MORT = 73.76835504 + 4167.318921*AGED - 25.2588845*ALCC - 843.8800387*EDU2 + 0.08981575805*HEXC + 0.4796537478*PHYS + 452.7654879*POV + 1.563511835*TOBC
Sau khi bỏ tất cả các biến không có tác động đến MORT, ta thấy mô hình thu được hoàn toàn giống mô hình đã ước lượng lại ở câu 3.
Qua kết quả này ta thấy: hậu quả của hiện tượng đa cộng tuyến là rất lớn, nó làm cho chúng ta lầm tưởng rằng mô hình không giới hạn ban đầu có ý nghĩa thống kê, các biến đưa vào mô hình đều có tác động đến biến phụ thuộc do R2 rất lớn. Nếu chúng ta chấp nhận mô hình thì chúng ta sẽ có những kết luận vội vã và không chính xác tác động của các biến đến MORT.
Bài 5: ( baitâp 6 – bang câu 4)
Tổng cục thống kê quốc gia của Đài Loan đưa ra một số dữ liệu về GDP thực của khu vực nông nghiệp từ năm 1958 đến 1972 như sau :
-
Y : GDP thực của khu vực nông nghiệp ( triệu USD)
-
X2 : Số ngày lao động hằng năm của khu vực nông nghiệp ( triệu ngày công lao động )
-
X3 : Vốn thực của khu vực nông nghiệp hằng năm ( triệu USD)
YEAR
|
Y
|
X2
|
X3
|
1958
|
16607.7
|
275.5
|
17803.7
|
1959
|
17511.3
|
274.4
|
18096.8
|
1960
|
20171.2
|
269.7
|
18271.8
|
1961
|
20932.9
|
267
|
19167.3
|
1962
|
20406
|
267.8
|
19647.6
|
1963
|
20831.6
|
275
|
20803.5
|
1964
|
24806.3
|
283
|
22076.6
|
1965
|
26465.8
|
300.7
|
23445.2
|
1966
|
27403
|
307.5
|
24939
|
1967
|
28628.7
|
303.7
|
26713.7
|
1968
|
29904.5
|
304.7
|
29957.8
|
1969
|
27508.2
|
298.6
|
31585.9
|
1970
|
29035.5
|
295.5
|
33474.5
|
1971
|
29281.5
|
299
|
34821.8
|
1972
|
31535.8
|
288.1
|
41794.3
|
-
Hãy ước lượng hàm Cobb-Duoglas có dạng như sau :
Y= A.eR.T.X21. X3 2
Trong đó T là biến xu thế theo thời gian
Trả lời:
Lấy ln hai vế ta được
lnY = lnA + RT + 1lnX2 + 2lnX3
đặt Y* = lnY
X2* = lnX2
X3* = lnX3
b1* = lnA
ta có phương trình: Y* = b1* + RT + 1X2 + 2X3 (1)
T = năm - 1958
ước lượng phương trình (1) ta được:
Dependent Variable: LNGDP
|
|
|
Method: Least Squares
|
|
|
Date: 05/26/10 Time: 18:54
|
|
|
Sample: 1958 1972
|
|
|
Included observations: 15
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Variable
|
Coefficient
|
Std. Error
|
t-Statistic
|
Prob.
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
C
|
9.412886
|
4.129936
|
2.279185
|
0.0436
|
T
|
0.064795
|
0.018935
|
3.421919
|
0.0057
|
LNLAODONG
|
0.878171
|
0.432277
|
2.031500
|
0.0671
|
LNVON
|
-0.468799
|
0.289806
|
-1.617632
|
0.1340
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
R-squared
|
0.946249
|
Mean dependent var
|
10.09653
|
Adjusted R-squared
|
0.931589
|
S.D. dependent var
|
0.207914
|
S.E. of regression
|
0.054381
|
Akaike info criterion
|
-2.762431
|
Sum squared resid
|
0.032530
|
Schwarz criterion
|
-2.573617
|
Log likelihood
|
24.71823
|
F-statistic
|
64.54878
|
Durbin-Watson stat
|
1.938628
|
Prob(F-statistic)
|
0.000000
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
LNGDP = 9.412886114 + 0.06479543845*T + 0.8781710093*LNLAODONG - 0.4687993113*LNVON
lấy e mũ 2 vế ta được:
GDP = e 9.412886114*e 0.06479543845*T *LAODONG 0.8781710093*VON -0.4687993113 (2)
Phương trình (2) là phương trình hồi qui ước lượng từ hàm Cobb-Duoglas có dạng: Y= A.eR.T.X21. X3 2
Trong đó:
A = e 9.412886114
R = 0.06479543845
hệ số 1 = 0.8781710093
hệ số 2 = -0.4687993113
-
Hãy giải thích các hệ số ước lượng R , 1 và 2 theo ý nghĩa kinh tế.
Ý nghĩa của các hệ số ước lượng:
+ Hệ số ước lượng R: trong điều kiện vốn và số ngày lao động hằng năm của khu vực nông nghiệp không thay đổi, qua mỗi năm năng suất trung bình R tăng them 1 đơn vị thì về trung bình GDP thực của khu vực nông nghiệp ở Đài Loan tăng e0.06479543845 triệu USD.
+ Hệ số ước lượng 1: trong điều kiện vốn và năng suất trung bình không thay đổi (tức là không có sự đầu tư thêm hoặc rút vốn ở khu vực nông nghiệp của Đài Loan) khi Số ngày lao động hằng năm tăng thêm 1 triệu ngày công lao động thì về trung bình GDP thực của khu vực nông nghiệp tăng thêm 10.8781710093 triệu USD.
+ Hệ số ước lượng 2: trong điều kiện số ngày lao động hằng năm không thay đổi, khi đàu tư thêm 1 triệu USD vào khu vực nông nghiệp thì về trung bình GDP giảm
1/10.4687993113 triệu USD.
-
Chỉ ra rằng khu vực nông nghiệp Đài loan có phát triển hiệu quả không ? Giải thích tại sao anh chị có nhận định như vậy? Ngòai những lý do về vốn, lao động , anh chị còn có giả thiết nào khác về nguyên nhân tác động đến sự phát triển của khu vực Đài loan ?
Mô hình trên cho thấy khu vực nông nghiệp Đài Loan phát triển không hiệu quả. Bởi vì qua mô hình ta thấy: khi vốn đầu tư càng tăng thêm thì GDP lại giảm đi, điều này cho thấy vốn đầu tư cho nông nghiệp của Đài Loan được sử dụng chưa hiệu quả do chưa đầu tư đúng, hợp lý, chưa chú trọng đầu tư vào công nghệ, giống, kĩ thuật sản xuất…
Nông nghiệp Đài Loan không phát triển một phần là do khí hậu và thổ nhưỡng ở đây không phù hợp để sản xuất một số loại giống cây trồng. Việc đầu tư thêm vốn chỉ làm gia tăng thêm chi phí sản xuất, từ đó đẩy giá thành sản phẩm lên cao khó cạnh tranh được với các mặt hàng nông sản nhập khẩu. Vì vậy việc đầu tư vào khu vực nông nghiệp cần chú trọng hơn trong việc nghiên cứu sản xuất những giống cây trồng năng suất cao, phù hợp với điều kiện tự nhiên ở đây, đưa công nghệ vào sản xuất,… không nên đầu tư dàn trãi, đầu tư vào sản xuất giống cây trồng mang lại năng suất không cao.
Ngoài những lý do về vốn và lao động nông nghiệp Đài Loan cần chú trọng đến việc đầu tư về công nghệ trong sản xuất, giống… từ đó có thể làm tăng năng suất lao động, ngoài ra còn có các yếu tố khác cũng ảnh hưởng đến nông nghiệp Đài Loan như đất đai, khí hậu, kĩ thuật sản xuất…đây là những yếu tố thiết yếu nhất đối với sự phát triển nông nghiệp.
Bài tập 6: (baitap 5- cau 4 - luan)
Một quốc gia có dữ liệu về tiết kiệm và tiêu dùng như sau :
YEAR
|
SAVINGS
|
INCOME
|
YEAR
|
SAVINGS
|
INCOME
|
1970
|
61
|
727.1
|
1983
|
167
|
2522.4
|
1971
|
68.6
|
790.2
|
1984
|
235.7
|
2810
|
1972
|
63.6
|
855.3
|
1985
|
206.2
|
3002
|
1973
|
89.6
|
965
|
1986
|
196.5
|
3187.6
|
1974
|
97.6
|
1054.2
|
1987
|
168.4
|
3363.1
|
1975
|
104.4
|
1159.2
|
1988
|
189.1
|
3640.8
|
1976
|
96.4
|
1273
|
1989
|
187.8
|
3894.5
|
1977
|
92.5
|
1401.4
|
1990
|
208.7
|
4166.8
|
1978
|
112.6
|
1580.1
|
1991
|
246.4
|
4343.7
|
1979
|
130.1
|
1769.5
|
1992
|
272.6
|
4613.7
|
1980
|
161.8
|
1973.3
|
1993
|
214.4
|
4790.2
|
1981
|
199.1
|
2200.2
|
1994
|
189.4
|
5021.7
|
1982
|
205.5
|
2347.3
|
1995
|
249.3
|
5320.8
|
Saving :Tiết kiệm quốc gia tính bằng tỉ USD
Income: Thu nhập quốc gia tính bằng tỉ USD
Yêu cầu :
-
Giai đọan 1970-1981 chính sách tiền tệ thắt chặt và mưc lãi suất rất cao , anh chi xác định Dum = 0 cho giai đọan nầy . Và Dum = 1 cho giai đọan 1982-1995 đây là giai đọan chính sách tiền tệ nới lỏng và lãi suất thấp .
Xây dựng hàm hồi qui đơn tuyến tính cho từng giai đọan nói trên theo mô thức :
Saving = 1 + 2* Income + u
Có nghĩa là anh chị xây dựng dạng hàm nầy cho giai đọan 1970-1981 và giai đọai 1982-1995. ý nghĩa kinh tế của 2 đo lường đại lượng gì trong hàm hồi qui?
Giai đọan 1970-1981:
Dependent Variable: SAVINGS
|
|
|
Method: Least Squares
|
|
|
Date: 05/14/10 Time: 21:34
|
|
|
Sample: 1970 1981
|
|
|
Included observations: 12
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Variable
|
Coefficient
|
Std. Error
|
t-Statistic
|
Prob.
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
C
|
1.016117
|
11.63771
|
0.087313
|
0.9321
|
INCOME
|
0.080332
|
0.008367
|
9.601576
|
0.0000
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
R-squared
|
0.902143
|
Mean dependent var
|
106.4417
|
Adjusted R-squared
|
0.892358
|
S.D. dependent var
|
40.72222
|
S.E. of regression
|
13.36051
|
Akaike info criterion
|
8.173495
|
Sum squared resid
|
1785.032
|
Schwarz criterion
|
8.254313
|
Log likelihood
|
-47.04097
|
F-statistic
|
92.19026
|
Durbin-Watson stat
|
0.864230
|
Prob(F-statistic)
|
0.000002
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Chia sẻ với bạn bè của bạn: |