Chuyên cung cấp dịch vụ và giải pháp VOIP, đầu số hotline 1800 và 1900 cho doanh nghiệp
TIME TRUE LIFE TECHNOLOGY JOINT STOCK COMPANY
Mr Long
Mobi: 0986883886 - 0905710588
Email: long.npb@ttlcorp.vn
Website: ttlcorp.vn
http://bookbooming.com/
Tại sao lại là sách ?
Bản thân chúng tôi được truyền cảm hứng rất nhiều từ những câu chuyện về những nhà sáng lập IBM, Sony, Samsung, Hyundai..Nó làm chúng tôi hừng hực khí thế, sôi sục một ước mơ xây dựng những công ty vĩ đại có thể thay đổi đất nước Việt Nam này và vươn ra toàn cầu. Ước mơ một nền văn hóa, một tinh thần chiến đấu, đoàn kết của người Nhật....một sự cách tân, một giấc mơ Mỹ. VÀ BOOKBOOMING SINH RA ĐỂ MANG LẠI GIẤC MƠ ĐÓ CHO CÁC BẠN.
NHỮNG NGƯỜI NÀO KHÔNG ĐỌC SÁCH LÀ HỌ ĐÃ LÃNG PHÍ MỘT NỬA CUỘC ĐỜI MÌNH
9. VÝ dô 1
• M¸y A vµ B cïng s¶n xuÊt ra 1 lo¹i s¶n
phÈm, muèn biÕt n¨ng suÊt cña 2 m¸y nµy
cã nh nhau hay kh«ng, ngêi ta cho ch¹y
thö 10h vµ thu ®îc sè liÖu nh sau.
M¸y A B B A B A A B B A
Y 22 19 18 21 18.5 21 20.5 17 17.5 21.2
M¸y B A A B A B B A A B
Y 19.5 20 20.5 18.5 21 19 19.5 21 21.5 18.5
10. • Hµm håi qui mÉu cã d¹ng tuyÕn tÝnh:
∧ ∧
ˆ
Yi = β1 + β 2 D1i
• ¦ lîng hµm håi qui trªn b»ng Eviews.
íc
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 04/21/06 Time: 06:04
Sample: 1 20
Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 18.50000 0.220869 83.75987 0.0000
D1 2.470000 0.312357 7.907628 0.0000
R-squared 0.776482 Mean dependent var 19.73500
Adjusted R-squared 0.764065 S.D. dependent var 1.437935
S.E. of regression 0.698451 Akaike info criterion 2.214735
Sum squared resid 8.781000 Schwarz criterion 2.314308
Log likelihood -20.14735 F-statistic 62.53058
Durbin-Watson stat 1.312573 Prob(F-statistic) 0.000000
11. 1.3. Håi qui víi nhiÒu biÕn gi¶
• Gi¶ sö 3 m¸y A, B vµ C cïng s¶n xuÊt ra
mét lo¹i s¶n phÈm, ngêi ta muèn biÕt
n¨ng suÊt cña 3 m¸y nµy cã gièng nhau
hay kh«ng?
• Gäi Y lµ n¨ng suÊt cña m¸y
25. 4. So s¸nh hai håi quy
4.1. §Æt vÊn ®Ò
4.2. KiÓm ®Þnh Chow so s¸nh hai håi
qui
4.3. Thñ tôc biÕn gi¶ so s¸nh hai håi qui
26. 4.1. §Æt vÊn ®Ò
• Gi¶ sö ta nghiªn cøu mèi quan hÖ gi÷a Y vµ
X theo thêi gian, ta thêng dïng mét m«
h×nh håi qui tuyÕn tÝnh cho c¶ chuçi thêi
gian nghiªn cøu.
• Tuy nhiªn víi c¸c thêi k× kinh tÕ kh¸c nhau,
quan hÖ gi÷a Y vµ X cã thÓ cã sù kh¸c nhau
vµ ta cÇn ph¶i biÓu diÔn b»ng c¸c hµm
tuyÕn tÝnh kh¸c nhau t¬ng øng víi tõng
thêi k×.
27. VÝ dô:
• Nghiªn cøu mèi quan hÖ gi÷a tiªu dïng vµ
thu nhËp cña hé gia ®×nh ViÖt Nam theo
thêi gian.
• Thêi k× bao cÊp: thu nhËp thÊp, hµng ho¸
khan hiÕm nªn tiªu dïng thÊp.
• Thêi k× kinh tÕ thÞ trêng: thu nhËp cao
h¬n, thÞ trêng hµng ho¸ ®a d¹ng nªn tiªu
dïng nhiÒu h¬n.
• Quan hÖ gi÷a tiªu dïng vµ thu nhËp cña hé
gia ®×nh trong hai thêi kú lµ kh¸c nhau ®ßi
hái ph¶i biÓu diÔn mèi quan hÖ nµy b»ng
28. • M« h×nh håi qui tæng thÓ cã d¹ng:
Yi = β 1 + β 2Xi + Ui
• MÉu nghiªn cøu gåm n quan s¸t ®îc chia
thµnh hai mÉu nhá t¬ng øng víi hai thêi kú.
– MÉu 1 gåm n1 quan s¸t: 1 ÷ n1
– MÉu 2 gåm n2 quan s¸t: n1+1 ÷ n
• VÊn ®Ò ®Æt ra: mçi mét thêi kú cã cÇn
mét hµm håi quy riªng hay kh«ng? tøc lµ
thiÕt lËp hai m« h×nh håi qui t¬ng øng víi
hai thêi kú.
Yi = α 1 + α 2.Xi + U1i i = 1 ÷ n1
32. Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 08/20/06 Time: 10:35
Sample: 1 15
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 379.6929 1.919551 197.8029 0.0000
X 13.70714 0.356452 38.45442 0.0000
SEX 33.33571 1.553737 21.45518 0.0000
R-squared 0.993278 Mean dependent var 453.7333
Adjusted R-squared 0.992157 S.D. dependent var 33.67591
S.E. of regression 2.982289 Akaike info criterion 5.200116
Sum squared resid 106.7286 Schwarz criterion 5.341726
Log likelihood -36.00087 F-statistic 886.5595
Durbin-Watson stat 1.892020 Prob(F-statistic) 0.000000
ˆ
Sex = 0 : Yi = 379,6929 + 13,7071. X i
ˆ
Sex = 1 : Yi = 379,6929 + 13,7071. X i + 33,3357
ˆ
Sex = 1 : Yi = 413,0286 + 13,7071. X i
36. Thñ tôc tiÕn hµnh kiÓm ®Þnh
• B 3: K
íc iÓm ®Þnh gi¶ thuyÕt:
H0: Hai tÖp sè liÖu gép ®îc
H1: Hai tÖp sè liÖu kh«ng gép ®îc
Tiªu chuÈn kiÓm ®Þnh:
(RSS − RSS)/k
F= ~ F ( k ,n −2 k )
RSS /( n − 2k )
F > Fα : b¸c bá H0, chÊp nhËn H1
F < Fα : cha cã c¬ së b¸c bá H0
37. 4.3. Thñ tôc biÕn gi¶ so s¸nh
hai håi qui
• VÊn ®Ò hai håi qui nªu trªn chóng ta cã
thÓ gi¶i quyÕt b»ng thñ tôc biÕn gi¶.
D = 0: víi c¸c quan s¸t i = 1 ÷ n1
D = 1: víi c¸c quan s¸t i = n1+1 ÷ n
• M« h×nh håi qui tæng thÓ cho tÖp sè liÖu
gép (gåm n quan s¸t) nh sau:
Yi = β 1 + β 2. Di + β 3.Xi + β 4.(DiXi) + Ui
38. 4.3. Thñ tôc biÕn gi¶ so s¸nh
hai håi qui
• Víi vÝ dô vÒ hµm tiªu dïng cho hai thêi kú
kinh tÕ, tõ m« h×nh håi qui trªn ta x¸c ®Þnh
®îc c¸c hµm håi qui cho tõng thêi kú nh sau:
• Hµm håi qui tiªu dïng trung b×nh cho thêi k×
kinh tÕ bao cÊp lµ:
E(Y/ i = 0, Xi) = β 1 + β 3.Xi
D
• Hµm håi qui tiªu dïng trung b×nh cho thêi k×
kinh tÕ thÞ trêng lµ:
E(Y/ i = 1, Xi) = (β 1 + β 2) + (β 3+ β 4) Xi
D
39. 5. Håi qui tuyÕn tÝnh tõng khóc
• XÐt bµi to¸n kinh tÕ vÒ quan hÖ gi÷a tiÒn
tiÕt kiÖm vµ thu nhËp cña hé gia ®×nh
trong hai thêi k× kinh tÕ bao cÊp vµ kinh
tÕ thÞ trêng.
• Gi¶ sö hµm håi qui trong tõng thêi k× cã
d¹ng nh sau:
Tk1: Yt = α 1 + α 2.Xt + U1t t = 1 ÷ t0
Tk2: Yt = γ 1 + γ 2.Xt + U2t t = t0+1 ÷ n
t0 lµ thêi ®iÓm chuyÓn tõ kinh tÕ bao
40. • T¹i thêi ®iÓm t0 hµm håi qui chung cho c¶
hai thêi kú vÉn liªn tôc nªn cã d¹ng tuyÕn
tÝnh tõng khóc.
E(Y)
Xt0 X