Bài giảng Kinh tế lượng - Chương 2: Hồi quy đơn biến - Trần Quang Cảnh

1• Buổi 2: Ôn lại bài, trước khi học tiếp. 1 CHƯƠNG 2 HỒI QUY ĐƠN BIẾN 2 3 1. Biết được phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất để ước lượng hàm hồi quy tổng thể dựa trên số liệu mẫu 2. Hiểu các cách kiểm định những giả thiết 3. Sử dụng mô hình hồi quy để dự báo MỤC TIÊU HỒI QUY ĐƠN BIẾN NỘI DUNG Mô hình1 Phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS)2 3 Kiểm định giả thiết4 Ví dụ5 Khoảng tin cậy 4 Ví dụ Cho số liệu về số lượng gạo bán (tấn) hàng tháng của 6 cửa hàng gạo. Nếu anh A mở một của hàng gạo thì dự báo lượng gạo bán hàng tháng. 5 Cửa hàng Số lượng 1 10 2 6 3 9 4 5 5 4 6 2 Ví dụ • Nếu anh A muốn bán gạo mức giá 6 ngàn đ/kg thì dự báo số lượng gạo bán trong tháng. 6 Cửa hàng Giá Số lượng 1 1 10 2 4 6 3 2 9 4 5 5 5 5 4 6 7 2 1 2 3 4 5 6 22.1 MÔ HÌNH Mô hình hồi quy tuyến tính hai biến (đơn biến) PRF dạng xác định • E(Y/Xi) = f(Xi)= β1 + β2Xi dạng ngẫu nhiên • Yi = E(Y/Xi) + Ui = β1 + β2Xi + Ui SRF dạng xác định • dạng ngẫu nhiên 7 ii XY 21 ˆˆˆ   iiiii eXeYY  21 ˆˆˆ  2.1 MÔ HÌNH Trong đó • : Ước lượng cho b1. • : Ước lượng cho b2. • : Ước lượng cho E(Y/Xi) • Sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất thông thường (OLS) để tìm , 8 2ˆ1ˆ 2ˆ 1ˆ iYˆ 2.1 MÔ HÌNH Y X 9 1 2ˆ 1ˆ PRF 2 SRF Hình 2.1: Hệ số hồi quy trong hàm hồi quy PRF và SRF 2.2 PHƯƠNG PHÁP OLS Giả sử có n cặp quan sát (Xi, Yi). Tìm giá trị Ŷi sao cho Ŷi gần giá trị Yi nhất, tức ei= |Yi - Ŷi| càng nhỏ càng tốt.  Tuy nhiên, ei thường rất nhỏ và thậm chí bằng 0 vì chúng triệt tiêu lẫn nhau. Để tránh tình trạng này, ta dùng phương pháp bình phương nhỏ nhất (Ordinary least squares OLS ).  Với n cặp quan sát, muốn 10   min(*)ˆˆ 2 1 21 1 2    n i ii n i i XYe  2.2 PHƯƠNG PHÁP OLS Điều kiện (*) có nghĩa tổng bình phương các sai lệch giữa giá trị thực tế (Yi ) và giá trị tính theo hàm hồi quy mẫu là nhỏ nhất.  Bài toán thành tìm , sao cho fmin Điều kiện để phương trình trên đạt cực trị là: 11 2ˆ1ˆ   0e2XˆˆY2 ˆ e n 1i i n 1i i21i 1 n 1i 2 i bb b              0Xe2XXˆˆY2 ˆ e n 1i iii n 1i i21i 2 n 1i 2 i bb b            iYˆ 2.2 PHƯƠNG PHÁP OLS 12           n i i n i i n i ii n i n i ii YXXX YXn 1 11 2 21 1 1 21 ˆˆ ˆˆ   Hay 7 8 9 10 11 12 32.2 PHƯƠNG PHÁP OLS • Giải hệ ta được 13 XY 21 ˆˆ          n i i n i ii XnX YXnXY 1 22 1 2 ).( .. ˆ XXx ii  YYy ii     b n 1i 2 i n 1i ii 2 x xy ˆ 2.2 PHƯƠNG PHÁP OLS Với 14 n Yi Y    là trung bình mẫu (theo biến) n Xi X    gọi là độ lệch giá trị của biến so với giá trị trung bình mẫu   XXx ii   YYy ii Với số liệu của thí dụ 2 chương 2 data giáo trình kinh tế lượng. Hãy ước lượng hàm hồi quy của Y theo X bằng cách tính toán thông thường, nêu ý nghĩa của các tham số. Ước lượng Y, X và vẽ đồ thị bằng Eviews, 15 2.2 PHƯƠNG PHÁP OLS Yi 70 65 90 95 110 115 120 140 155 150 Xi 80 100 120 140 160 180 200 220 240 260 Đặc điểm của đường hồi quy mẫu Một khi thu được các ước lượng từ mẫu, ta có thể vẽ được đường hồi quy mẫu và đường này có những đặc tính sau: 16 Đặc điểm của đường hồi quy mẫu 1. Nó đi qua giá trị trung bình mẫu của X và Y, do 17 Hình 2.2: Đường hồi quy mẫu qua giá trị trung bình Đặc điểm của đường hồi quy mẫu 2. Giá trị ước lượng trung bình của Y bằng với giá trị trung bình của Y quan sát. 3. Giá trị trung bình của sai số ei bằng 0: ē = 0. 4. Sai số ei không có tương quan với giá trị dự báo của Yi. 5. Sai số ei không có tương quan với Xi. 18 0 1 ^   i n i e iY 0 1   i n i ieX 13 14 15 16 17 18 4CÁC TỔNG BÌNH PHƯƠNG ĐỘ LỆCH 19 2 ^ 2 ^ 2 )()()(   YYYYYY iiii TSS = RSS + ESS • TSS (Total Sum of Squares - Tổng bình phương sai số tổng cộng – tổng bình phương tất cả các sai lệch giữa giá trị quan sát Y với giá trị trung bình của chúng ) • ESS: (Explained Sum of Squares – Tổng bình phương sai số được giải thích – Tổng bình phương của tất cả các sai lệch giữa giá trị của biến Y tính theo hàm hồi quy mẫu với giá trị trung bình) 20 CÁC TỔNG BÌNH PHƯƠNG ĐỘ LỆCH   2222 ).()( iii yYnYYYTSS ))((*)ˆ()ˆ()ˆ( 2 1 22 2 22 2 2 XX nxYYESS n i iii     • RSS: (Residual Sum of Squares - Tổng bình phương sai số của phần dư – tổng bình phương tất cả các sai lệch giữa giá trị quan sát của biến Y và giá trị Y nhận được từ hàm hồi quy mẫu) 21 CÁC TỔNG BÌNH PHƯƠNG ĐỘ LỆCH    222222 ˆ)ˆ( iiiii xyYYeRSS  ESS Tổng chênh lệch 22 RSS SRF TSS Y X Yi Xi iYˆ Hình 2.3: Ý nghĩa hình học của TSS, RSS và ESS CÁC TỔNG BÌNH PHƯƠNG ĐỘ LỆCH TSS = ESS + RSS → 23 HỆ SỐ XÁC ĐỊNH R2 TSS RSS TSS ESS 1 Hàm SRF phù hợp tốt với các số liệu quan sát (mẫu) khi gần Yi . Khi đó ESS lớn hơn RSS. Hệ số xác định R2: một thước đo mức độ phù hợp của hàm hồi quy mẫu. iYˆ 24 Trong mô hình 2 biến, người ta chứng minh được rằng     n i i n i i y x R 1 2 1 22 2 2 ˆ HỆ SỐ XÁC ĐỊNH R2     n i i n i i y e TSS RSS TSS ESS R 1 2 1 2 2 11 19 20 21 22 23 24 5Nhược điểm: R2 tăng khi số biến X đưa vào mô hình tăng, dù biến đưa vào không có ý nghĩa. =>Sử dụng R2 điều chỉnh (adjusted R2 -R2) để quyết định đưa thêm biến vào mô hình. TÍNH CHẤT CỦA HỆ SỐ XÁC ĐỊNH R2 25 0≤ R2≤1 Cho biết % sự biến động của Y được giải thích bởi các biến số X trong mô hình. R2 =1: đường hồi quy phù hợp hoàn hảo R2 =0: X và Y không có quan hệ HỆ SỐ XÁC ĐỊNH ĐIỀU CHỈNHR2 kn n RR    1 )1(1 2 2 • Khi k > 1, R2 < R2. Do vậy, khi số biến X tăng,R2 sẽ tăng ít hơn R2. • Khi đưa thêm biến vào mô hình mà làm choR2 tăng thì nên đưa biến vào và ngược lại. 26 27 Hệ số tương quan r: đo lường mức độ chặt chẽ của quan hệ tuyến tính giữa 2 đại lượng X và Y.     n i i n i i n i ii xy xy r 1 2 1 2 1 HỆ SỐTƯƠNG QUAN r 28 • • r > 0: giữa X và Y có quan hệ đồng biến r-> ± 1: X và Y có quan hệ tuyến tính chặt chẽ r-> 0: X và Y có quan hệ tuyến tính không chặt chẽ r < 0: X và Y có quan hệ nghịch biến • Hệ số tương quan có tính chất đối xứng: rXY = rYX • Nếu X, Y độc lập theo quan điểm thống kê thì hệ số tương quan giữa chúng bằng 0. • r chỉ là đại lượng đo sự kết hợp tuyến tính hay phụ thuộc tuyến tính, r không có ý nghĩa để mô tả quan hệ phi tuyến. TÍNH CHẤT HỆ SỐTƯƠNG QUAN r 11  r 29 HỆ SỐTƯƠNG QUAN r và r cùng dấu với VD: Với R2 = 0,81 => r = ± 0,9 = 0,9 ii XY 75,025,6 ˆ  2ˆ Có thể chứng minh được 2Rr  HIỆP TƯƠNG QUAN MẪU 30 1 ))(( ),( 1,      n YYXX YXCovS i n i i YX Đo lường mức độ quan hệ giữa X và Y 25 26 27 28 29 30 6Tiếp tục với ví dụ trên, tính TSS, ESS, RSS 31 R 2 R 2 S xy Buổi 3: • Gửi bảng giá trị; • Bài tập: với số liệu các bài tập chương 2, vẽ đồ thị, tìm phương trình hồi quy, hệ số xác định, hệ số tương quan giữa các biến. • Ôn lại bài, trước khi học tiếp; cách sử dụng máy tính để tính các hệ số. 32 2.3 Các giả thiết của phương pháp OLS • Giả thiết 1: Các giá trị Xi được xác định trước và không phải là đại lượng ngẫu nhiên. VD: Mẫu 1 Mẫu 2 33 Chi tiêu Y Thu nhập X 70 80 65 100 90 120 95 140 110 160 115 180 120 200 140 220 155 240 150 260 Chi tiêu Y Thu nhập X 55 80 88 100 90 120 80 140 118 160 120 180 145 200 135 220 145 240 175 260 • Giả thiết 2: Kỳ vọng hoặc trung bình số học của các sai số là bằng 0 (zero conditional mean), nghĩa là E(U/Xi) = 0 • Giả thiết 3: Các sai số U có phương sai bằng nhau (homoscedasticity). Var(U/Xi) = σ 2 34 2.3 Các giả thiết của phương pháp OLS Phương sai sai số đồng nhất: Var(U/Xi) = σ2 2.3 Các giả thiết của phương pháp OLS 35 Phương sai sai số không đồng nhất: var(Ui|Xi) = i 2 36 2.3 Các giả thiết của phương pháp OLS 31 32 33 34 35 36 72.3 Các giả thiết của phương pháp OLS • Giả thiết 4: Các sai số U không có sự tương quan, nghĩa là Cov(Ui, Ui’) = E(UiUi’) = 0, nếu i  i’ 37 Một số kiểu mẫu biến thiên của thành phần nhiễu 38 2.3 Các giả thiết của phương pháp OLS • Giả thiết 5: Các sai số U độc lập với biến giải thích. Cov(Ui, Xi) = 0 • Giả thiết 6: Đại lượng sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn Ui ~ N(0, δ 2 ) 39 2.4 TÍNH CHẤT CÁC ƯỚC LƯỢNG , là ước lượng điểm của , tìm được bằng phương pháp OLS có tính chất: • , được xác định một cách duy nhất với n cặp giá trị quan sát (Xi , Yi) • , là các đại lượng ngẫu nhiên, với các mẫu khác nhau, giá trị của chúng sẽ khác nhau • Ta đo lường độ chính xác các ước lượng bằng sai số chuẩn (standard error – se). 40 2ˆ1ˆ 21 2ˆ1ˆ 2ˆ1ˆ Sai số chuẩn của các ước lượng OLS 2: phương sai nhiễu của tổng thể 2 = Var (Ui ) -> thực tế khó biết được giá trị 2 -> dùng ước lượng không chệch 41 var: phương sai se: sai số chuẩn 22 ˆ 2 2      n RSS n ei Sai số chuẩn của hồi quy: là độ lệch tiêu chuẩn các giá trị Y quanh đường hồi quy mẫu Sai số chuẩn của các ước lượng OLS 42 2ˆˆ   37 38 39 40 41 42 8Sai số chuẩn của các ước lượng OLS 43 2ˆ. 2 2 ) 1 ˆvar(     i xn i X   2 2 2 ˆ )ˆvar( ix   )ˆvar()ˆ( 11  se )ˆvar()ˆ( 22  se Sai số chuẩn của các ước lượng OLS 44  ˆ 2 2 1 . 2ˆ. . 2 )ˆvar( ESSn i X  . .2ˆ )ˆvar( ˆ 2 2 2 ESS    ).ˆvar(. 2 )ˆvar( 21  n i X  Định lý Gauss-Markov • Định lý: Với những giả thiết (từ 1 đến 5) của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển, mô hình hồi quy tuyến tính theo phương pháp bình phương tối thiểu là ước lượng tuyến tính không chệch tốt nhất, tức là, chúng là BLUE. 45 Định lý Gauss-Markov • Một ước lượng được gọi là “ước lượng không chệch tuyến tính tốt nhất” (BLUE) nếu thỏa các điều kiện: – Nó là tuyến tính, có nghĩa là một hàm tuyến tính của một biến ngẫu nhiên, – Nó không chệch, – Nó có phương sai nhỏ nhất, hay còn gọi là ước lượng hiệu quả (efficient estimator). 46 jjE  ) ˆ( i n i ij Yk   1 ˆ min)ˆvar( j 2.4 KHOẢNG TIN CẬY CỦA HỆ SỐ HỒI QUY Xác suất của khoảng (bi - i, bi + i) chứa giá trị thực của bi là 1 -  hay: P(bi - i  bi  bi + i) = 1 - . với 47     )ˆ()2,2/( ini SEt    2.4 KHOẢNG TIN CẬY CỦA HỆ SỐ HỒI QUY – (bi - i, bi + i) : là khoảng tin cậy, – i : độ chính xác của ước lượng – 1 - : hệ số tin cậy, –  với (0 <  < 1): là mức ý nghĩa. – t (/2, n-2): giá trị tới hạn (tìm bằng cách tra bảng số t-student) – n: số quan sát • Ví dụ: nếu  = 0,05 = 5%, ta đọc “xác suất để khoảng tin cậy chứa giá trị thực của b1 , b2 là 95%. 48   43 44 45 46 47 48 92.4 KHOẢNG TIN CẬY CỦA HỆ SỐ HỒI QUY – Với ví dụ trên, hãy tìm khoảng tin cậy của b1,2 – Tính – Tính – Tính ; 49  22 ˆ 2 2      n RSS n ei 2ˆˆ     2 2 2 ˆ )ˆvar( ix   )ˆvar()ˆ( 22  se Tính ; – Tra bảng phân phối t – student giá trị – Tính – Tính (bi - i, bi + i) : là khoảng tin cậy, 50 )2,2/( nt  )ˆ()2,2/( ini SEt    2.4 KHOẢNG TIN CẬY CỦA HỆ SỐ HỒI QUY 2ˆ. 2 2 ) 1 ˆvar(     i xn i X )ˆvar()ˆ( 11  se 2.4 KHOẢNG TIN CẬY CỦA 2 , : giá trị của đại lượng ngẫu nhiên phân phối theo quy luật với bậc tự do n-2 thỏa điều kiện 51 2/)(;1)( 2 2/ 22 2/1 2     PP 2 2/1   2 2/ 2         1) ˆ)2( ( 2 2/2 2 2 2/1 n P             1) ˆ)2(ˆ)2( ( 2 2/1 2 2 2 2/ 2 nn P hay - Tính RSS – Tra bảng phân phối Chi – square giá trị – Tính : ; là khoảng tin cậy của 2 Lưu ý (vì Nên thay (n-2) trong công thức bằng RSS) 52 2 2/1   2 2/và )/( 2 2/1  RSS)/( 2 2/RSS )2/(ˆ 2  nRSS 2ˆ 2.4 KHOẢNG TIN CẬY CỦA 2 • Bài tập: với số liệu các bài tập ở chương 2, tìm khoảng tin cậy của các hệ số hồi quy. 53 • Buổi 4. Ôn lại bài, trước khi học tiếp 54 49 50 51 52 53 54 10 2.5 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT • Do Ui theo phân phối chuẩn, các ước lượng OLS của b1 và b2 cũng theo phân phối chuẩn vì chúng là các hàm số tuyến tính của Ui. • Chúng ta có thể áp dụng các kiểm định t, F, và 2 để kiểm định các giả thuyết về các ước lượng OLS. 55 1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy 56 * 1 * 0 : : ii i H H i     * 1 * 0 : : ii ii H H     * 1 * 0 : : ii i H H i     Hai phía: Phía phải: Phía trái: 2.5 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT 57 Cách 1: Phương pháp giá trị tới hạn Bước 1: Tính t Bước 2: Tra bảng t-student để có giá trị tới hạn Bước 3: Quy tắc quyết định Nếu bác bỏ H0. Nếu chấp nhận H0. )2/,2(  ntt )2/,2(  ntt * 1 * 0 : : i i i i H H     1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy )2/,2( nt )ˆ( ˆ * i ii SE t     58 Với số liệu cho ở thí dụ trên, kiểm định t giả thiết - Tính ; - Tính - Tra bảng giá trị tα giá trị Nếu bác bỏ H0. Nếu chấp nhận H0. )2/,2(  ntt )2/,2(  ntt 0: 0: 21 20     H H 1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy )2/,2( nt )ˆ( ˆ * i ii SE t     2 )ˆ( 2SE 59 -4 -3 -2 -1 0 1 2 3 4 t f(t) a/2a/2 -t a/2 t a/2 1-a Miền bác bỏ HoMiền bác bỏ Ho Miền chấp nhận Ho 60 Cách 2: Phương pháp khoảng tin cậy Khoảng tin cậy của bi: với mức ý nghĩa  trùng với mức ý nghĩa của H0 Quy tắc quyết định - Nếu chấp nhận H0 - Nếu bác bỏ H0 )ˆ;ˆ( iiiii   ) ˆ()2/1,2( ini SEt   )ˆ;ˆ(* iiiii   )ˆ;ˆ(* iiiii   1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy 55 56 57 58 59 60 11 61 Với số liệu cho ở thí dụ trên, kiểm định bằng phương pháp khoảng tin cậy Khoảng tin cậy giả thiết - Tính - Nếu chấp nhận H0 - Nếu bác bỏ H0 0: 0: 21 20     H H 1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy 2222 ˆ;ˆ   2222 ˆ0ˆ    2222 ˆ;ˆ0   62 Cách 3: Phương pháp p-value Bước 1: Tính Bước 2: Tính Bước 3: Quy tắc quyết định - Nếu p ≤ : Bác bỏ H0 - Nếu p > : Chấp nhận H0 ptTP i  )( 1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy )ˆ( ˆ * i ii i SE t     63 Cách 3: Phương pháp p-value Bước 1: Tính Genr t= )ˆ( ˆ * i ii i SE t     1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy ))ˆ(/)ˆ(( * iii SE   64 Bước 2: Tính - Bằng Excel: TDIST( ,bậc tự do, đuôi) VD: TDIST( ,8,2) - Bằng Eviews: genr p=@tdist( ,bậc tự do) Vd: genr p=@tdist(2.4469,6) ptTP i  )( 1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy 2/t it 2/t 65 Gộp bước 1, Bước 2: Bằng Eviews: genr p=@tdist( ,bậc tự do) 1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy )ˆ(/)ˆ( * iii SE  66 Bước 3: Quy tắc quyết định - Nếu p ≤ : Bác bỏ H0 - Nếu p > : Chấp nhận H0 1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy 61 62 63 64 65 66 12 67 Với số liệu cho ở thí dụ trên, kiểm định giả thiết 0: 0: 21 20     H H 1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy 68 Thực tế H0 đúng H0 sai Quyết định Không bác bỏ Quyết định đúng, xác suất 1-α Quyết định sai, xác suất β (Sai lầm loại 2) Bác bỏ Quyết định sai, xác suất α Quyết định đúng, xác suất 1-β (Sai lầm loại 1) 69 1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy Loại GT H0 H1 Miền bác bỏ Hai phía βi = βi* βi ≠ βi* |t|>t/2 (n-2) Phía phải βi ≤ βi* βi > βi* t>t (n-2) Phía trái βi ≥ βi* βi < βi* t<-t (n-2) 70 0 t f(t) a t a 1-a H0 : βi ≤ βi* H1 : βi > βi* Miền bác bỏ Ho Kiểm định phía phải 71 0 t f(t) a -t a 1-a H0 : βi ≥ βi* H1 : βi < βi* Kiểm định phía trái Miền bác bỏ Ho 72 Kiểm định giả thiết H0: R 2 = 0 (tương đương H0: β2= 0) với mức ý nghĩa  hay độ tin cậy 1 -  Bước 1: Tính a. Phương pháp giá trị tới hạn Bước 2: Tra bảng F với mức ý nghĩa  và hai bậc tự do (1, n-2) Bước 3: Quy tắc quyết định - Nếu F > F(1,n-2): Bác bỏ H0 - Nếu F ≤ F(1,n-2): Chấp nhận H0 2 2 1 )2( R nR F    2. Kiểm định sự phù hợp của mô hình 67 68 69 70 71 72 13 b. Phương pháp p-value Bước 2: Tính p-value= p (F(1,n-2)>F) Bước 3: Quy tắc quyết định - Nếu p ≤  : Bác bỏ H0 - Nếu p > : Chấp nhận H0 73 2. Kiểm định sự phù hợp của mô hình 74 Với số liệu cho ở thí dụ trên, kiểm định giả thiết 0: 0: 2 1 2 0   R R H H 1. Kiểm định giả thuyết về hệ số hồi quy 75 Miền bác bỏ Ho Miền chấp nhận Ho F =0,05 F(1,n-2) Thống kê F • Buổi 5. Bài tập: • Với số liệu bài tập 2.7 ở chương 2, cho cơ cấu đầu tư chứng khoán hiệu quả như sau: Ei=β1+β2Ϭi Kiểm tra xem số liệu có hỗ trợ lý thuyết không • Với số liệu bài tập 2.9 ở chương 2, Có ý kiến cho rằng trong các thời kỳ trước người ta vẫn dùng 70% thu nhập để chi tiêu cho tiêu dùng. Nhận xét ý kiến này. Kiểm định giả thiết hệ số hồi quy của biến x trong hàm hồi quy tổng thể bằng 0 và cho biết ý nghĩa. 76 • Buổi 5. Ôn lại bài, trước khi học tiếp 77 78 Với mô hình hồi quy Cho trước giá trị X = X0, hãy dự báo giá trị trung bình và giá trị cá biệt của Y với mức ý nghĩa  hay độ tin cậy 1 - . * Ước lượng điểm 0210 ˆˆˆ XY   2.6 DỰ BÁO ii XY 21 ˆˆˆ   73 74 75 76 77 78 14 79 * Dự báo giá trị trung bình của Y )ˆ;ˆ()/( 00000   YYXYE )2/,2(00 ) ˆ(   ntYSE )ˆ()ˆ( 00 YVarYSE  ) )(1 (ˆ)ˆ( 2 2 02 0    ìx XX n YVar  Với: 2.6 DỰ BÁO 80 • Dự báo giá trị trung bình của Y Lưu ý ) ˆ )ˆvar()(1 (ˆ)ˆ( 2 2 2 02 0    XX n YVar   2.6 DỰ BÁO   2 2 2 ˆ )ˆvar( ix   )ˆvar( ˆ 2 2 2    ix 81 * Dự báo giá trị cá biệt của Y Với: )ˆ;ˆ( '00 ' 000   YYY )2/,2(00 ' 0 ) ˆ(   ntYYSE )ˆ()ˆ( 0000 YYVarYYSE  ) )(1 1(ˆ)ˆ( 2 2 02 00    ìx XX n YYVar  2.6 DỰ BÁO 2 000 ˆ)ˆ()ˆ(  YVarYYVar 2.7 HỒI QUY VÀ ĐƠN VỊ ĐO CỦA BIẾN Nếu đơn vị đo của biến X, Y thay đổi thì không cần hồi quy lại. Mô hình hồi quy mới là iii eXY  21 ˆˆ  ***** 21 ˆˆ i eXY ii   Trong đó iiii XkXYkY 21 *;*  2 2 1* 211 * 1 ˆˆ;ˆˆ  k k k  82   )ˆvar(.)ˆvar();ˆvar(.)ˆvar( 2 2 2 1* 21 2 1 * 1         k k k 83 Theo số liệu quan sát sự biến động của nhu cầu gạo Y (tấn/tháng) vào đơn giá X (ngàn đồng/kg) VÍ DỤ 1 STT Xi Yi 1 1 10 2 4 6 3 2 9 4 5 5 5 5 4 6 7 2 • Với số liệu ví dụ 2 ở chương 2, hãy dự báo điểm, khoảng cá biệt, khoảng trung bình của y khi x=280 84 79 80 81 82 83 84 15 a.Hãy lập mô hình hồi quy mẫu biễu diễn mối phụ thuộc về nhu cầu vào đơn giá gạo b.Tìm khoảng tin cậy của b1, b2 với =0,05 c. Hãy xét xem nhu cầu của loại hàng trên có phụ thuộc vào đơn giá của nó không với =0,05. d. Có thể nói rằng nếu giá gạo tăng 1.000đ/kg thì nhu cầu gạo trung bình giảm 2 tấn/tháng không? Cho với =0,05 e. Hãy kiểm định sự phù hợp của mô hình. Cho =0,05. f. Hãy dự báo nhu cầu trung bình và nhu cầu cá biệt của loại hàng trên khi đơn giá ở mức 6.000 đồng/kg với độ tin cậy 95%. g. Hãy viết lại hàm hồi quy nếu nhu cầu gạo được tính theo đơn vị là tạ và giá có đơn vị là đồng. h. Tính TSS, ESS, RSS, R2 i. Tính r, VÍ DỤ 1 85 a. Mô hình hồi quy mẫu biễu diễn mối phụ thuộc về nhu cầu vào đơn giá gạo Stt Xi Yi XiYi Xi^2 Yi^2 1 1 10 10 1 100 2 4 6 24 16 36 3 2 9 18 4 81 4 5 5 25 25 25 5 5 4 20 25 16 6 7 2 14 49 4 sum 24 36 111 120 262 VÍ DỤ 1 86 87 Giả sử mô hình hồi quy mẫu là: ii XY 21 ˆˆˆ   4 6 24 X 6 6 36 Y 375,1 )4.(6120 6.4.6111 ).( .. ˆ 2 1 22 1 2            n i i n i ii XnX YXnXY  5.114).375,1(6ˆˆ 21  XY  VÍ DỤ 1 88 Như vậy, mô hình hồi quy mẫu => X và Y có quan hệ nghịch biến * = 11,5: nhu cầu tối đa là 11,5 tấn/tháng * = -1,375: khi giá tăng 1000 đồng/kg thì nhu cầu trung bình sẽ giảm 1,375 tấn/tháng với điều kiện các yếu tố khác trên thị trường không đổi. ii XY .375,15,11 ˆ  1ˆ 2ˆ VÍ DỤ 1 89 )ˆ(ˆ)ˆ(ˆ 1)2/,2(111)2/,2(1   SEtSEt nn   )ˆ(ˆ)ˆ(ˆ 2)2/,2(222)2/,2(2   SEtSEt nn   Ta có 9864,0 46 24.)375,1( ˆ 2 1 2 1 22 2 2        n i i n i i y x R  Mà: => VÍ DỤ 1 15625,0 26 46).9864,01( 2 )1( ˆ 1 22 2          n yR n i i  90 3609,0)ˆ()ˆ( 1303,015625,0 24.6 120ˆ)ˆ( 11 2 2 2 1       VarSE xn X Var i i 0806,0)ˆ()ˆ( 0065,0 24 15625,0ˆ )ˆ( 22 2 2 2       VarSE x Var i VÍ DỤ 1 85 86 87 88 89 90 16 91 0019,13609,0776,2)ˆ( 1)2/,2(1   xSEt n   2237,00806,0776,2)ˆ( 2)2/,2(2   xSEt n   5019,124981,10 1   1513,15987,1 2   VÍ DỤ 1 Ý nghĩa R2 : Trong hàm hồi quy mẫu, biến giá (biến X) giải thích được 98,64% sự thay đổi của biến nhu cầu (biến Y), 1,36% sự thay đổi còn lại của Y do các yếu tố ngẫu nhiên gây ra 776,2025.0,4 tTra bảng ta có 92 c. Kiểm định giả thuyết 2 = 0 H0: 2 = 0 C1: Sử dụng khoảng tin cậy. Theo kết quả ở câu a, với  = 0,05, b2 không thuộc khoảng tin cậy => bác bỏ H0 C2: => => Bác bỏ H0, hay nhu cầu trung bình có phụ thuộc vào đơn giá 0379,17 0806,0 0375,1 )ˆ( ˆ 2 * 22        SE t 776,20379,17 025,0,4  tt VÍ DỤ 1 93 12,290 )9864,01( 9864,0)26( )1( )2( 2 2        R Rn F C3: sử dụng kiểm định F đối với mô hình hai biến Mà F0,05(1,4) = 7,71 < Ftt => Bác bỏ H0, hay nhu cầu trung bình có phụ thuộc vào đơn giá VÍ DỤ 1 94 )ˆ(.ˆ)6/( 0)2/,2(0 YSEtYXYE n  052,0) 24 )46( 6 1 (1562,0) )(1 (ˆ)ˆ( 2 2 2 02 0       ix XX n YVar  2283,0)ˆ()ˆ( 00  YVarYSE )8838,3;6162,2()6/( XYE d. Dự báo -Dự báo điểm: (tấn/tháng) -Dự báo giá trị trung bình của Y 25,36375,15,11ˆ0  xY VÍ DỤ 1 95 - Dự báo giá trị cá biệt của Y )ˆ(.ˆ 00)2/,2(00 YYSEtYY n    4565,0)ˆ()ˆ( 0000  YYVarYYSE )5172,4;9828,1(0 Y Vậy, khi đơn giá là 6.000 đồng/kg ở một tháng nào đó thì nhu cầu sẽ dao động từ 2-4,5 tấn. *Ghi chú: VÍ DỤ 1 2082,0) 24 )46( 6 1 1(1562,0) )(1 1(ˆ)ˆ( 2 2 2 02 00       ix XX n YYVar  2 000 ˆ)ˆ()ˆ(  YVarYYVar 96 Yi Xi 70 80 65 100 90 120 95 140 110 160 115 180 120 200 140 220 155 240 150 260 VÍ DỤ 2 Cho số liệu chi tiêu tiêu dùng Y (USD/tuần) và thu nhập hàng tuần X (USD/tuần) của 10 hộ gia đình. Giả sử X và Y có quan hệ tuyến tính trong đó Y là biến phụ thuộc 91 92 93 94 95 96 17 97 Chạy số liệu trên Eviews, ta có kết quả sau VÍ DỤ 2 98 1. Viết hàm hồi quy Y theo X. Ý nghĩa các hệ số hồi quy 2. Tính khoảng tin cậy của B2. Ý nghĩa của khoảng tin cậy này là gì? Cho độ tin cậy 95%. 3. Nếu thu nhập của hộ gia đình tăng 1 USD/tuần thì chi tiêu trung bình của hộ gia đình có tăng 0.7 USD/tuần không? Cho mức ý nghĩa 5%. 4. Mô hình có phù hợp không? Cho mức ý nghĩa 1%. 5. Dự báo chi tiêu và chi tiêu trung bình của hộ gia đình khi thu nhập là 300 USD/tuần. Cho mức ý nghĩa 5% và X trung bình là 170 USD/tuần. 99 VÍ DỤ 2 Trình bày kết quả phân tích hồi quy )000,0)(005,0( )243,14)(813,3( )0357,0)(4138,6( 5091,04545,24ˆ     p t se XY ii )ˆ( ˆ j j j se t    )0000,0( 87,202)8,1( 8 9621,02     p F df R Lưu ý 97 98 99