Đang tạo bản xem trước...
3.1. Mô hình hồi quy ba biến 3.2. Các giả thiết của mô hình 3.3. Ước lượng các tham số của mô hình hồi quy ba biến 3.4. Phương sai và độ lệch chuẩn của các ước lượng OLS 3.5. Mô hình hồi quy tuyến tính k biến - phương pháp ma trận 3.6. Ước lượng của các tham số OLS 3.7. Ma trận hiệp phương sai của ˆ 3.8. Các tính chất của ước lượng OLS 3.9. Ước lượng hợpThiNganHang.comlý tối đa ThiNganHang.com 2
3.10. Hệ số xác định bội R2 và hệ số xác định bội đã hiệu chỉnh R2 3.11. Ma trận tương quan 3.12. Hệ số tương quan riêng phần 3.13. Kiểm định giả thiết và khoảng tin cậy của các hệ số hồi quy riêng - kiểm định T 3.14. Kiểm định giả thiết R2 = 0 3.15. Kiểm định có điều kiện ràng buộc - Kiểm định F 3.16. Dự báo 3.17. Thí dụ ThiNganHang.com 3.18. Một số dạng của hàm hồi quy ThiNganHang.com 3
3.1. Mô hình hồi quy ba biến • Xét mô hình: PRF : E Y( / X , X ) X X 2i 3i 1 2 2i 3 3i PRM : Y X X U (i 1 N) i 1 2 2i 3 3i i • Trong đó Y : là biến phụ thuộc X2 , X3 : là hai biến độc lập β1 : là hệ số chặn β2, β3 : là các hệ số góc riêng phần ThiNganHang.com(hệ số hồi quy riêng) ThiNganHang.com 4
Ý nghĩa: • β1 = E(Y/X2i=X3i= 0) : là giá trị trung bình của Y khi X2i = X3i = 0. E Y( / X , X ) • 2 3 : cho biết khi X tăng một đơn vị, 2 X 2 2 trong điều kiện X3 không thay đổi, thì giá trị trung bình của Y thay đổi β2 đơn vị. E Y( / X , X ) • 2 3 : cho biết khi X tăng một đơn vị, 3 X 3 3 trong điều kiện X2 không thay đổi, thì giá trị trung bình của Y thay đổiThiNganHang.comβ3 đơn vị. ThiNganHang.com 5
Ví dụ 1: • Giả sử có mô hình hồi quy mẫu: LP = 0.02 + 0.3m – 0.15 gdp +u • LP, m, gdp lần lượt là tỷ lệ lạm phát, mức tăng trưởng cung tiền và mức tăng trưởng GDP (đơn vị %) • Khi mức tăng trưởng của cung tiền và GDP bằng 0 thì mức lạm phát trung bình là 0.02%. • Nếu cung tiền tăng 1%, mức tăng trưởng GPD không đổi thì lạm phát trung bình gia tăng 0.3% • Nếu GPD tăngThiNganHang.com1% và cung tiền không thay đổi thì lạm phát trung bình sẽ giảm 0.15% ThiNganHang.com 6
Hiển thị 6 trang đầu. Tải tài liệu để xem đầy đủ.
Chưa có bình luận nào. Hãy là người đầu tiên!
Bình luận (0)
Chưa có bình luận nào. Hãy là người đầu tiên!