1
spread1
mmcdum
_cons

82.40618
1892.878
-11830.37
9013.815

Std. Err.
6.020149
536.4773
1823.718
2035.641

Number of obs
F( 3,
35)
Prob > F
R-squared
Adj R-squared
Root MSE

t

P>|t|

13.69
3.53
-6.49
4.43

0.000

0.001
0.000
0.000

=
=
=
=
=
=

39
63.47
0.0000
0.8447
0.8314
2597.3

[95% Conf. Interval]
70.18463
803.7711
-15532.71
4881.245

94.62774
2981.985
-8128.025
13146.39

. bgodfrey

Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation
lags(p)
1

chi2

df

0.769

1

Prob > chi2
0.3806

H0: no serial correlation

Xét kiểm định bgodfrey:
p-value= 0.3806

không bác bỏ Ho

Mô hình không có tự tương quan.
Các hệ số đều có ý nghĩa. (p-value

)

Các hệ số ước lượng được vẫn không chệch
Suy diễn thống kê, kiểm định t, F đáng tin cậy.

9


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

KẾT LUẬN
 Mô hình tốt nhất là
QDPASSt=29864.83 + 82.573 QYDUSt + 2794.129 SPREADt – 20643.49 MMCDUMt + ut
 Ý nghĩa kinh tế:
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, Khi thu nhập sau thuế ở Mỹ QYDUS tăng 1
đơn vị thì tổng số tiền gửi tài khoản tiết kiệm QDPASS tăng trung bình 82.573 đơn vị.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, Khi chênh lệch giữa lãi suất của tài khoản
tiết kiệm và lãi suất 3 tháng tín phiếu kho bạc ở Mỹ SPREAD tăng 1 đơn vị thì tổng số tiền
gửi tài khoản tiết kiệm QDPASS tăng trung bình 2794.129 đơn vị.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, việc hợp pháp hóa chứng chỉ tiền tệ thị
trường sau quý 3 năm 1938 nhỏ hơn một lượng trung bình là 20643.49 đơn vị so với trước
quý 3 năm 1938 ở Mỹ.

10


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

BÀI 2:
XÂY DỰNG MÔ HÌNH VỀ CẦU VỀ THỊT LỢN TẠI MỸ

 Trong bài 2, các biến cho sẵn là:
CONPK t : lượng tiêu thụ thịt lợn/ người ở mỹ trong quý t
PRIPK t : giá 1 cân thịt lợn (dollars/100 pounds) trong quý t
PRIBF T : giá 1 cân thịt bò (dollars/100 pounds) trong quý t

YDUSPt : thu nhập sẵn có / người ở mỹ quý t
LYDUSPt : log của thu nhập
PROPKt : lượng thịt sản xuất ở mỹ quý t
D1t : biến giả (1- quý 1; 0- quý khác)
D2t biến giả (1- quý 2; 0- quý khác)
D3t biến giả (1- quý 3; 0- quý khác)
1. Giải thích ý nghĩa kinh tế:
- Khi giá 1 kg thịt lợn trong quý t tăng (PRIPKt ) thì lượng tiêu thụ thịt lợn/ người trong quý
t có xu hướng giảm (CONPKt ), trong điều kiện các nhân tố khác không đổi
- Khi giá 1 kg thịt bò trong quý tăng (PRIBFt ) thì lượng tiêu thụ thịt lợn/ người trong quý t
có xu hướng tăng (CONPKt ), trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, thịt bò và thịt lợn
là 2 hàng hóa thay thế.
- Khi thu nhập sẵn có/ người quý t tăng (YDUSPt ) thì lượng tiêu thu thịt lợn/ người trong
quý t có xu hướng tăng (CONPKt ), trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, nếu thịt lợn
là hàng hóa thông thường.
- Khi lượng thịt sản xuất quý t tăng (PROPKt ) thì lượng tiêu thụ thịt lợn/ người trong quý t
có xu hướng tăng (CONPKt ), trong điều kiện các nhân tố khác không đổi

11


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

2. Lựa chọn mô hình:
Vì trong khi lượng tiêu thụ tăng khiến sản xuất tăng nhưng ngược lại sản xuất có tác động ít
hơn lên lượng tiêu thụ. Nên bỏ biến PROPKt và thêm 3 biến giả D1, D2, D3  Regression
Run 6

. reg conpk pripk pribf ydusp d1 d2 d3
Source

SS

df

MS

Model
Residual

91.1853085
5.64669366

6
33

15.1975514
.171111929

Total

96.8320021

39

2.48287185

conpk

Coef.

pripk
pribf
ydusp
d1
d2
d3
_cons

-.0767559
.0415561
.2250244
-.9170877
-1.63396
-1.529973
16.99717

Std. Err.
.0057135
.0035486
.0799022
.1866971
.1891289
.1860527
.6276076

t
-13.43
11.71
2.82

-4.91
-8.64
-8.22
27.08

Number of obs
F( 6,
33)
Prob > F
R-squared
Adj R-squared
Root MSE

P>|t|
0.000
0.000
0.008
0.000
0.000
0.000
0.000

=
=
=
=
=
=

40

88.82
0.0000
0.9417
0.9311
.41366

[95% Conf. Interval]
-.0883801
.0343365
.0624621
-1.296926
-2.018746
-1.9085
15.7203

-.0651316
.0487757
.3875867
-.5372496
-1.249175
-1.151446
18.27405

 Ta có mô hình:
CONPKt = 16.997 – 0.077 PRIPKt + 0.042 PRIBFt + 0.225 YDUSPt – 0.917 D1 – 1.634 D2 –
1.529 D3 + ut
3. Đánh giá ý nghĩa kinh tế:
- Khi giá 1 kg thịt lợn trong quý t tăng 1$ (PRIPKt )  Lượng tiêu thụ thịt lợn/ người trong
quý t giảm trung bình 7.7 pounds (CONPKt ), trong điều kiện các nhân tố khác không đổi
- Khi giá 1 kg thịt bò trong quý t tăng 1$ (PRIBFt )  Lượng tiêu thụ thịt lợn/ người trong

quý t tăng trung bình 4.2 pounds (CONPKt ), ), trong điều kiện các nhân tố khác không đổi
- Khi thu nhập sẵn có/ người quý tăng 1$ (YDUSPt )  Lượng tiêu thu thịt lợn/ người trong
quý t tăng trung bình 22.5 pounds (CONPKt )), trong điều kiện các nhân tố khác không đổi
12


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

-Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, lượng tiêu thụ thịt lợn/ người ở Mỹ ở quý 1so
với quý 4 nhỏ hơn trung bình 0.917 đơn vị.
-Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, lượng tiêu thụ thịt lợn/ người ở Mỹ ở quý 2 so
với quý 4 nhỏ hơn trung bình 1.634 đơn vị.
-Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, lượng tiêu thụ thịt lợn/ người ở Mỹ ở quý 3 so
với quý 4 nhỏ hơn trung bình 1.529 đơn vị.

4. Mô hình có ý nghĩa hồi quy không?

. test pripk =pribf= ydusp=0
( 1)
( 2)
( 3)

pripk - pribf = 0
pripk - ydusp = 0
pripk = 0
F(

3,
33) =
Prob > F =

Có P-value – 0.0000 <

152.50
0.0000

0.05  Bác bỏ Ho  Mô hình phù hợp và có ý nghĩa hồi quy

5. Kiểm định xem xét vi phạm giả định:
 Xem xét vi phạm giả định : Đa cộng tuyến
. vif
Variable

VIF

1/VIF

ydusp
pribf
pripk
d2
d1
d3

5.55
4.78
2.49
1.57
1.53
1.52

0.180187
0.209230
0.401406
0.637828
0.654552
0.659094

Mean VIF

2.91

 Xem xét vi phạm giả định: Phương sai sai số thay đổi

13


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

P-value = 0.1396 > α = 0.05  không bác bỏ H0  PSSS không đổi.
 Xem xét vi phạm giả định: Phần dư phân phối chuẩn

P-value = 0.67769 > α = 0.05  không bác bỏ H0  e phân phối chuẩn
 Xem xét vi phạm giả định: Tự tương quan

Với mức ý nghĩa 5% có

và

 d < dL  Bác bỏ H0  Có tự tương quan dương

 Mô hình có bị bỏ sót biến không?
14


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

. estat ovtest
Ramsey RESET test using powers of the fitted values of conpk
Ho: model has no omitted variables
F(3, 30) =
0.27
Prob > F =
0.8491

P-value = 0.8491 > α = 0.05  Không bác bỏ H0  Không bị bỏ sót biến
 Mô hình định dạng đúng.
 Dự đoán: Không cần thay đổi biến nhưng có thể xảy ra tự tương quan hoặc phương sai sai
số thay đổi.

6. Khắc phục: Tự tương quan
- Bước 1: Chạy mô hình hồi quy ban đầu, tính phần dư e
-

Bước 2: chạy hồi quy et = p × et-1 + vt, ước lượng
. reg e e1,nocons
Source

SS

df

MS

Model
Residual

1.14575519
4.50070713

1
38

1.14575519
.118439661

Total

5.64646233

39

.144781085

e

Coef.

e1

.4559957

Std. Err.
.1466099

-

Bước 3: tạo các biến mới sử dụng ước lượng

-

Bước 4: chạy hồi quy ta được kết quả:

t
3.11

Number of obs
F( 1,
38)
Prob > F
R-squared
Adj R-squared
Root MSE

=
=
=
=
=
=

39
9.67
0.0035
0.2029
0.1819
.34415

P>|t|

[95% Conf. Interval]

0.004

.1591994

.752792

và lấy độ trễ

15


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5
. reg conpk1 pripk1 pribf1 ydusp1 d1 d2 d3
Source

SS

df

MS

Model
Residual

46.1349005
4.45700347

6
32

7.68915008
.139281359

Total

50.591904

38

1.33136589

conpk1

Coef.

pripk1
pribf1
ydusp1

d1
d2
d3
_cons

-.0795618
.0406804
.2427358
-1.63273
-1.917463
-1.467576
10.19256

Std. Err.
.0074758
.0052784
.1113219
.1735804
.1744119
.1706388
.4849281

Number of obs
F( 6,
32)
Prob > F
R-squared
Adj R-squared
Root MSE

t

P>|t|

-10.64
7.71
2.18
-9.41
-10.99
-8.60
21.02

0.000
0.000
0.037
0.000
0.000
0.000
0.000

=
=
=
=
=
=

39
55.21
0.0000

0.9119
0.8954
.3732

[95% Conf. Interval]
-.0947895
.0299287
.0159804
-1.986301
-2.272728
-1.815156
9.204793

-.0643341
.0514321
.4694911
-1.279158
-1.562198
-1.119996
11.18033

. bgodfrey
Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation
lags(p)
1

chi2
0.000

df

1

Prob > chi2
0.9893

H0: no serial correlation

P-value = 0.9893 > α = 0.05  không bác bỏ H0  không có tự tương quan.
Suy diễn thống kê, kiểm định t, F đáng tin cậy.

16


BÀI TẬP THỰC HÀNH GIỮA KỲ - KTE309.5

KẾT LUẬN

 Mô hình tốt nhất là
CONPKt = 16.997 – 0.077 PRIPKt + 0.042 PRIBFt + 0.225 YDUSPt – 0.917 D1 – 1.634
D2 – 1.529 D3 + ut
 Đánh giá ý nghĩa kinh tế
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, Khi giá 1 cân thịt lợn (dollars/100
pounds) ở Mỹ tăng 1 đơn vị thì lượng tiêu thụ thịt lợn/ người ở Mỹ giảm trung bình 0.077
đơn vị.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi ,Khi giá 1 cân thịt bò (dollars/100 pounds)
ở Mỹ tăng 1 đơn vị thì lượng tiêu thụ thịt lợn/ người ở Mỹ tăng trung bình 0.042 đơn vị.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, Khi thu nhập sẵn có / người ở Mỹ tăng 1
đơn vị thì lượng tiêu thụ thịt lợn/ người ở Mỹ tăng trung bình 0.225 đơn vị.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, lượng tiêu thụ thịt lợn/ người ở Mỹ ở quý
1so với quý 4 nhỏ hơn trung bình 0.917 đơn vị.

Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, lượng tiêu thụ thịt lợn/ người ở Mỹ ở quý
2 so với quý 4 nhỏ hơn trung bình 1.634 đơn vị.
Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, lượng tiêu thụ thịt lợn/ người ở Mỹ ở quý
3 so với quý 4 nhỏ hơn trung bình 1.529 đơn vị.

17