text:
Tập bài giảng môn kinh tế lượng - ThS. Hoàng Thị Hồng Vân
Chia sẻ: Nguyen Thanh Huu | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:65
lượt xem 652
download
Tập bài giảng môn kinh tế lượng - ThS. Hoàng Thị Hồng Vân
Thiết lập mô hình Mọi phân tích hệ thống kinh tế, xã hội, chính trị hoặc vật lý dựa trên một cấu trúc logic (gọi là mô hình), cấu trúc này mô tả hành vi của các phần tử trong hệ thống và là khung phân tích chính. Trong kinh tế học, cũng như trong các ngành khoa học khác, mô hình này được thiết lập dưới dạng phương trình....
Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!
Nội dung Text: Tập bài giảng môn kinh tế lượng - ThS. Hoàng Thị Hồng Vân
- Tập bài giảng môn kinh tế lượng
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Chương I NHẬP MÔN KINH TẾ LƯỢNG 1.1 KINH TẾ LƯỢNG LÀ GÌ? Diễn giải theo nghĩa đơn giản, kinh tế lượng (ECONOMETRICS) liên quan đến việc áp dụng các phương pháp thống kê trong kinh tế học. Tuy nhiên, trong thống kê kinh tế, các dữ liệu thống kê là chính yếu còn kinh tế lượng được là sự hợp nhất của lý thuyết kinh tế, công cụ toán học và các phương pháp luận thống kê. Mở rộng hơn, kinh tế lượng quan tâm đến : (1) Ước lượng các mối quan hệ kinh tế, (2) Đối chiếu lý thuyết kinh tế với thực tế và kiểm định các giả thuyết liên quan đến hành vi kinh tế, (3) Dự báo các hành vi của các biến số kinh tế. Sau đây là những ví dụ thực tế minh họa mỗi hoạt động này của kinh tế lượng : 1.1.1 Ước lượng các mối quan hệ kinh tế Kinh tế học thực nghiệm cung cấp rất nhiều ví dụ nhằm ước lượng các mối quan hệ kinh tế từ dữ liệu. Sau đây là một số các ví dụ : - Các nhà phân tích và các công ty thường quan tâm ước lượng cung/cầu của các sản phẩm, dịch vụ. - Một công ty thường quan tâm đến việc ước lượng ảnh hưởng của các mức độ quảng cáo khác nhau đến doanh thu và lợi nhuận. - Các nhà phân tích thị trường chứng khoán tìm cách liên hệ giá của cổ phiếu với các đặc trưng của công ty phát hành cổ phiếu đó, cũng như với tình hình chung của nền kinh tế. - Nhà nước muốn đánh giá tác động của các chính sách tiền tệ tài chính đến các biến quan trọng như thất nghiệp, thu nhập, xuất nhập khẩu, lãi suất, tỷ lệ lạm phát, và thâm hụt ngân sách ... 1.1.2 Kiểm định giả thuyết Một điểm tốt của kinh tế lượng là quan tâm đến việc kiểm định giả thuyết về các hành vi kinh tế. Ví dụ minh họa : - Các nhà phân tích thường quan tâm xem nhu cầu có co giãn theo giá và thu nhập hay không ? Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 1
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng - Các công ty cũng muốn xác định xem chiến dịch quảng cáo của mình có thực sự tác động làm tăng doanh thu hay không ? - Công ty muốn biết lợi nhuận tăng hay giảm theo qui mô hoạt động ? - Các công ty kinh doanh thuốc lá và các nhà nghiên cứu y khoa đều quan tâm đến các báo cáo phẫu thuật tổng quát về hút thuốc và ung thư phổi (và các bệnh về hô hấp khác) có dẫn đến việc giảm tiêu thụ thuốc lá đáng kể hay không ? - Các nhà kinh tế vĩ mô muốn đánh giá hiệu quả của các chính sách nhà nước. 1.1.3 Dự báo Khi các biến số được xác định và chúng ta đánh giá được tác động cụ thể của chúng đến chủ thể nghiên cứu, chúng ta có thể muốn sử dụng các mối quan hệ ước lượng để dự đoán các giá trị trong tương lai. Ví dụ minh hoạ : - Các công ty dự báo doanh thu, lợi nhuận, chi phí sản xuất … cần thiết. - Chính phủ dự đoán nhu cầu về năng lượng để có chiến lược đầu tư xây dựng hoặc các thỏa thuận mua năng lượng từ bên ngoài cần được ký kết. - Các công ty dự báo các chỉ số thị trường chứng khoán và giá cổ phiếu. - Chính phủ dự đoán những con số như thu nhập, chi tiêu, lạm phát, thất nghiệp, và thâm hụt ngân sách và thương mại. - Các địa phương dự báo định kỳ mức tăng trưởng của địa phương qua các mặt: dân số; việc làm; số nhà ở, tòa nhà thương mại và các xưởng công nghiệp; nhu cầu về trường học, đường xá, trạm cảnh sát, trạm cứu hỏa, và dịch vụ công cộng; …v.v Do ba bước tổng quát được xác định trong phần mở đầu của chương này thường căn cứ vào dữ liệu mẫu hơn là dựa vào dữ liệu điều tra của tổng thể, vì vậy trong những cuộc điều tra chuẩn này sẽ có yếu tố bất định: - Các mối quan hệ ước lượng không chính xác. - Các kết luận từ kiểm định giả thuyết hoặc là phạm vào sai lầm do chấp nhận một giả thuyết sai hoặc sai lầm do bác bỏ một giả thuyết đúng. - Các dự báo dựa vào các mối liên hệ ước lượng thường không chính xác. Để giảm mức độ bất định, một nhà kinh tế lượng sẽ luôn luôn ước lượng nhiều mối quan hệ khác nhau giữa các biến nghiên cứu. Sau đó, họ sẽ thực hiện một loạt các kiểm tra để xác định mối quan hệ nào mô tả hoặc dự đoán gần đúng nhất hành vi của biến số quan tâm. Tính bất định này khiến cho phương pháp thống kê trở nên rất quan trọng trong môn kinh tế lượng. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 2
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 1.2 PHƯƠNG PHÁP THỰC HIỆN MỘT NGHIÊN CỨU KINH TẾ LƯỢNG Để thực hiện một nghiên cứu thực nghiệm, một nhà nghiên cứu phải có những câu trả lời thỏa đáng cho các câu hỏi sau: (1) Mô hình có ý nghĩa kinh tế không? Cụ thể, mô hình có thể hiện mọi quan hệ tương thích ẩn trong quá trình phát dữ liệu hay không? (2) Dữ liệu có tin cậy không? (3) Phương pháp ước lượng sử dụng có phù hợp không? Có sai lệch trong các ước lượng tìm được không? (4) Các kết quả của mô hình so với các kết quả từ những mô hình khác như thế nào? (5) Kết quả thể hiện điều gì? Kết quả có như mong đợi dựa trên lý thuyết kinh tế hoặc cảm nhận trực giác không? Do dó, mặc dù có nhiều quan điểm khác nhau, nhưng nói chung đều chia một nghiên cứu kinh tế lượng thành các bước sau: LYÙ THUYEÁT KINH TEÁ, KINH NGHIEÄM, NGHIEÂN CÖÙU KHAÙC XAÙC ÑÒNH VAÁN ÑEÀ THIEÁT LAÄP MOÂ HÌNH ÖÔÙC LÖÔÏNG MOÂ HÌNH KIEÅM ÑÒNH GIAÛ THUYEÁT THIEÁT LAÄP LAÏI MOÂ HÌNH DIEÃN DÒCH KEÁT QUAÛ CAÙC QUYEÁT ÑÒNH VEÀ DÖÏ BAÙO CHÍNH SAÙCH Hình 1.1 : Các bước thực hiện một nghiên cứu kinh tế lượng Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 3
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 1.2.1 Xác định vấn đề nghiên cứu: Vấn đề nghiên cứu thường được xác định bởi yêu cầu của công việc và/hoặc do cấp trên của nhà nghiên cứu chỉ định. Ví dụ, một trong những nhiệm vụ chính của nhà phân tích trong bộ phận dự báo của ngành điện lực là ước lượng liên hệ giữa nhu cầu về điện và các yếu tố ảnh hưởng như thời tiết và tiêu thụ theo mùa, giá điện, thu nhập, loại máy móc gia dụng, đặc điểm địa lý, công nghiệp của nơi phục vụ …v.v. Mối liên hệ ước lượng sau đó sẽ được dùng để tính các giá trị dự báo lượng điện. Các giá trị dự báo này được ngành điện lực khu vực xem xét để quyết định cấu trúc giá mới như thế nào và có cần phải xây dựng thêm nhà máy năng lượng mới để đáp ứng nhu cầu người dân trong khu vực hay không. Trong ví dụ này, dễ dàng nêu ra vấn đề nghiên cứu là liên hệ giữa nhu cầu điện với các yếu tố ảnh hưởng đến nhu cầu này, và phát ra các dự báo. 1.2.2 Thiết lập mô hình Mọi phân tích hệ thống kinh tế, xã hội, chính trị hoặc vật lý dựa trên một cấu trúc logic (gọi là mô hình), cấu trúc này mô tả hành vi của các phần tử trong hệ thống và là khung phân tích chính. Trong kinh tế học, cũng như trong các ngành khoa học khác, mô hình này được thiết lập dưới dạng phương trình, trong trường hợp này, các phương trình này mô tả hành vi kinh tế và các biến liên quan. Một mô hình được nhà nghiên cứu thiết lập có thể là một phương trình hoặc là hệ gồm nhiều phương trình. Dựa trên lý thuyết kinh tế, kinh nghiệm, các nghiên cứu khác, nhà nghiên cứu sẽ đưa ra mô hình lý thuyết đề nghị. Chẳng hạn, một nhà kinh tế có thể xác định một hàm tiêu dùng có dạng như sau: Yt= β1 + β2Xt + ut (quan hệ không xác định, có tính ngẫu nhiên) Trong đó: Yt: Tiêu dùng ($billion) Xt: GDP ($billion) ut : là sai số, một biến ngẫu nhiên (stochastic) 1.2.3 Thu thập dữ liệu Để ước lượng mô hình kinh tế lượng mà một nhà nghiên cứu đưa ra, cần có mẫu dữ liệu về các biến phụ thuộc và biến độc lập. 1.2.4 Ước lượng mô hình kinh tế lượng. Sau khi mô hình đã được thiết lập và dữ liệu phù hợp đã được thu thập, nhiệm vụ chủ yếu của nhà điều tra là ước lượng những thông số chưa biết của mô hình. Trong ví dụ trên ta sẽ các ước lượng của số hạng tung độ gốc β1, số hạng độ dốc β2, và các thông số (như trung bình và phương sai) của phân bố xác suất của sai số ut. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 4
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 1.2.5 Kiểm định giả thuyết Sau khi ước lượng mô hình, nhà nghiên cứu cần kiểm định các giả thuyết hoặc dự báo các giá trị của biến phụ thuộc, với những giá trị của các biến độc lập cho trước. Việc kiểm định chẩn đoán mô hình nhiều lần nhằm chắc chắn là những giả định đặt ra và các phương pháp ước lượng được sử dụng phù hợp với dữ liệu đã thu thập. Mục tiêu của kiểm định là tìm được những kết luận thuyết phục nhất, đó là những kết luận không thay đổi nhiều đối với các đặc trưng của mô hình. Kiểm định giả thuyết không chỉ được thực hiện nhằm cải tiến các đặc trưng của mô hình mà còn nhằm kiểm định tính đúng đắn của các lý thuyết. 1.2.6 Diễn dịch kết quả Bước cuối cùng của một nghiên cứu là diễn dịch các kết quả: ra quyết định về chính sách hay dự báo. 1.3 DỮ LIỆU TRONG CÁC MÔ HÌNH KINH TẾ LƯỢNG Có ba dạng dữ liệu kinh tế cơ bản: dữ liệu chéo (cross-sectional data), dữ liệu chuỗi thời gian (time series data), và dữ liệu dạng bảng (panel data). - Dữ liệu chéo (cross-sectional data): bao gồm các quan sát cho nhiều đơn vị kinh tế tại một thời điểm cho trước. Các đơn vị kinh tế có thể là các cá nhân, các hộ gia đình, các hãng, các tỉnh thành, các quốc gia v.v... Ví dụ: Bộ dữ liệu liệu điều tra mức sống dân cư năm 2002 VLSS-2002 - Dữ liệu chuỗi thời gian (time series data): bao gồm các quan sát trên một đơn vị kinh tế cho trước tại nhiều thời điểm. Ví dụ: Ta có thể có các quan sát chuỗi thời gian hàng năm cho chỉ tiêu GDP của một quốc gia từ năm 1960 đến 2005. - Dữ liệu dạng bảng (panel data): là sự kết hợp giữa các quan sát của các đơn vị kinh tế về một chỉ tiêu nào đó theo thời gian. Ví dụ: chúng ta thực hiện điều tra về hộ gia đinh cho cùng những hộ gia đình trong vài năm để đánh giá sự thay đổi của những hộ này theo thời gian. Dữ liệu có thể được thu thập trên các biến "rời rạc" hay "liên tục ". - Biến rời rạc là biến có một tập hợp các kết quả nhất định có thể đếm được. Ví dụ: số thành viên trong một hộ gia đình là một biến rời rạc. - Biến liên tục là biến có một số vô hạn các kết quả, như là chiều cao của một đứa trẻ. Nhiều biến kinh tế được đo bằng những đơn vị đủ nhỏ để chúng ta coi chúng như là liên tục, mặc dù thực ra chúng là rời rạc. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 5
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 1.4 CÁC MỐI QUAN HỆ TRONG NGHIÊN CỨU KINH TẾ LƯỢNG: 1.4.1 Phân tích hồi quy và quan hệ hàm số: (1) Phân tích hồi quy là phân tích sự phụ thuộc của biến phụ thuộc vào một hay nhiều biến độc lập. Biến phụ thuộc (hay còn gọi là biến được giải thích): là đại lượng ngẫu nhiên có phân bố xác suất. Biến độc lập (hay còn gọi là biến giải thích): là giá trị được xác định trước. Ví dụ: Nghiên cứu sự phụ thuộc chiều cao của con trai vào chiều cao của người cha (Galton Karl Pearson): Biến độc lập là chiều cao của người cha còn biến phụ thuộc là chiều cao của người con trai, ta không thể dự báo một cách chính xác chiều cao của người con trai thông qua chiều cao của người cha vì sai số và còn nhiều yếu tố không có trong mô hình. Nói cách khác, từ chiều cao của một người cha Xi nào đó ta sẽ xác định được chiều cao trung bình của người con trai (giữa chiều cao thực sự của người con trai và chiều cao trung bình này sẽ có một khoảng cách gọi là sai số). (2) Quan hệ hàm số Biến phụ thuộc không phải là đại lượng ngẫu nhiên, ứng với một giá trị của biến độc lập ta xác định được duy nhất một biến phụ thuộc: Ví dụ: Cách tính lương cơ bản: Lương cơ bản = Hệ số * Đơn giá tiền lương Ứng với mỗi hệ số và đơn giá tiền lương ta chỉ có mức lương cơ bản chính xác duy nhất. 1.4.2 Hàm hồi quy và quan hệ nhân quả: Phân tích hồi quy nghiên cứu quan hệ một biến phụ thuộc với một hay nhiều biến độc lập, điều này không đòi hỏi giữa biến độc lập và biến phụ thuộc và biến độc lập phải có mối quan hệ nhân quả. Ví dụ: Nhu cầu tiêu dùng (Sản lượng) = F(giá cả, thu nhập, … ) → lý thuyết kinh tế → quan hệ nhân quả. Lượng mưa = F (số con chuồn chuồn, …) Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 6
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 1.4.3 Phân tích hồi quy và phân tích tương quan: Phân tích hồi quy và tương quan khác nhau về mục đích và kỹ thuật. (1) Phân tích tương quan: Mục đích: đo lường mức độ kết hợp tuyến tính giữa 02 biến. Ví dụ: mức độ nghiện thuốc lá và ung thư phổi, điểm thi môn toán và thống kê. Kỹ thuật: có tính đối xứng. (2) Phân tích hồi quy: Mục đích: ước lượng hoặc dự báo một (hay nhiều) biến trên cơ sở giá trị đã cho của một (hay nhiều) biến khác. Kỹ thuật: không có tính đối xứng. Lưu ý: Để chuẩn bị cho các chương sau, đề nghị sinh viên về ôn tập lại các kiến thức về xáx suất và thống kê. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 7
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Chương II MÔ HÌNH HỒI QUY ĐƠN BIẾN (Simple Linear Regression Model) 2.1. MÔ HÌNH CƠ BẢN: Mô hình hồi quy tổng thể (Population Regression Function – PRF) cho biến giá trị trung bình của biến phụ thuộc thay đổi như thế nào khi các biến độc lập nhận các giá trị khác nhau. Nếu PRF có một biến độc lập thì gọi là mô hình hồi quy tuyến tính đơn biến (gọi tắt là mô hình hồi quy đơn biến). Lưu ý : Hàm hồi quy tuyến tính được hiểu là tuyến tính theo tham số. Mô hình hồi quy tổng thể PRF đơn biến có dạng như sau : PRF : Yi = β1 + β2Xi + ui Trong đó : Xi, Yi là quan sát thứ i của các biến X và Y X là Biến độc lập, Y là biến phụ thuộc. ui, là sai số của mô hình. β1, β2 tham số của mô hình. Dạng xác định của mô hình E(Yi/Xi)= β1 + β2Xi + ui Đồ thị biểu diễn : Y Yi = β1 + β2Xi + ui Yi ˆ Yi . Xi X Hình 2.1 : Đường biểu diễn mô hình hồi quy tổng thể Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 8
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 2.1.1. Các quan sát : Ví dụ : Để tìm mối liên hệ giữa giá bán của một ngôi nhà và diện tích sử dụng của nó ta sẽ đi thu thập dữ liệu này của từng ngôi nhà. Dữ liệu về giá bán và diện tích sử dụng của một căn nhà nào đó ta gọi là một quan sát. Tập hợp tất cả các quan sát có thể có mà ta quan tâm nghiên cứu trong một vấn đề nào đó gọi là tổng thể. Số phần tử của tập hợp chính được ký hiệu là N. Mẫu là tập hợp con của tổng thể. Số phần tử của mẫu đã ký hiệu là n (cỡ mẫu). Để tìm được mô hình PRF ta phải có dữ liệu của tổng thể về các quan sát Xi và Yi. Nhưng trong thực tế điều này rất khó khả thi vì khả năng và chi phí. Do đó thông thường ta chỉ có dữ liệu về các biến Xi và Yi của một mẫu lấy ra từ tổng thể nên ta có thể xây dựng được mô hình hồi quy mẫu (Sample Regression Function – SRF) Mô hình hồi quy mẫu SRF đơn biến có dạng như sau : SRF : ˆ ˆ Yi = β1 + β 2 Xi + u i ˆ Trong đó : u i là phần dư của mô hình. ˆ ˆ ˆ β1 , β 2 là tham số ước lượng của mô hình. 2.1.2. Các tham số thống kê : Thuật ngữ tuyến tính ở đây được hiểu là tuyến tính theo các tham số ước lượng, nó có thể hoặc không tuyến tính với các biến. Ta có : PRF : Yi = β1 + β2Xi + ui ∆Y ⇒ E(Yi /Xi) = β1 + β2Xi và β2 = ∆X Ý nghĩa các hệ số hồi quy : β2 : Độ dốc (Slope) của đường hồi quy tổng thể, là lượng thay đổi của Y, ở mức trung bình, trên một đơn vị thay đổi của X. Vì vậy β2 được diễn dịch là ảnh hưởng cận biên của X lên Y. β1 : Tung độ gốc (Intercept) của đường hồi quy tổng thể, và là giá trị của trị trung bình Y khi X bằng 0. Tuy nhiên sẽ không có cách giải thích cho β1 vì nguyên nhân là vì β1 còn ẩn chứa biến bỏ sót (ngoài mô hình). ˆ ˆ Tương tự cho cách giải thích β1 , β 2 của hàm hồi quy mẫu SRF. SRF : ˆ ˆ Yi = β1 + β 2 Xi + u i ˆ ˆ β 2 : Độ dốc của đường SRF, là lượng thay đổi của Y, ở mức trung bình theo thông tin của mẫu, trên một đơn vị thay đổi của X. ˆ β1 : Tung độ gốc của đường SRF. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 9
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Ví dụ : Tìm mối liên hệ giữa giá của một ngôi nhà (PRCIE – đơn vị tính : ngàn USD) và diện tích sử dụng (SQFT – đơn vị tính : m2), ta thiết lập một mô hình hồi quy đơn giản sau : PRF : PRICEi = β1 + β2SQFTi + ui SRF : ˆ ˆ PRICEi = β1 + β 2 SQFTi + u i ˆ SRF : PRICEi = 52,35 + 0,139*SQFTi + u i ˆ Cách giải thích các thông số ước lượng của mô hình : ˆ β 2 = 0,139, điều đó có nghĩa là : theo thông tin của mẫu, một mét vuông diện tích tăng thêm sẽ làm tăng giá bán nhà lên, ở mức trung bình, 0.139 ngàn USD hay 139 USD. Một cách thực tế hơn, khi diện tích sử dụng nhà tăng thêm 100 mét vuông thì hy vọng rằng giá bán trung bình của ngôi nhà sẽ tăng thêm khoảng $14.000 USD. ˆ ˆ β1 = 52,35, không có cách giải thích cho β1 vì không thể cho rằng khi không ngôi nhà đất thì người mua vẫn phải trả 01 khoản tiền là 52,35 ngàn $. Nguyên nhân là vì ˆ β1 còn ẩn chứa biến bỏ sót. 2.1.3. Số hạng sai số : Yi (Xi, Yi) ˆ ui ui ˆ ˆ ˆ Yi = β 1 + β 2 X i Đường hồi quy mẫu (Đường hồi quy tổng thể) E(Yi / Xi ) = β1 + β2Xi ˆ Yi E(Yi/Xi) 0 Xi Hình 2.2 : Mô hình hồi quy mẫu và tổng thể Số hạng sai số ui (hay còn gọi là số hạng ngẫu nhiên - stochastic disturbance) là thành phần ngẫu nhiên không quan sát được và là sai biệt giữa Yi và phần xác định β1 + β2Xi ˆ ˆ ui = Yi - Yi ( Yi : giá trị ước lượng (dự báo) của Yi) Trong PRF : ui = Yi – E(Yi/Xi) được gọi là sai số (Error), : ˆ ˆ còn trong SRF u i = Yi - Yi được gọi là phần dư (Residual), Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 10
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Nguyên nhân gây ra sai số : - Biến giải thích bị bỏ sót. Giả sử mô hình thực sự là Yi = β1 + β2Xi + β3Zi + νi, trong đó Zi là một biến giải thích khác và νi là số hạng sai số thực sự, nhưng ta lại sử dụng mô hình là Yi = β1 + β2Xi + ui. Vì thế, ui = β3Zi + νi bao hàm cả ảnh hưởng của biến Z bị bỏ sót. Trong ví dụ trên, nếu mô hình thực sự bao gồm cả ảnh hưởng của số phòng ngủ và phòng tắm của ngôi nhà lên giá bán và ta đã bỏ qua hai ảnh hưởng này mà chỉ xét đến diện tích sử dụng thì số hạng u sẽ bao hàm cả ảnh hưởng của phòng ngủ và phòng tắm lên giá bán - Tính phi tuyến tính : ui có thể bao gồm ảnh hưởng phi tuyến tính trong mối quan hệ giữa Y và X. Vì thế, nếu mô hình thực sự là Yi = β1 + β2Xi + β3 X i2 + νi, nhưng ta lại sử dụng mô hình là Yi = β1 + β2Xi + ui. Vì thế, ui = β3 X i2 + νi bao hàm cả ảnh hưởng của thành phần phi tuyến - Sai số đo lường : Sai số trong việc đo lường X và Y có thể được thể hiện qua u. Sai số này là do : sử dụng các biến thay thế X, Y, cách lấy mẫu, … - Những ảnh hưởng không thể dự báo : Dù là một mô hình kinh tế lượng tốt cũng có thể chịu những ảnh hưởng ngẫu nhiên không thể dự báo được. Những ảnh hưởng này sẽ luôn được thể hiện qua số hạng sai số ui. 2.2. ƯỚC LƯỢNG MÔ HÌNH BẰNG PHƯƠNG PHÁP BÌNH PHƯƠNG TỐI THIỂU THÔNG THƯỜNG (Ordinary Least Of Squares) Nguyên tắc : Tiêu chuẩn tối ưu được sử dụng bởi phương pháp bình phương tối thiểu thông thường (OLS) là cực tiểu hóa hàm mục tiêu : n ESS = ∑u ˆ i =1 2 i → Min (viết tắt ∑u ˆ 2 i ). (ESS = Error Sum of Squares : Tổng bình phương sai số) ˆ ˆ Ta có : Yi = β1 + β 2 Xi + u i ˆ ˆ ⇒ u i = Yi - Yi ˆ Vậy : ESS = ∑u ˆ 2 i = ∑ (Yi ˆ − Yi ) 2 = ∑ (Y i ˆ ˆ − β1 − β 2 X i ) 2 → Min ˆ ˆ ˆ ˆ Để tính β1 và β 2 ta lấy đạo hàm bậc nhất theo β1 và β 2 và được hệ phương trình chuẩn ⎧ ∂ESS ⎪ ∂β = 0 ⎧− 2∑ (Yi − β1 − β 2 X i ) = 0 ˆ ˆ ⎧∑ u i = 0 ⎪ ˆ1 ⎪ ⎪ ˆ ⎨ ⇒ ⎨ ⇒ ⎨ ⎪ ∂ESS = 0 ⎪− 2∑ (Yi − β1 − β 2 X i )X i = 0 ⎩ ˆ ˆ ⎪∑ u i X i = 0 ⎩ ˆ ⎪ ∂β 2 ⎩ ˆ Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 11
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Từ hệ phương trình chuẩn ta suy ra: ˆ ˆ β1 = Y − β 2 X ˆ n ∑ X i Yi − ∑ X i ∑ Yi ∑ ( X − X )( Y − Y ) i i β2 = = n ∑ X i2 − (∑ X i ) 2 ∑ (X − X) 2 i Nếu đặt : ⎨ ⎧x i = X i − X ⎪ ⇒ ˆ β2 = ∑x y i i ⎪ y i = Yi − Y ⎩ ∑x 2 i Ví dụ : Với dữ liệu về giá và diện tích của 14 căn (trong DATA3-1 – Bộ dữ liệu ˆ ˆ Ramanathan). Tìm β1 , β 2 trong mô hình hồi quy ước lượng sau : PRF : PRICEi = β1 + β2SQFTi + ui SRF : ˆ ˆ PRICEi = β1 + β 2 SQFTi + u i ˆ Trong đó: PRICEi : Giá mỗi căn nhà (ngàn USD) SQFTi : diện tích căn nhà (m2) Từ dữ liệu ta tính được Y = 317,49 X = 1.910,93 Bảng 2.1 : Thực hiện hồi quy đơn biến Yi = Xi = i Yi - Y Xi - X (Xi- X )(Yi- Y ) (Xi- X )2 PRICEi SQFTi 1 199,9 1065 -117,59 -845,93 99.475,16 715.595,15 2 228 1254 -89,49 -656,93 58.790,41 431.555,15 3 235 1300 -82,49 -610,93 50.397,24 373.233,72 4 285 1577 -32,49 -333,93 10.850,29 111.508,29 5 239 1600 -78,49 -310,93 24.405,67 96.676,58 6 293 1750 -24,49 -160,93 3.941,60 25.898,01 7 285 1800 -32,49 -110,93 3.604,39 12.305,15 8 365 1870 47,51 -40,93 -1.944,40 1.675,15 9 295 1935 -22,49 24,07 -541,44 579,43 10 290 1948 -27,49 37,07 -1.019,20 1.374,29 11 385 2254 67,51 343,07 23.159,77 117.698,01 12 505 2600 187,51 689,07 129.205,81 474.819,43 13 425 2800 107,51 889,07 95.581,53 790.448,01 14 415 3000 97,51 1.089,07 106.192,24 1.186.076,58 Tổng cộng 602.099,09 4.339.442,93 ˆ Ta có : β 2 = ∑ (X − X)(Y − Y) = 602.099.09 = 0,1388 i i ∑ (X − X) 2 4.339.442,93 i ˆ ˆ β1 = Y − β 2 X = 317,49 − 0,1388 × 1.910,93 = 52,351 Vậy : PRICEi = 52,35 + 0,139*SQFTi + u i ˆ Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 12
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Lưu ý: Tính bằng hàm sẵn có của EXCEL : ˆ β 2 = SLOPE(known_y's,known_x's) ˆ β1 = INTERCEPT(known_y's,known_x's) Tính bằng Data Analysis của EXCEL: Regression Statistics Multiple R 0.905827 R Square 0.820522 Adjusted R Square 0.805565 Standard Error 39.023036 Observations 14 ANOVA df SS MS F Significance F Regression 1 83541.44 83541.44 54.8605128 8.19906E-06 Residual 12 18273.57 1522.797 Total 13 101815 Standard Coefficients t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Error Intercept 52.350907 37.2855 1.404056 0.185651 -28.887191 133.5890 SQFT 0.138750 0.018733 7.406788 0.000008 0.097935 0.179566 Hình 2.3 Thực hiện hồi quy đơn biến trên EXCEL Tính bằng phần mềm EVIEW : Dependent Variable: PRICE Method: Least Squares Date: 01/04/06 Time: 12:08 Sample: 1 14 Included observations: 14 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 52.35091 37.28549 1.404056 0.1857 SQFT 0.138750 0.018733 7.406788 0.0000 R-squared 0.820522 Mean dependent var 317.4929 Adjusted R-squared 0.805565 S.D. dependent var 88.49816 S.E. of regression 39.02304 Akaike info criterion 10.29774 Sum squared resid 18273.57 Schwarz criterion 10.38904 Log likelihood -70.08421 F-statistic 54.86051 Durbin-Watson stat 1.975057 Prob(F-statistic) 0.000008 Hình 2.4 Thực hiện hồi quy đơn biến trên EVIEW Lưu ý: Khi có các kết quả tính toán của mô hình từ các phần mềm, sinh viên cần viết ra PRF và SRF. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 13
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 2.3. CÁC GIẢ THIẾT CƠ BẢN : (1) Mô hình hồi quy tuyến tính với các tham số β1 và β2. (2) Tất cả các giá trị quan sát Xi không được giống nhau; phải có ít nhất một giá trị khác biệt, nghĩa là Var(Xi) ≠ 0 (3) Sai số ui là biến ngẫu nhiên với trung bình bằng không, nghĩa là E(ui) = 0. (4) Các giá trị quan sát Xi được cho và không ngẫu nhiên, điều này ngầm định rằng không tương quan với ui nghĩa là Cov (Xi, ui) = 0. (5) Sai số ui có phương sai không đổi với mọi i; nghĩa là Var(ui) = σ2 = const. (6) Hai sai số ui và us bất kỳ độc lập với nhau đối ∀ i ≠ s, nghĩa là Cov(ui,us)=0 (7) Số quan sát (cỡ mẫu) phải lớn hơn số hệ số hồi quy ước lượng (ở đây n > 2). (8) Sai số ui tuân theo phân phối chuẩn ui ~ N(0, σ2) 2.4. TÍNH CHẤT : Tính chất 1: (∑ X ) 2 ∑ (X ∑X ∑X i 2 SXX = i − X) = 2 2 i − = 2 i − nX n Tính chất 2: ∑X ∑Y ∑ (X ∑X Y ∑X Y i i SXY = i − X)(Yi − Y) = i i − = i i − n XY n ˆ Từ tính chất (1) và (2) ta suy ra β 2 = ∑x y i i = S xy ∑x 2 i S xx Tính chất 3: ˆ ˆ Không thiên lệch : E( β1 ) = β1 và E( β 2 ) = β2 (Do giả thiết 3 và 4) Tính chất 4: ˆ Tính nhất quán: lim β = β (Do giả thiết 2, 3 và 4) n →∞ Tính chất 5 (Định lý Gauss–Markov) Ước lượng OLS là BLUE (Best Linear Unbias Estimation) nếu thỏa mãn giả thiết 2, 3, 4, 5 và 6. Nghĩa là trong tất cả các tổ hợp tuyến tính không thiên lệch của Y, ước lượng OLS của tham số ước lượng có phương sai bé nhất. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 14
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 2.5. ĐỘ CHÍNH XÁC CỦA ƯỚC LƯỢNG Từ lý thuyết xác suất ta biết rằng phương sai của một biến ngẫu nhiên đo lường sự phân tán xung quanh giá trị trung bình. Phương sai càng bé, ở mức trung bình, từng giá trị riêng biệt càng gần với giá trị trung bình. Tương tự, khi đề cập đến khoảng tin cậy, ta biết rằng phương sai của biến ngẫu nhiên càng nhỏ, khoảng tin cậy của các tham số càng bé. Như vậy, phương sai của một ước lượng là thông số để chỉ độ chính xác của một ước ˆ ˆ lượng. Do đó việc tính toán phương sai của β1 và β 2 là luôn cần thiết. Từ các tính chất và giả thiết ta có các công thức tính toán sau : Phương sai của sai số : Var( u i ) = σ2 = ˆ ∑u 2 i n−2 ⇒ σ= ∑u 2 i n−2 Phương sai của hệ số độ dốc : ˆ ˆ σ2 Var( β 2 ) = Sβ = E( β 2 -β2) = 2 ˆ 2 S XX ˆ σ2 ⇒ SE( β 2 ) = Sβ = ˆ SE: Standard Error (sai số chuẩn). 2 S XX Phương sai của hệ số tung độ gốc : ˆ ˆ Var( β1 ) = Sβ = E( β1 -β1) = 2 ∑X 2 i × σ2 ˆ 1 n S XX ˆ ⇒ SE( β1 ) = Sβ = = ∑X 2 i × σ2 . ˆ 1 n S XX Đồng phương sai của hệ sốđộ dốc và tung độ gốc : ˆ ˆ Xσ 2 Cov( β1 β 2 ) = Sβ β = ˆ ˆ 1 2 S XX 2.6. ĐỘ THÍCH HỢP CỦA MÔ HÌNH: Hình 2.2 cho thấy rõ rằng không có đường thẳng nào hoàn toàn “thích hợp” với các dữ liệu bởi vì có nhiều giá trị dự báo bởi đường thẳng cách xa với giá trị thực tế. Để có thể đánh giá một mối quan hệ tuyến tính mô tả những giá trị quan sát có tốt hơn một mối quan hệ tuyến tính khác hay không, cần phải có các chỉ tiêu toán học đo lường độ thích hợp. Hệ số xác định R2 là một chỉ tiêu được đề nghị. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 15
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Tổng bình phương toàn phần (Total Sum of Squares – TSS) TSS = ∑ (Y i − Y) 2 Tổng bình phương sai số (Error Sum of Squares – ESS) ESS = ∑ (Y i ˆ − Yi ) 2 Tổng bình phương hồi quy (Regression Sum of Squares – RSS) RSS = ∑ (Y ˆ i − Y) 2 Người ta đã chứng minh được : TSS = ESS + RSS Hệ số xác định: RSS ESS ˆ S XX R2 = = 1− = β2 TSS TSS S YY Vậy : - 1 ≤ R2 ≤ 1 Ý nghĩa của R2: % sự thay đổi của biến phụ thuộc được giải thích bởi mô hình. Trong mô hình hồi quy đơn biến: R2 = r2 (r là hệ số tương quan mẫu) 2.7. KHOẢNG TIN CẬY VÀ KIỂM ĐỊNH CÁC GIẢ THUYẾT THỐNG KÊ: Kiểm định giả thuyết thống kê là một trong những nhiệm vụ chính của nhà kinh tế ˆ ˆ lượng. Như ta vừa tính toán trong ví dụ trên, thông số ước lượng β1 và β 2 là một đại lượng khác không nhưng thông số hồi quy của tổng thể β1 và β2 liệu có khác 0 hay không, điều này có ý nghĩa gì. Kiểm định các giả thuyết thống kê sẽ giúp ta trả lời được câu hỏi này. 2.7.1. Đối với tham số độ dốc: Trong nghiên cứu kinh tế lượng, người ta hay dùng kiểm định 02 phía đối với kiểm định các tham số riêng lẻ. Kết quả kiểm định này trên các phần mềm chuyên dụng là kiểm định 02 phía. Giả thuyết kiểm định: H0: β2 = 0 → X không ảnh hưởng đối với Y. H1: β2 ≠ 0 → X có ảnh hưởng đối với Y. Kỳ vọng: Bác bỏ H0. Xác Định Trị Thống Kê Kiểm Định ˆ β2 tc = , t* = tα/2, n-2 Sβˆ 2 Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 16
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Kết luận: Nếu | tc | > tα/2, n-2 → Bác bỏ H0 Lưu ý : Trong các phần mềm ứng dụng giá trị p-value (hay Significant) là giá trị xác suất tương ứng với tc với bậc tự do n-2 thường được tính toán sẵn, ta có thể dùng giá trị này để kết luận nhanh. Nếu p-value ≤ α → Bác bỏ H0 Khoảng tin cậy của β2 : ˆ ˆ β 2 − S β * t α / 2 , n − 2 ≤ β2 ≤ β 2 + S β * t α / 2 , n − 2 ˆ ˆ 2 2 ˆ Đặt a = β 2 − Sβ * t α / 2,n −2 ; ˆ ˆ b = β 2 + S β * t α / 2 , n − 2 ⇒ a ≤ β2 ≤ b ˆ 2 2 Nếu a, b cùng dấu → Bác bỏ H0 Ví dụ: Quay lại với ví dụ PRF : PRICEi = β1 + β2SQFTi + ui SRF : ˆ ˆ PRICEi = β1 + β 2 SQFTi + u i ˆ SRF : PRICEi = 52,35 + 0,139*SQFTi + u i ˆ Giả thuyết kiểm định với α = 5%: H0: β2 = 0 → Diện tích sử dụng không ảnh hưởng đến giá nhà. H1: β2 ≠ 0 → Diện tích sử dụng ảnh hưởng đến giá nhà. Theo kết quả hình 2.3 (hoặc 2.4) ta có 3 cách để đưa ra kết luận: • tc = 7,406788 < tα/2, n-2 = t2,5%,12→ Bác bỏ H0. • hay p-value = 0,000 < α → Bác bỏ H0. • 0,979 < β2 < 0,1796 → Bác bỏ H0. Vậy : Diện tích sử dụng ảnh hưởng đến giá nhà có ý nghĩa về mặt thống kê. Lưu ý: Chỉ sử dụng 01 trong 03 cách trong thực hành. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 17
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Kiểm định 01 phía: Nếu biết dấu kỳ vọng của β2 ta có thể thực hiện kiểm định 01 phía với các giả thiết : H0: β2 = 0 (β2 ≥ 0) hoặc H0: β2 = 0 (β2 ≤ 0) H1: β2 < 0 H1: β2 > 0 Khi đó miền bác bỏ là : tc tα, n-2 2.7.2. Đối với tham số tung độ gốc. Trình bày tương tự cho kiểm định các giả thiết thống kê và tính khoảng tin cậy của β1. Tuy nhiên thông thường ta không quan tâm đến việc kiểm định các giả thiết thống kê cho tham số tung độ gốc β1 nguyên nhân là do không có cách giải thích phù hợp cho tham số này. Kiểm định độ thích hợp của mô hình sẽ được trình bày trong chương Hồi quy đa biến. 2.8. TRÌNH BÀY KẾT QUẢ HỒI QUY Các kết quả của phân tích hồi quy được trình bày theo nhiều cách. Theo cách thông thường, người ta sẽ viết phương trình ước lượng kèm với các trị thống kê t ở dưới mỗi hệ số hồi quy như sau: PRICE = ˆ 52,315 + 0,139SQFT + u i (1,404) (7,41) 2 R = 0,821 df = 12 σ = 39,023 Bậc tự do (df: Degree Free). Một cách khác là điền các sai số chuẩn dưới các hệ số hồi quy. Tuy nhiên, ngày nay với các tiện ích của các phần mềm máy tính người ta có thể trình bày kết quả hồi quy bằng in các bảng tính từ các Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 18
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 2.9. THANG ĐO: Giả sử chúng ta đã tính PRICE theo đơn vị đồng đôla thay vì theo ngàn đồng đôla. Cột PRICE ở bảng tính sẽ chứa các giá trị như 199.900, 228.000, v.v. Những ước lượng của hệ số hồi quy, các sai số chuẩn của chúng, R2, … sẽ bị ảnh hưởng như thế nào bởi sự thay đổi đơn vị này? Ta có : (1) PRICEi = β1 + β2SQFTi + ui (trong đó PRICEi tính bằng ngàn USD) (2) PRICEi* = α1 + α2SQFTi + νi (trong đó PRICEi* tính bằng USD) ⇒ PRICEi* = 1000 × PRICEi thay vào (2) ta được : 1000 × PRICEi = α1 + α2SQFTi + νi α1 α ν ⇒ PRICEi = + 2 SQFTi + i 1000 1000 1000 α1 α2 νi Vậy: β1 = ; β2 = ui = 1000 1000 1000 Hay: α1 = 1000β1 ; α2 = 1000β2 ; νi = 1000ui Kết luận : Việc thay đổi đơn vị là cho các hệ số ước lượng và các sai số chuẩn của chúng tăng 1000 lần, còn R2 không thay đổi. Làm tương tự với sự thay đổi đơn vị của các biến khác. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 19
CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD
-
Giải bài tập thực hành môn Kinh tế lượng
9 p | 3342 | 1038
-
Bài giảng môn Kinh tế lượng - TS. Lê Tấn Nghiêm
55 p | 561 | 209
-
Bài giảng môn kinh tế học
180 p | 604 | 208
-
Bài giảng môn Kinh tế vi mô
107 p | 421 | 188
-
Bài giảng môn Kinh tế lượng - Nguyễn Thanh Hải
172 p | 327 | 142
-
Bài giảng môn kinh tế lượng - Chương 5
19 p | 105 | 37
-
Bài giảng môn Kinh tế học quản lý - TS. Từ Thúy Anh
5 p | 56 | 22
-
Đề thi môn Kinh tế lượng năm 2013-2014 - ĐH Văn Lang
2 p | 42 | 13
-
Bài giảng môn: Kinh tế quốc tế - TS. Đỗ Thị Hương
33 p | 27 | 13
-
Bài giảng môn Kinh tế lượng (272tr)
272 p | 21 | 10
-
Đề thi kết thúc học phần môn Kinh tế lượng: Trường ĐH kinh tế TP. HCM (Đề số 1 - K38)
2 p | 4 | 3
-
Bài giảng môn Kinh tế đầu tư: Chương 2 - ThS. Đinh Hoàng Minh
111 p | 10 | 3
-
Bài giảng môn Kinh tế thủy sản: Chương 3: Kinh tế sản xuất - Nguyễn Minh Đức
31 p | 8 | 2
-
Bài giảng môn Kinh tế vĩ mô - ThS. Trần Mạnh Kiên
193 p | 8 | 1
-
Đề thi kết thúc học phần môn Kinh tế lượng: Trường ĐH kinh tế TP. HCM (Đề số 2 - K38)
2 p | 1 | 0
-
Đề thi kết thúc học phần môn Kinh tế lượng (Hệ ĐHCQ)" của Trường ĐH kinh tế TP. HCM (Đề số 1 - K39
2 p | 0 | 0
-
Đề thi kết thúc học phần môn Kinh tế lượng (Hệ ĐHCQ): Trường ĐH kinh tế TP. HCM (Đề số 4 - K39)
2 p | 5 | 0

markdown:
# Tập bài giảng môn kinh tế lượng - ThS. Hoàng Thị Hồng Vân
Chia sẻ: Nguyen Thanh Huu | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:65
lượt xem 652
download
![](http://image.tailieu.vn/document/thumbnail/2010/20101023/huuthanh_cnk7/80x100/kinh_te_luong_3152.jpg)
##
Tập bài giảng môn kinh tế lượng - ThS. Hoàng Thị Hồng Vân
[Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ](javascript:void(0);)
Download
![](images/down16x21.png)
Thiết lập mô hình Mọi phân tích hệ thống kinh tế, xã hội, chính trị hoặc vật lý dựa trên một cấu trúc logic (gọi là mô hình), cấu trúc này mô tả hành vi của các phần tử trong hệ thống và là khung phân tích chính. Trong kinh tế học, cũng như trong các ngành khoa học khác, mô hình này được thiết lập dưới dạng phương trình....
![](images/graphics/blank.gif)
Bình luận(0)
[Đăng nhập để gửi bình luận!](javascript:void(0);)
##
Nội dung Text: Tập bài giảng môn kinh tế lượng - ThS. Hoàng Thị Hồng Vân
- Tập bài giảng môn kinh tế lượng
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Chương I NHẬP MÔN KINH TẾ LƯỢNG 1.1 KINH TẾ LƯỢNG LÀ GÌ? Diễn giải theo nghĩa đơn giản, kinh tế lượng (ECONOMETRICS) liên quan đến việc áp dụng các phương pháp thống kê trong kinh tế học. Tuy nhiên, trong thống kê kinh tế, các dữ liệu thống kê là chính yếu còn kinh tế lượng được là sự hợp nhất của lý thuyết kinh tế, công cụ toán học và các phương pháp luận thống kê. Mở rộng hơn, kinh tế lượng quan tâm đến : (1) Ước lượng các mối quan hệ kinh tế, (2) Đối chiếu lý thuyết kinh tế với thực tế và kiểm định các giả thuyết liên quan đến hành vi kinh tế, (3) Dự báo các hành vi của các biến số kinh tế. Sau đây là những ví dụ thực tế minh họa mỗi hoạt động này của kinh tế lượng : 1.1.1 Ước lượng các mối quan hệ kinh tế Kinh tế học thực nghiệm cung cấp rất nhiều ví dụ nhằm ước lượng các mối quan hệ kinh tế từ dữ liệu. Sau đây là một số các ví dụ : - Các nhà phân tích và các công ty thường quan tâm ước lượng cung/cầu của các sản phẩm, dịch vụ. - Một công ty thường quan tâm đến việc ước lượng ảnh hưởng của các mức độ quảng cáo khác nhau đến doanh thu và lợi nhuận. - Các nhà phân tích thị trường chứng khoán tìm cách liên hệ giá của cổ phiếu với các đặc trưng của công ty phát hành cổ phiếu đó, cũng như với tình hình chung của nền kinh tế. - Nhà nước muốn đánh giá tác động của các chính sách tiền tệ tài chính đến các biến quan trọng như thất nghiệp, thu nhập, xuất nhập khẩu, lãi suất, tỷ lệ lạm phát, và thâm hụt ngân sách ... 1.1.2 Kiểm định giả thuyết Một điểm tốt của kinh tế lượng là quan tâm đến việc kiểm định giả thuyết về các hành vi kinh tế. Ví dụ minh họa : - Các nhà phân tích thường quan tâm xem nhu cầu có co giãn theo giá và thu nhập hay không ? Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 1
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng - Các công ty cũng muốn xác định xem chiến dịch quảng cáo của mình có thực sự tác động làm tăng doanh thu hay không ? - Công ty muốn biết lợi nhuận tăng hay giảm theo qui mô hoạt động ? - Các công ty kinh doanh thuốc lá và các nhà nghiên cứu y khoa đều quan tâm đến các báo cáo phẫu thuật tổng quát về hút thuốc và ung thư phổi (và các bệnh về hô hấp khác) có dẫn đến việc giảm tiêu thụ thuốc lá đáng kể hay không ? - Các nhà kinh tế vĩ mô muốn đánh giá hiệu quả của các chính sách nhà nước. 1.1.3 Dự báo Khi các biến số được xác định và chúng ta đánh giá được tác động cụ thể của chúng đến chủ thể nghiên cứu, chúng ta có thể muốn sử dụng các mối quan hệ ước lượng để dự đoán các giá trị trong tương lai. Ví dụ minh hoạ : - Các công ty dự báo doanh thu, lợi nhuận, chi phí sản xuất … cần thiết. - Chính phủ dự đoán nhu cầu về năng lượng để có chiến lược đầu tư xây dựng hoặc các thỏa thuận mua năng lượng từ bên ngoài cần được ký kết. - Các công ty dự báo các chỉ số thị trường chứng khoán và giá cổ phiếu. - Chính phủ dự đoán những con số như thu nhập, chi tiêu, lạm phát, thất nghiệp, và thâm hụt ngân sách và thương mại. - Các địa phương dự báo định kỳ mức tăng trưởng của địa phương qua các mặt: dân số; việc làm; số nhà ở, tòa nhà thương mại và các xưởng công nghiệp; nhu cầu về trường học, đường xá, trạm cảnh sát, trạm cứu hỏa, và dịch vụ công cộng; …v.v Do ba bước tổng quát được xác định trong phần mở đầu của chương này thường căn cứ vào dữ liệu mẫu hơn là dựa vào dữ liệu điều tra của tổng thể, vì vậy trong những cuộc điều tra chuẩn này sẽ có yếu tố bất định: - Các mối quan hệ ước lượng không chính xác. - Các kết luận từ kiểm định giả thuyết hoặc là phạm vào sai lầm do chấp nhận một giả thuyết sai hoặc sai lầm do bác bỏ một giả thuyết đúng. - Các dự báo dựa vào các mối liên hệ ước lượng thường không chính xác. Để giảm mức độ bất định, một nhà kinh tế lượng sẽ luôn luôn ước lượng nhiều mối quan hệ khác nhau giữa các biến nghiên cứu. Sau đó, họ sẽ thực hiện một loạt các kiểm tra để xác định mối quan hệ nào mô tả hoặc dự đoán gần đúng nhất hành vi của biến số quan tâm. Tính bất định này khiến cho phương pháp thống kê trở nên rất quan trọng trong môn kinh tế lượng. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 2
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 1.2 PHƯƠNG PHÁP THỰC HIỆN MỘT NGHIÊN CỨU KINH TẾ LƯỢNG Để thực hiện một nghiên cứu thực nghiệm, một nhà nghiên cứu phải có những câu trả lời thỏa đáng cho các câu hỏi sau: (1) Mô hình có ý nghĩa kinh tế không? Cụ thể, mô hình có thể hiện mọi quan hệ tương thích ẩn trong quá trình phát dữ liệu hay không? (2) Dữ liệu có tin cậy không? (3) Phương pháp ước lượng sử dụng có phù hợp không? Có sai lệch trong các ước lượng tìm được không? (4) Các kết quả của mô hình so với các kết quả từ những mô hình khác như thế nào? (5) Kết quả thể hiện điều gì? Kết quả có như mong đợi dựa trên lý thuyết kinh tế hoặc cảm nhận trực giác không? Do dó, mặc dù có nhiều quan điểm khác nhau, nhưng nói chung đều chia một nghiên cứu kinh tế lượng thành các bước sau: LYÙ THUYEÁT KINH TEÁ, KINH NGHIEÄM, NGHIEÂN CÖÙU KHAÙC XAÙC ÑÒNH VAÁN ÑEÀ THIEÁT LAÄP MOÂ HÌNH ÖÔÙC LÖÔÏNG MOÂ HÌNH KIEÅM ÑÒNH GIAÛ THUYEÁT THIEÁT LAÄP LAÏI MOÂ HÌNH DIEÃN DÒCH KEÁT QUAÛ CAÙC QUYEÁT ÑÒNH VEÀ DÖÏ BAÙO CHÍNH SAÙCH Hình 1.1 : Các bước thực hiện một nghiên cứu kinh tế lượng Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 3
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 1.2.1 Xác định vấn đề nghiên cứu: Vấn đề nghiên cứu thường được xác định bởi yêu cầu của công việc và/hoặc do cấp trên của nhà nghiên cứu chỉ định. Ví dụ, một trong những nhiệm vụ chính của nhà phân tích trong bộ phận dự báo của ngành điện lực là ước lượng liên hệ giữa nhu cầu về điện và các yếu tố ảnh hưởng như thời tiết và tiêu thụ theo mùa, giá điện, thu nhập, loại máy móc gia dụng, đặc điểm địa lý, công nghiệp của nơi phục vụ …v.v. Mối liên hệ ước lượng sau đó sẽ được dùng để tính các giá trị dự báo lượng điện. Các giá trị dự báo này được ngành điện lực khu vực xem xét để quyết định cấu trúc giá mới như thế nào và có cần phải xây dựng thêm nhà máy năng lượng mới để đáp ứng nhu cầu người dân trong khu vực hay không. Trong ví dụ này, dễ dàng nêu ra vấn đề nghiên cứu là liên hệ giữa nhu cầu điện với các yếu tố ảnh hưởng đến nhu cầu này, và phát ra các dự báo. 1.2.2 Thiết lập mô hình Mọi phân tích hệ thống kinh tế, xã hội, chính trị hoặc vật lý dựa trên một cấu trúc logic (gọi là mô hình), cấu trúc này mô tả hành vi của các phần tử trong hệ thống và là khung phân tích chính. Trong kinh tế học, cũng như trong các ngành khoa học khác, mô hình này được thiết lập dưới dạng phương trình, trong trường hợp này, các phương trình này mô tả hành vi kinh tế và các biến liên quan. Một mô hình được nhà nghiên cứu thiết lập có thể là một phương trình hoặc là hệ gồm nhiều phương trình. Dựa trên lý thuyết kinh tế, kinh nghiệm, các nghiên cứu khác, nhà nghiên cứu sẽ đưa ra mô hình lý thuyết đề nghị. Chẳng hạn, một nhà kinh tế có thể xác định một hàm tiêu dùng có dạng như sau: Yt= β1 + β2Xt + ut (quan hệ không xác định, có tính ngẫu nhiên) Trong đó: Yt: Tiêu dùng ($billion) Xt: GDP ($billion) ut : là sai số, một biến ngẫu nhiên (stochastic) 1.2.3 Thu thập dữ liệu Để ước lượng mô hình kinh tế lượng mà một nhà nghiên cứu đưa ra, cần có mẫu dữ liệu về các biến phụ thuộc và biến độc lập. 1.2.4 Ước lượng mô hình kinh tế lượng. Sau khi mô hình đã được thiết lập và dữ liệu phù hợp đã được thu thập, nhiệm vụ chủ yếu của nhà điều tra là ước lượng những thông số chưa biết của mô hình. Trong ví dụ trên ta sẽ các ước lượng của số hạng tung độ gốc β1, số hạng độ dốc β2, và các thông số (như trung bình và phương sai) của phân bố xác suất của sai số ut. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 4
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 1.2.5 Kiểm định giả thuyết Sau khi ước lượng mô hình, nhà nghiên cứu cần kiểm định các giả thuyết hoặc dự báo các giá trị của biến phụ thuộc, với những giá trị của các biến độc lập cho trước. Việc kiểm định chẩn đoán mô hình nhiều lần nhằm chắc chắn là những giả định đặt ra và các phương pháp ước lượng được sử dụng phù hợp với dữ liệu đã thu thập. Mục tiêu của kiểm định là tìm được những kết luận thuyết phục nhất, đó là những kết luận không thay đổi nhiều đối với các đặc trưng của mô hình. Kiểm định giả thuyết không chỉ được thực hiện nhằm cải tiến các đặc trưng của mô hình mà còn nhằm kiểm định tính đúng đắn của các lý thuyết. 1.2.6 Diễn dịch kết quả Bước cuối cùng của một nghiên cứu là diễn dịch các kết quả: ra quyết định về chính sách hay dự báo. 1.3 DỮ LIỆU TRONG CÁC MÔ HÌNH KINH TẾ LƯỢNG Có ba dạng dữ liệu kinh tế cơ bản: dữ liệu chéo (cross-sectional data), dữ liệu chuỗi thời gian (time series data), và dữ liệu dạng bảng (panel data). - Dữ liệu chéo (cross-sectional data): bao gồm các quan sát cho nhiều đơn vị kinh tế tại một thời điểm cho trước. Các đơn vị kinh tế có thể là các cá nhân, các hộ gia đình, các hãng, các tỉnh thành, các quốc gia v.v... Ví dụ: Bộ dữ liệu liệu điều tra mức sống dân cư năm 2002 VLSS-2002 - Dữ liệu chuỗi thời gian (time series data): bao gồm các quan sát trên một đơn vị kinh tế cho trước tại nhiều thời điểm. Ví dụ: Ta có thể có các quan sát chuỗi thời gian hàng năm cho chỉ tiêu GDP của một quốc gia từ năm 1960 đến 2005. - Dữ liệu dạng bảng (panel data): là sự kết hợp giữa các quan sát của các đơn vị kinh tế về một chỉ tiêu nào đó theo thời gian. Ví dụ: chúng ta thực hiện điều tra về hộ gia đinh cho cùng những hộ gia đình trong vài năm để đánh giá sự thay đổi của những hộ này theo thời gian. Dữ liệu có thể được thu thập trên các biến "rời rạc" hay "liên tục ". - Biến rời rạc là biến có một tập hợp các kết quả nhất định có thể đếm được. Ví dụ: số thành viên trong một hộ gia đình là một biến rời rạc. - Biến liên tục là biến có một số vô hạn các kết quả, như là chiều cao của một đứa trẻ. Nhiều biến kinh tế được đo bằng những đơn vị đủ nhỏ để chúng ta coi chúng như là liên tục, mặc dù thực ra chúng là rời rạc. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 5
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 1.4 CÁC MỐI QUAN HỆ TRONG NGHIÊN CỨU KINH TẾ LƯỢNG: 1.4.1 Phân tích hồi quy và quan hệ hàm số: (1) Phân tích hồi quy là phân tích sự phụ thuộc của biến phụ thuộc vào một hay nhiều biến độc lập. Biến phụ thuộc (hay còn gọi là biến được giải thích): là đại lượng ngẫu nhiên có phân bố xác suất. Biến độc lập (hay còn gọi là biến giải thích): là giá trị được xác định trước. Ví dụ: Nghiên cứu sự phụ thuộc chiều cao của con trai vào chiều cao của người cha (Galton Karl Pearson): Biến độc lập là chiều cao của người cha còn biến phụ thuộc là chiều cao của người con trai, ta không thể dự báo một cách chính xác chiều cao của người con trai thông qua chiều cao của người cha vì sai số và còn nhiều yếu tố không có trong mô hình. Nói cách khác, từ chiều cao của một người cha Xi nào đó ta sẽ xác định được chiều cao trung bình của người con trai (giữa chiều cao thực sự của người con trai và chiều cao trung bình này sẽ có một khoảng cách gọi là sai số). (2) Quan hệ hàm số Biến phụ thuộc không phải là đại lượng ngẫu nhiên, ứng với một giá trị của biến độc lập ta xác định được duy nhất một biến phụ thuộc: Ví dụ: Cách tính lương cơ bản: Lương cơ bản = Hệ số * Đơn giá tiền lương Ứng với mỗi hệ số và đơn giá tiền lương ta chỉ có mức lương cơ bản chính xác duy nhất. 1.4.2 Hàm hồi quy và quan hệ nhân quả: Phân tích hồi quy nghiên cứu quan hệ một biến phụ thuộc với một hay nhiều biến độc lập, điều này không đòi hỏi giữa biến độc lập và biến phụ thuộc và biến độc lập phải có mối quan hệ nhân quả. Ví dụ: Nhu cầu tiêu dùng (Sản lượng) = F(giá cả, thu nhập, … ) → lý thuyết kinh tế → quan hệ nhân quả. Lượng mưa = F (số con chuồn chuồn, …) Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 6
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 1.4.3 Phân tích hồi quy và phân tích tương quan: Phân tích hồi quy và tương quan khác nhau về mục đích và kỹ thuật. (1) Phân tích tương quan: Mục đích: đo lường mức độ kết hợp tuyến tính giữa 02 biến. Ví dụ: mức độ nghiện thuốc lá và ung thư phổi, điểm thi môn toán và thống kê. Kỹ thuật: có tính đối xứng. (2) Phân tích hồi quy: Mục đích: ước lượng hoặc dự báo một (hay nhiều) biến trên cơ sở giá trị đã cho của một (hay nhiều) biến khác. Kỹ thuật: không có tính đối xứng. Lưu ý: Để chuẩn bị cho các chương sau, đề nghị sinh viên về ôn tập lại các kiến thức về xáx suất và thống kê. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 7
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Chương II MÔ HÌNH HỒI QUY ĐƠN BIẾN (Simple Linear Regression Model) 2.1. MÔ HÌNH CƠ BẢN: Mô hình hồi quy tổng thể (Population Regression Function – PRF) cho biến giá trị trung bình của biến phụ thuộc thay đổi như thế nào khi các biến độc lập nhận các giá trị khác nhau. Nếu PRF có một biến độc lập thì gọi là mô hình hồi quy tuyến tính đơn biến (gọi tắt là mô hình hồi quy đơn biến). Lưu ý : Hàm hồi quy tuyến tính được hiểu là tuyến tính theo tham số. Mô hình hồi quy tổng thể PRF đơn biến có dạng như sau : PRF : Yi = β1 + β2Xi + ui Trong đó : Xi, Yi là quan sát thứ i của các biến X và Y X là Biến độc lập, Y là biến phụ thuộc. ui, là sai số của mô hình. β1, β2 tham số của mô hình. Dạng xác định của mô hình E(Yi/Xi)= β1 + β2Xi + ui Đồ thị biểu diễn : Y Yi = β1 + β2Xi + ui Yi ˆ Yi . Xi X Hình 2.1 : Đường biểu diễn mô hình hồi quy tổng thể Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 8
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 2.1.1. Các quan sát : Ví dụ : Để tìm mối liên hệ giữa giá bán của một ngôi nhà và diện tích sử dụng của nó ta sẽ đi thu thập dữ liệu này của từng ngôi nhà. Dữ liệu về giá bán và diện tích sử dụng của một căn nhà nào đó ta gọi là một quan sát. Tập hợp tất cả các quan sát có thể có mà ta quan tâm nghiên cứu trong một vấn đề nào đó gọi là tổng thể. Số phần tử của tập hợp chính được ký hiệu là N. Mẫu là tập hợp con của tổng thể. Số phần tử của mẫu đã ký hiệu là n (cỡ mẫu). Để tìm được mô hình PRF ta phải có dữ liệu của tổng thể về các quan sát Xi và Yi. Nhưng trong thực tế điều này rất khó khả thi vì khả năng và chi phí. Do đó thông thường ta chỉ có dữ liệu về các biến Xi và Yi của một mẫu lấy ra từ tổng thể nên ta có thể xây dựng được mô hình hồi quy mẫu (Sample Regression Function – SRF) Mô hình hồi quy mẫu SRF đơn biến có dạng như sau : SRF : ˆ ˆ Yi = β1 + β 2 Xi + u i ˆ Trong đó : u i là phần dư của mô hình. ˆ ˆ ˆ β1 , β 2 là tham số ước lượng của mô hình. 2.1.2. Các tham số thống kê : Thuật ngữ tuyến tính ở đây được hiểu là tuyến tính theo các tham số ước lượng, nó có thể hoặc không tuyến tính với các biến. Ta có : PRF : Yi = β1 + β2Xi + ui ∆Y ⇒ E(Yi /Xi) = β1 + β2Xi và β2 = ∆X Ý nghĩa các hệ số hồi quy : β2 : Độ dốc (Slope) của đường hồi quy tổng thể, là lượng thay đổi của Y, ở mức trung bình, trên một đơn vị thay đổi của X. Vì vậy β2 được diễn dịch là ảnh hưởng cận biên của X lên Y. β1 : Tung độ gốc (Intercept) của đường hồi quy tổng thể, và là giá trị của trị trung bình Y khi X bằng 0. Tuy nhiên sẽ không có cách giải thích cho β1 vì nguyên nhân là vì β1 còn ẩn chứa biến bỏ sót (ngoài mô hình). ˆ ˆ Tương tự cho cách giải thích β1 , β 2 của hàm hồi quy mẫu SRF. SRF : ˆ ˆ Yi = β1 + β 2 Xi + u i ˆ ˆ β 2 : Độ dốc của đường SRF, là lượng thay đổi của Y, ở mức trung bình theo thông tin của mẫu, trên một đơn vị thay đổi của X. ˆ β1 : Tung độ gốc của đường SRF. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 9
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Ví dụ : Tìm mối liên hệ giữa giá của một ngôi nhà (PRCIE – đơn vị tính : ngàn USD) và diện tích sử dụng (SQFT – đơn vị tính : m2), ta thiết lập một mô hình hồi quy đơn giản sau : PRF : PRICEi = β1 + β2SQFTi + ui SRF : ˆ ˆ PRICEi = β1 + β 2 SQFTi + u i ˆ SRF : PRICEi = 52,35 + 0,139*SQFTi + u i ˆ Cách giải thích các thông số ước lượng của mô hình : ˆ β 2 = 0,139, điều đó có nghĩa là : theo thông tin của mẫu, một mét vuông diện tích tăng thêm sẽ làm tăng giá bán nhà lên, ở mức trung bình, 0.139 ngàn USD hay 139 USD. Một cách thực tế hơn, khi diện tích sử dụng nhà tăng thêm 100 mét vuông thì hy vọng rằng giá bán trung bình của ngôi nhà sẽ tăng thêm khoảng $14.000 USD. ˆ ˆ β1 = 52,35, không có cách giải thích cho β1 vì không thể cho rằng khi không ngôi nhà đất thì người mua vẫn phải trả 01 khoản tiền là 52,35 ngàn $. Nguyên nhân là vì ˆ β1 còn ẩn chứa biến bỏ sót. 2.1.3. Số hạng sai số : Yi (Xi, Yi) ˆ ui ui ˆ ˆ ˆ Yi = β 1 + β 2 X i Đường hồi quy mẫu (Đường hồi quy tổng thể) E(Yi / Xi ) = β1 + β2Xi ˆ Yi E(Yi/Xi) 0 Xi Hình 2.2 : Mô hình hồi quy mẫu và tổng thể Số hạng sai số ui (hay còn gọi là số hạng ngẫu nhiên - stochastic disturbance) là thành phần ngẫu nhiên không quan sát được và là sai biệt giữa Yi và phần xác định β1 + β2Xi ˆ ˆ ui = Yi - Yi ( Yi : giá trị ước lượng (dự báo) của Yi) Trong PRF : ui = Yi – E(Yi/Xi) được gọi là sai số (Error), : ˆ ˆ còn trong SRF u i = Yi - Yi được gọi là phần dư (Residual), Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 10
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Nguyên nhân gây ra sai số : - Biến giải thích bị bỏ sót. Giả sử mô hình thực sự là Yi = β1 + β2Xi + β3Zi + νi, trong đó Zi là một biến giải thích khác và νi là số hạng sai số thực sự, nhưng ta lại sử dụng mô hình là Yi = β1 + β2Xi + ui. Vì thế, ui = β3Zi + νi bao hàm cả ảnh hưởng của biến Z bị bỏ sót. Trong ví dụ trên, nếu mô hình thực sự bao gồm cả ảnh hưởng của số phòng ngủ và phòng tắm của ngôi nhà lên giá bán và ta đã bỏ qua hai ảnh hưởng này mà chỉ xét đến diện tích sử dụng thì số hạng u sẽ bao hàm cả ảnh hưởng của phòng ngủ và phòng tắm lên giá bán - Tính phi tuyến tính : ui có thể bao gồm ảnh hưởng phi tuyến tính trong mối quan hệ giữa Y và X. Vì thế, nếu mô hình thực sự là Yi = β1 + β2Xi + β3 X i2 + νi, nhưng ta lại sử dụng mô hình là Yi = β1 + β2Xi + ui. Vì thế, ui = β3 X i2 + νi bao hàm cả ảnh hưởng của thành phần phi tuyến - Sai số đo lường : Sai số trong việc đo lường X và Y có thể được thể hiện qua u. Sai số này là do : sử dụng các biến thay thế X, Y, cách lấy mẫu, … - Những ảnh hưởng không thể dự báo : Dù là một mô hình kinh tế lượng tốt cũng có thể chịu những ảnh hưởng ngẫu nhiên không thể dự báo được. Những ảnh hưởng này sẽ luôn được thể hiện qua số hạng sai số ui. 2.2. ƯỚC LƯỢNG MÔ HÌNH BẰNG PHƯƠNG PHÁP BÌNH PHƯƠNG TỐI THIỂU THÔNG THƯỜNG (Ordinary Least Of Squares) Nguyên tắc : Tiêu chuẩn tối ưu được sử dụng bởi phương pháp bình phương tối thiểu thông thường (OLS) là cực tiểu hóa hàm mục tiêu : n ESS = ∑u ˆ i =1 2 i → Min (viết tắt ∑u ˆ 2 i ). (ESS = Error Sum of Squares : Tổng bình phương sai số) ˆ ˆ Ta có : Yi = β1 + β 2 Xi + u i ˆ ˆ ⇒ u i = Yi - Yi ˆ Vậy : ESS = ∑u ˆ 2 i = ∑ (Yi ˆ − Yi ) 2 = ∑ (Y i ˆ ˆ − β1 − β 2 X i ) 2 → Min ˆ ˆ ˆ ˆ Để tính β1 và β 2 ta lấy đạo hàm bậc nhất theo β1 và β 2 và được hệ phương trình chuẩn ⎧ ∂ESS ⎪ ∂β = 0 ⎧− 2∑ (Yi − β1 − β 2 X i ) = 0 ˆ ˆ ⎧∑ u i = 0 ⎪ ˆ1 ⎪ ⎪ ˆ ⎨ ⇒ ⎨ ⇒ ⎨ ⎪ ∂ESS = 0 ⎪− 2∑ (Yi − β1 − β 2 X i )X i = 0 ⎩ ˆ ˆ ⎪∑ u i X i = 0 ⎩ ˆ ⎪ ∂β 2 ⎩ ˆ Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 11
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Từ hệ phương trình chuẩn ta suy ra: ˆ ˆ β1 = Y − β 2 X ˆ n ∑ X i Yi − ∑ X i ∑ Yi ∑ ( X − X )( Y − Y ) i i β2 = = n ∑ X i2 − (∑ X i ) 2 ∑ (X − X) 2 i Nếu đặt : ⎨ ⎧x i = X i − X ⎪ ⇒ ˆ β2 = ∑x y i i ⎪ y i = Yi − Y ⎩ ∑x 2 i Ví dụ : Với dữ liệu về giá và diện tích của 14 căn (trong DATA3-1 – Bộ dữ liệu ˆ ˆ Ramanathan). Tìm β1 , β 2 trong mô hình hồi quy ước lượng sau : PRF : PRICEi = β1 + β2SQFTi + ui SRF : ˆ ˆ PRICEi = β1 + β 2 SQFTi + u i ˆ Trong đó: PRICEi : Giá mỗi căn nhà (ngàn USD) SQFTi : diện tích căn nhà (m2) Từ dữ liệu ta tính được Y = 317,49 X = 1.910,93 Bảng 2.1 : Thực hiện hồi quy đơn biến Yi = Xi = i Yi - Y Xi - X (Xi- X )(Yi- Y ) (Xi- X )2 PRICEi SQFTi 1 199,9 1065 -117,59 -845,93 99.475,16 715.595,15 2 228 1254 -89,49 -656,93 58.790,41 431.555,15 3 235 1300 -82,49 -610,93 50.397,24 373.233,72 4 285 1577 -32,49 -333,93 10.850,29 111.508,29 5 239 1600 -78,49 -310,93 24.405,67 96.676,58 6 293 1750 -24,49 -160,93 3.941,60 25.898,01 7 285 1800 -32,49 -110,93 3.604,39 12.305,15 8 365 1870 47,51 -40,93 -1.944,40 1.675,15 9 295 1935 -22,49 24,07 -541,44 579,43 10 290 1948 -27,49 37,07 -1.019,20 1.374,29 11 385 2254 67,51 343,07 23.159,77 117.698,01 12 505 2600 187,51 689,07 129.205,81 474.819,43 13 425 2800 107,51 889,07 95.581,53 790.448,01 14 415 3000 97,51 1.089,07 106.192,24 1.186.076,58 Tổng cộng 602.099,09 4.339.442,93 ˆ Ta có : β 2 = ∑ (X − X)(Y − Y) = 602.099.09 = 0,1388 i i ∑ (X − X) 2 4.339.442,93 i ˆ ˆ β1 = Y − β 2 X = 317,49 − 0,1388 × 1.910,93 = 52,351 Vậy : PRICEi = 52,35 + 0,139*SQFTi + u i ˆ Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 12
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Lưu ý: Tính bằng hàm sẵn có của EXCEL : ˆ β 2 = SLOPE(known_y's,known_x's) ˆ β1 = INTERCEPT(known_y's,known_x's) Tính bằng Data Analysis của EXCEL: Regression Statistics Multiple R 0.905827 R Square 0.820522 Adjusted R Square 0.805565 Standard Error 39.023036 Observations 14 ANOVA df SS MS F Significance F Regression 1 83541.44 83541.44 54.8605128 8.19906E-06 Residual 12 18273.57 1522.797 Total 13 101815 Standard Coefficients t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Error Intercept 52.350907 37.2855 1.404056 0.185651 -28.887191 133.5890 SQFT 0.138750 0.018733 7.406788 0.000008 0.097935 0.179566 Hình 2.3 Thực hiện hồi quy đơn biến trên EXCEL Tính bằng phần mềm EVIEW : Dependent Variable: PRICE Method: Least Squares Date: 01/04/06 Time: 12:08 Sample: 1 14 Included observations: 14 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 52.35091 37.28549 1.404056 0.1857 SQFT 0.138750 0.018733 7.406788 0.0000 R-squared 0.820522 Mean dependent var 317.4929 Adjusted R-squared 0.805565 S.D. dependent var 88.49816 S.E. of regression 39.02304 Akaike info criterion 10.29774 Sum squared resid 18273.57 Schwarz criterion 10.38904 Log likelihood -70.08421 F-statistic 54.86051 Durbin-Watson stat 1.975057 Prob(F-statistic) 0.000008 Hình 2.4 Thực hiện hồi quy đơn biến trên EVIEW Lưu ý: Khi có các kết quả tính toán của mô hình từ các phần mềm, sinh viên cần viết ra PRF và SRF. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 13
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 2.3. CÁC GIẢ THIẾT CƠ BẢN : (1) Mô hình hồi quy tuyến tính với các tham số β1 và β2. (2) Tất cả các giá trị quan sát Xi không được giống nhau; phải có ít nhất một giá trị khác biệt, nghĩa là Var(Xi) ≠ 0 (3) Sai số ui là biến ngẫu nhiên với trung bình bằng không, nghĩa là E(ui) = 0. (4) Các giá trị quan sát Xi được cho và không ngẫu nhiên, điều này ngầm định rằng không tương quan với ui nghĩa là Cov (Xi, ui) = 0. (5) Sai số ui có phương sai không đổi với mọi i; nghĩa là Var(ui) = σ2 = const. (6) Hai sai số ui và us bất kỳ độc lập với nhau đối ∀ i ≠ s, nghĩa là Cov(ui,us)=0 (7) Số quan sát (cỡ mẫu) phải lớn hơn số hệ số hồi quy ước lượng (ở đây n > 2). (8) Sai số ui tuân theo phân phối chuẩn ui ~ N(0, σ2) 2.4. TÍNH CHẤT : Tính chất 1: (∑ X ) 2 ∑ (X ∑X ∑X i 2 SXX = i − X) = 2 2 i − = 2 i − nX n Tính chất 2: ∑X ∑Y ∑ (X ∑X Y ∑X Y i i SXY = i − X)(Yi − Y) = i i − = i i − n XY n ˆ Từ tính chất (1) và (2) ta suy ra β 2 = ∑x y i i = S xy ∑x 2 i S xx Tính chất 3: ˆ ˆ Không thiên lệch : E( β1 ) = β1 và E( β 2 ) = β2 (Do giả thiết 3 và 4) Tính chất 4: ˆ Tính nhất quán: lim β = β (Do giả thiết 2, 3 và 4) n →∞ Tính chất 5 (Định lý Gauss–Markov) Ước lượng OLS là BLUE (Best Linear Unbias Estimation) nếu thỏa mãn giả thiết 2, 3, 4, 5 và 6. Nghĩa là trong tất cả các tổ hợp tuyến tính không thiên lệch của Y, ước lượng OLS của tham số ước lượng có phương sai bé nhất. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 14
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 2.5. ĐỘ CHÍNH XÁC CỦA ƯỚC LƯỢNG Từ lý thuyết xác suất ta biết rằng phương sai của một biến ngẫu nhiên đo lường sự phân tán xung quanh giá trị trung bình. Phương sai càng bé, ở mức trung bình, từng giá trị riêng biệt càng gần với giá trị trung bình. Tương tự, khi đề cập đến khoảng tin cậy, ta biết rằng phương sai của biến ngẫu nhiên càng nhỏ, khoảng tin cậy của các tham số càng bé. Như vậy, phương sai của một ước lượng là thông số để chỉ độ chính xác của một ước ˆ ˆ lượng. Do đó việc tính toán phương sai của β1 và β 2 là luôn cần thiết. Từ các tính chất và giả thiết ta có các công thức tính toán sau : Phương sai của sai số : Var( u i ) = σ2 = ˆ ∑u 2 i n−2 ⇒ σ= ∑u 2 i n−2 Phương sai của hệ số độ dốc : ˆ ˆ σ2 Var( β 2 ) = Sβ = E( β 2 -β2) = 2 ˆ 2 S XX ˆ σ2 ⇒ SE( β 2 ) = Sβ = ˆ SE: Standard Error (sai số chuẩn). 2 S XX Phương sai của hệ số tung độ gốc : ˆ ˆ Var( β1 ) = Sβ = E( β1 -β1) = 2 ∑X 2 i × σ2 ˆ 1 n S XX ˆ ⇒ SE( β1 ) = Sβ = = ∑X 2 i × σ2 . ˆ 1 n S XX Đồng phương sai của hệ sốđộ dốc và tung độ gốc : ˆ ˆ Xσ 2 Cov( β1 β 2 ) = Sβ β = ˆ ˆ 1 2 S XX 2.6. ĐỘ THÍCH HỢP CỦA MÔ HÌNH: Hình 2.2 cho thấy rõ rằng không có đường thẳng nào hoàn toàn “thích hợp” với các dữ liệu bởi vì có nhiều giá trị dự báo bởi đường thẳng cách xa với giá trị thực tế. Để có thể đánh giá một mối quan hệ tuyến tính mô tả những giá trị quan sát có tốt hơn một mối quan hệ tuyến tính khác hay không, cần phải có các chỉ tiêu toán học đo lường độ thích hợp. Hệ số xác định R2 là một chỉ tiêu được đề nghị. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 15
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Tổng bình phương toàn phần (Total Sum of Squares – TSS) TSS = ∑ (Y i − Y) 2 Tổng bình phương sai số (Error Sum of Squares – ESS) ESS = ∑ (Y i ˆ − Yi ) 2 Tổng bình phương hồi quy (Regression Sum of Squares – RSS) RSS = ∑ (Y ˆ i − Y) 2 Người ta đã chứng minh được : TSS = ESS + RSS Hệ số xác định: RSS ESS ˆ S XX R2 = = 1− = β2 TSS TSS S YY Vậy : - 1 ≤ R2 ≤ 1 Ý nghĩa của R2: % sự thay đổi của biến phụ thuộc được giải thích bởi mô hình. Trong mô hình hồi quy đơn biến: R2 = r2 (r là hệ số tương quan mẫu) 2.7. KHOẢNG TIN CẬY VÀ KIỂM ĐỊNH CÁC GIẢ THUYẾT THỐNG KÊ: Kiểm định giả thuyết thống kê là một trong những nhiệm vụ chính của nhà kinh tế ˆ ˆ lượng. Như ta vừa tính toán trong ví dụ trên, thông số ước lượng β1 và β 2 là một đại lượng khác không nhưng thông số hồi quy của tổng thể β1 và β2 liệu có khác 0 hay không, điều này có ý nghĩa gì. Kiểm định các giả thuyết thống kê sẽ giúp ta trả lời được câu hỏi này. 2.7.1. Đối với tham số độ dốc: Trong nghiên cứu kinh tế lượng, người ta hay dùng kiểm định 02 phía đối với kiểm định các tham số riêng lẻ. Kết quả kiểm định này trên các phần mềm chuyên dụng là kiểm định 02 phía. Giả thuyết kiểm định: H0: β2 = 0 → X không ảnh hưởng đối với Y. H1: β2 ≠ 0 → X có ảnh hưởng đối với Y. Kỳ vọng: Bác bỏ H0. Xác Định Trị Thống Kê Kiểm Định ˆ β2 tc = , t* = tα/2, n-2 Sβˆ 2 Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 16
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Kết luận: Nếu | tc | > tα/2, n-2 → Bác bỏ H0 Lưu ý : Trong các phần mềm ứng dụng giá trị p-value (hay Significant) là giá trị xác suất tương ứng với tc với bậc tự do n-2 thường được tính toán sẵn, ta có thể dùng giá trị này để kết luận nhanh. Nếu p-value ≤ α → Bác bỏ H0 Khoảng tin cậy của β2 : ˆ ˆ β 2 − S β * t α / 2 , n − 2 ≤ β2 ≤ β 2 + S β * t α / 2 , n − 2 ˆ ˆ 2 2 ˆ Đặt a = β 2 − Sβ * t α / 2,n −2 ; ˆ ˆ b = β 2 + S β * t α / 2 , n − 2 ⇒ a ≤ β2 ≤ b ˆ 2 2 Nếu a, b cùng dấu → Bác bỏ H0 Ví dụ: Quay lại với ví dụ PRF : PRICEi = β1 + β2SQFTi + ui SRF : ˆ ˆ PRICEi = β1 + β 2 SQFTi + u i ˆ SRF : PRICEi = 52,35 + 0,139*SQFTi + u i ˆ Giả thuyết kiểm định với α = 5%: H0: β2 = 0 → Diện tích sử dụng không ảnh hưởng đến giá nhà. H1: β2 ≠ 0 → Diện tích sử dụng ảnh hưởng đến giá nhà. Theo kết quả hình 2.3 (hoặc 2.4) ta có 3 cách để đưa ra kết luận: • tc = 7,406788 < tα/2, n-2 = t2,5%,12→ Bác bỏ H0. • hay p-value = 0,000 < α → Bác bỏ H0. • 0,979 < β2 < 0,1796 → Bác bỏ H0. Vậy : Diện tích sử dụng ảnh hưởng đến giá nhà có ý nghĩa về mặt thống kê. Lưu ý: Chỉ sử dụng 01 trong 03 cách trong thực hành. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 17
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng Kiểm định 01 phía: Nếu biết dấu kỳ vọng của β2 ta có thể thực hiện kiểm định 01 phía với các giả thiết : H0: β2 = 0 (β2 ≥ 0) hoặc H0: β2 = 0 (β2 ≤ 0) H1: β2 < 0 H1: β2 > 0 Khi đó miền bác bỏ là : tc tα, n-2 2.7.2. Đối với tham số tung độ gốc. Trình bày tương tự cho kiểm định các giả thiết thống kê và tính khoảng tin cậy của β1. Tuy nhiên thông thường ta không quan tâm đến việc kiểm định các giả thiết thống kê cho tham số tung độ gốc β1 nguyên nhân là do không có cách giải thích phù hợp cho tham số này. Kiểm định độ thích hợp của mô hình sẽ được trình bày trong chương Hồi quy đa biến. 2.8. TRÌNH BÀY KẾT QUẢ HỒI QUY Các kết quả của phân tích hồi quy được trình bày theo nhiều cách. Theo cách thông thường, người ta sẽ viết phương trình ước lượng kèm với các trị thống kê t ở dưới mỗi hệ số hồi quy như sau: PRICE = ˆ 52,315 + 0,139SQFT + u i (1,404) (7,41) 2 R = 0,821 df = 12 σ = 39,023 Bậc tự do (df: Degree Free). Một cách khác là điền các sai số chuẩn dưới các hệ số hồi quy. Tuy nhiên, ngày nay với các tiện ích của các phần mềm máy tính người ta có thể trình bày kết quả hồi quy bằng in các bảng tính từ các Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 18
- Tập bài giảng môn học: Kinh tế lượng 2.9. THANG ĐO: Giả sử chúng ta đã tính PRICE theo đơn vị đồng đôla thay vì theo ngàn đồng đôla. Cột PRICE ở bảng tính sẽ chứa các giá trị như 199.900, 228.000, v.v. Những ước lượng của hệ số hồi quy, các sai số chuẩn của chúng, R2, … sẽ bị ảnh hưởng như thế nào bởi sự thay đổi đơn vị này? Ta có : (1) PRICEi = β1 + β2SQFTi + ui (trong đó PRICEi tính bằng ngàn USD) (2) PRICEi* = α1 + α2SQFTi + νi (trong đó PRICEi* tính bằng USD) ⇒ PRICEi* = 1000 × PRICEi thay vào (2) ta được : 1000 × PRICEi = α1 + α2SQFTi + νi α1 α ν ⇒ PRICEi = + 2 SQFTi + i 1000 1000 1000 α1 α2 νi Vậy: β1 = ; β2 = ui = 1000 1000 1000 Hay: α1 = 1000β1 ; α2 = 1000β2 ; νi = 1000ui Kết luận : Việc thay đổi đơn vị là cho các hệ số ước lượng và các sai số chuẩn của chúng tăng 1000 lần, còn R2 không thay đổi. Làm tương tự với sự thay đổi đơn vị của các biến khác. Biên soạn : ThS. Hoàng Thị Hồng Vân 19
CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD
-
Giải bài tập thực hành môn Kinh tế lượng
9 p |
3342 |
1038
-
Bài giảng môn Kinh tế lượng - TS. Lê Tấn Nghiêm
55 p |
561 |
209
-
Bài giảng môn kinh tế học
180 p |
604 |
208
-
Bài giảng môn Kinh tế vi mô
107 p |
421 |
188
-
Bài giảng môn Kinh tế lượng - Nguyễn Thanh Hải
172 p |
327 |
142
-
Bài giảng môn kinh tế lượng - Chương 5
19 p |
105 |
37
-
Bài giảng môn Kinh tế học quản lý - TS. Từ Thúy Anh
5 p |
56 |
22
-
Đề thi môn Kinh tế lượng năm 2013-2014 - ĐH Văn Lang
2 p |
42 |
13
-
Bài giảng môn: Kinh tế quốc tế - TS. Đỗ Thị Hương
33 p |
27 |
13
-
Bài giảng môn Kinh tế lượng (272tr)
272 p |
21 |
10
-
Đề thi kết thúc học phần môn Kinh tế lượng: Trường ĐH kinh tế TP. HCM (Đề số 1 - K38)
2 p |
4 |
3
-
Bài giảng môn Kinh tế đầu tư: Chương 2 - ThS. Đinh Hoàng Minh
111 p |
10 |
3
-
Bài giảng môn Kinh tế thủy sản: Chương 3: Kinh tế sản xuất - Nguyễn Minh Đức
31 p |
8 |
2
-
Bài giảng môn Kinh tế vĩ mô - ThS. Trần Mạnh Kiên
193 p |
8 |
1
-
Đề thi kết thúc học phần môn Kinh tế lượng: Trường ĐH kinh tế TP. HCM (Đề số 2 - K38)
2 p |
1 |
0
-
Đề thi kết thúc học phần môn Kinh tế lượng (Hệ ĐHCQ)" của Trường ĐH kinh tế TP. HCM (Đề số 1 - K39
2 p |
0 |
0
-
Đề thi kết thúc học phần môn Kinh tế lượng (Hệ ĐHCQ): Trường ĐH kinh tế TP. HCM (Đề số 4 - K39)
2 p |
5 |
0

Set-Cookie: TLDEVNamespace=d2bm84u4gvf67dj0mvbhuqdg85; path=/; domain=.tailieu.vn; HttpOnly