Mở rông mô hinh hồi qui hai biên
Số trang: 44
Loại file: pdf
Dung lượng: 230.91 KB
Lượt xem: 20
Lượt tải: 0
Xem trước 5 trang đầu tiên của tài liệu này:
Thông tin tài liệu:
Tham khảo bài thuyết trình mở rông mô hinh hồi qui hai biên, khoa học tự nhiên, toán học phục vụ nhu cầu học tập, nghiên cứu và làm việc hiệu quả
Nội dung trích xuất từ tài liệu:
Mở rông mô hinh hồi qui hai biên M rông mô hinh hôi qui hai biên Khoa QTKD / ĐHCN TP HCM1N i Dung 23∑ x 2 ⇒ (∑ X 2 ) ; ∑ y 2 ⇒ ( ∑ Y 2 )∑ xy ⇒ ∑ XY ..... 45 Khai báo thi u 1 c p s li uAC khai báo ti p: X d u ph y Y M+ Khai báo th a 1 c p s li u (Ví dth a c p 12) REPLAY ↑AC Y12 Shift M – 6 n ∑ (1). TSS = Yi 2 − n(Y )2 i =1 (2). ESS = β 22 (∑ X 2 − nX 2 ) ˆ∑ Y2 ∑ X2 Y ⇒Y 2 X ⇒ X2 → = 7 ∑X 2 iVar ( β ) = σ ˆ 2 ˆ n∑ x 1 2 i σ 2 ˆVar ( β 2 ) = ˆ ∑x 2 i RSSσ=2ˆ n−2∑ xi = ∑ X i − nX 2 2 2 8LƯU S LI UVí d : lưu s 8: SHIFT + STO ALưu s 9: SHIFT + STO BL y 8*9: ALPHA A d u (x)ALPHA B D u= K t qu (72) 910 ∆Y / YEYX = ∆X / X ∆Y ∆XThay doi tuong doi cuaY :100 = EYX (100 ) Y X 11PRF → Yi = β 2 X i + U iSRF → Yi = β 2 X i + ei ˆ 2Phuong phap OLS cho ta : n ∑ X i Yi n ∑XY i =1 2 =n ˆ )= σ 2 R thô ii i =1β2 = ; var( β 2 nˆ ∑ X i 2 ∑ Yi 2 n n ∑ ∑ X i2 X i2 i =1 i =1 i =1 i =1 n ∑ ei2 RSS i =1σ uoc luong boi : σ 2 = 2 = ˆ n −1 n −1 12Ví d 1: Hàm s n xu t ñ i v i m t lo is n ph m nào ñó, trong ñó:Y – S n lư ng s n xu tX – Nguyên v t li uKhi không có nguyên v t li u (x = 0)Ng ng s n xu t Y=0 Ch n mô hình h i quy qua g c t a ñ 131415 * Yt = 1, 0899 X t (1) ˆNăm %l i /cty % l i / thi A (Y) R 2thô = 0, 7825 Trư ng (X)1971 67,5 19,51972 19,2 8,5 * Yi =1, 2797 + 1, 0699 X i (2) ˆ1973 -35,2 -29,3 R 2 = 0, 71551974 -42,0 -26,5 Do R 2 cua (1) > R 2 cua (2)1975 63,7 61,9 → chon mo hinh HQ qua goc toa do1976 19,3 45,51977 3,6 9,51978 20,0 14,0 *Y nghia :tan g ( giam)1% suat sinh loi thi truong → tan g ( giam) 1, 0899%1979 40,3 35,31980 37,5 31,0 suat sinh loi cua cty A 16 Yi = β1 Xiβ2 eui ln Yi = ln β1 + β 2 ln X i + U i α = ln β1 → ln Yi = α + β 2 ln X i + U iVoi :Yi ∗ = ln Yi ; X i∗ = ln X iphuong trinh tro thanh :Yi ∗ = α + β 2 X i∗ + U i dY / Y dY XMô hinh (log − log) → β 2 = EY / X = = . dX / X dX Y 17ln( A.B) = ln A + ln B Aln = ln A − ln B Bln A = n ln A nlog a b = c ⇒ b = a c 1819Vi du lnYi = 0, 7774 - 0, 253lnX i R 2 = 0, 7448 β 2 = −0, 253: he so co dan cau theo gia Vi β 2 < 0 → X i & Yi nghich bien → Gia tan g ( giam)1%, so tach tan cafe tieu thu giam(tan g ) 0, 253% Y: s tách café/ngư i/ngày X: Giá, USD/pao 20
Nội dung trích xuất từ tài liệu:
Mở rông mô hinh hồi qui hai biên M rông mô hinh hôi qui hai biên Khoa QTKD / ĐHCN TP HCM1N i Dung 23∑ x 2 ⇒ (∑ X 2 ) ; ∑ y 2 ⇒ ( ∑ Y 2 )∑ xy ⇒ ∑ XY ..... 45 Khai báo thi u 1 c p s li uAC khai báo ti p: X d u ph y Y M+ Khai báo th a 1 c p s li u (Ví dth a c p 12) REPLAY ↑AC Y12 Shift M – 6 n ∑ (1). TSS = Yi 2 − n(Y )2 i =1 (2). ESS = β 22 (∑ X 2 − nX 2 ) ˆ∑ Y2 ∑ X2 Y ⇒Y 2 X ⇒ X2 → = 7 ∑X 2 iVar ( β ) = σ ˆ 2 ˆ n∑ x 1 2 i σ 2 ˆVar ( β 2 ) = ˆ ∑x 2 i RSSσ=2ˆ n−2∑ xi = ∑ X i − nX 2 2 2 8LƯU S LI UVí d : lưu s 8: SHIFT + STO ALưu s 9: SHIFT + STO BL y 8*9: ALPHA A d u (x)ALPHA B D u= K t qu (72) 910 ∆Y / YEYX = ∆X / X ∆Y ∆XThay doi tuong doi cuaY :100 = EYX (100 ) Y X 11PRF → Yi = β 2 X i + U iSRF → Yi = β 2 X i + ei ˆ 2Phuong phap OLS cho ta : n ∑ X i Yi n ∑XY i =1 2 =n ˆ )= σ 2 R thô ii i =1β2 = ; var( β 2 nˆ ∑ X i 2 ∑ Yi 2 n n ∑ ∑ X i2 X i2 i =1 i =1 i =1 i =1 n ∑ ei2 RSS i =1σ uoc luong boi : σ 2 = 2 = ˆ n −1 n −1 12Ví d 1: Hàm s n xu t ñ i v i m t lo is n ph m nào ñó, trong ñó:Y – S n lư ng s n xu tX – Nguyên v t li uKhi không có nguyên v t li u (x = 0)Ng ng s n xu t Y=0 Ch n mô hình h i quy qua g c t a ñ 131415 * Yt = 1, 0899 X t (1) ˆNăm %l i /cty % l i / thi A (Y) R 2thô = 0, 7825 Trư ng (X)1971 67,5 19,51972 19,2 8,5 * Yi =1, 2797 + 1, 0699 X i (2) ˆ1973 -35,2 -29,3 R 2 = 0, 71551974 -42,0 -26,5 Do R 2 cua (1) > R 2 cua (2)1975 63,7 61,9 → chon mo hinh HQ qua goc toa do1976 19,3 45,51977 3,6 9,51978 20,0 14,0 *Y nghia :tan g ( giam)1% suat sinh loi thi truong → tan g ( giam) 1, 0899%1979 40,3 35,31980 37,5 31,0 suat sinh loi cua cty A 16 Yi = β1 Xiβ2 eui ln Yi = ln β1 + β 2 ln X i + U i α = ln β1 → ln Yi = α + β 2 ln X i + U iVoi :Yi ∗ = ln Yi ; X i∗ = ln X iphuong trinh tro thanh :Yi ∗ = α + β 2 X i∗ + U i dY / Y dY XMô hinh (log − log) → β 2 = EY / X = = . dX / X dX Y 17ln( A.B) = ln A + ln B Aln = ln A − ln B Bln A = n ln A nlog a b = c ⇒ b = a c 1819Vi du lnYi = 0, 7774 - 0, 253lnX i R 2 = 0, 7448 β 2 = −0, 253: he so co dan cau theo gia Vi β 2 < 0 → X i & Yi nghich bien → Gia tan g ( giam)1%, so tach tan cafe tieu thu giam(tan g ) 0, 253% Y: s tách café/ngư i/ngày X: Giá, USD/pao 20
Tìm kiếm theo từ khóa liên quan:
hồi quy biến gỉa kinh tế lượng tài liệu kinh tế lượng bài giảng kinh tế lượng tổng quan hồi quy biến giảTài liệu có liên quan:
-
38 trang 286 0 0
-
Đề cương học phần Kinh tế lượng - Trường Đại học Thương mại
8 trang 69 0 0 -
Giáo trình kinh tế lượng (Chương 14: Thực hiện một đề tài thực nghiệm)
15 trang 60 0 0 -
14 trang 58 0 0
-
Bài giảng Kinh tế lượng - Nguyễn Thị Thùy Trang
21 trang 54 0 0 -
Bài giảng Kinh tế lượng - PGS.TS Nguyễn Quang Dong
7 trang 52 0 0 -
33 trang 47 0 0
-
Chương 6. Phân tích dữ liệu định lượng – phân tích phương sai (ANOVA)
5 trang 45 0 0 -
Đề cương học phần Kinh tế lượng
5 trang 43 0 0 -
Chương 2: mô hình hồi qui hai biến
62 trang 40 0 0