TRƯỜNG ĐẠI HỌC DUY TÂN
KHOA QUẢN TRỊ KINH DOANH

TIỂU LUẬN NHÓM
KINH TẾ LƯỢNG
Chuyên ngành Quản Trị Kinh Doanh Tổng Hợp
ĐỀ TÀI
NGHIÊN CỨU CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN
ĐIỂM TRUNG BÌNH HỌC TẬP CỦA SINH VIÊN
ĐẠI HỌC DUY TÂN
GVHD: Nguyễn Quang Cường
LỜI CẢM ƠN
Đà Nẵng, tháng 10/2009
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường
Trong quá trình thực hiện đề tài “Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến điểm trung bình
học tập của sinh viên Đại Học Duy Tân”, chúng tôi đã gặp không ít khó khăn, trở ngại về việc tài
liệu tham khảo và tiến hành điều tra. Tuy nhiên, được sự tận tình hướng dẫn, đóng góp ý kiến của
Thầy Nguyễn Quang Cường trong quá trình thực hiện, chúng tôi đã hoàn thành tốt đề tài theo
đúng thời gian đề ra.
Chúng tôi xin chân thành bày tỏ lòng biết ơn sâu sắc của mình trước sự giúp đỡ vô cùng
quý báu của Thầy.
Xin chân thành cảm ơn bài tiểu luận Kinh tế lượng mẫu của nhóm LOAN lớp K13QTC1,
nhóm 9 lớp ĐHNTK 17 22C2 cùng với sự hợp tác nhiệt tình của các bạn sinh viên đã giúp chúng
tôi có được những số liệu thống kê chính xác nhất.
Do thời gian và trình độ có hạn nên đề tài này khó có thể tránh khỏi những thiếu sót, khiếm
khuyết. Vậy rất mong sự chỉ bảo và đóng góp của Thầy, các thầy cô trong khoa Quản Trị Kinh
Doanh và các bạn bè quan tâm để đề tài được hoàn chỉnh hơn.
Xin chân thành cảm ơn!
Đà Nẵng, ngày 15 tháng 10 năm 2009
Nhóm thực hiện
CEO

4.1 : Kiểm định Phương sai sai số thay đổi 15
4.2 : Kiểm định hiện tượng Tự tương quan 15
Phần 5: Kết luận 16
*** Kiến nghị của nhóm 16
*** Hạn chế của tiểu luận 17
*** Tài liệu tham khảo 17
*** Phần phụ lục 17
*** Danh sách thành viên nhóm CEO ………………………… ……………….25
*** Nhận xét của giảng viên hướng dẫn ……………………… 26
PHẦN 1: CƠ SỞ LÝ LUẬN
1.1.Vấn đề nghiên cứu: Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng như Giới tính, Người yêu, Miền, Năm
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 3
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường
sinh, Thu nhập của ba mẹ, Trợ cấp tiền ăn hàng tháng, Tiền chi cho đi chơi, Số lần lên thư viện,
Số giờ làm bài tập ở nhà và Số giờ truy cập internet đến điểm trung bình học tập của sinh viên Đại
học Duy Tân
1.2.Lí do chọn đề tài:
- Thứ nhất, nghiên cứu giúp tìm ra những nhân tố ảnh hưởng tốt và xấu đến điểm trung
bình học tập của sinh viên Đại học Duy Tân.
- Thứ hai, nhóm nhận thấy rằng các bạn sinh viên mặc dù đã dành nhiều thời gian cho việc
lên lớp nhưng vẫn không có được kết quả tốt nhất. Vì thế nhóm tiến hành điều tra để các bạn sinh
viên có thể rút ra những kinh nghiệm cho bản thân để có được kết quả tốt hơn trong những năm
sau này.
- Thứ ba, trường đang đón một khóa sinh viên mới. Nên nhóm thiết nghĩ rằng kết quả cuộc
điều tra sẽ giúp được ít nhiều cho sinh viên mới, để khóa học này sẽ là khóa đầu tiên có kết quả
tốt nhất.
Chính vì những lý do thiết thực đó nên nhóm đã chọn đề tài nghiên cứu trên.
1.3 Dự đoán kỳ vọng giữa các biến
o β
2

o β
12
dương: Khi số giờ truy cập internet tăng thì điểm trung bình tăng.
PHẦN 2: THIẾT LẬP – PHÂN TÍCH VÀ ĐÁNH GIÁ MÔ HÌNH
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 4
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường
2.1. Xây dựng mô hình
- Mô hình gồm 11 biến: Biến phụ thuộc : Điểm trung bình học tập (YDTB).
Biến độc lập : ta quy ước chọn phạm trù cơ sở là Nữ – Không
có người yêu – Miền Nam
+ Giới tính (X2GTINH) : biến chất lượng, có 2 phạm trù
Nếu X2GTINH = 1 là NAM
Nếu X2GTINH = 0 là NỮ
+ Có người yêu (X3NYEU): biến chất lượng, có 2 phạm trù
Nếu X3NYEU = 1 là Có
Nếu X3NYEU = 0 là Không
+ Nơi sinh sống (X4MIEN, X5MIEN): biến chất lượng, ta đặt
Nếu X4MIEN = 1 là ở miền Bắc
Nếu X4MIEN = 0 là không ở miền Bắc
Nếu X5MIEN = 1 là ở miền Trung
Nếu X5MIEN = 0 là không ở miền Trung
+ Tuổi (X6TUOI): biến số lượng
+ Thu nhập của ba và mẹ (X7TNHAP), đơn vị tính: Triệu đồng
+ Trợ cấp tiền ăn từ ba mẹ (X8TCAP), đơn vị tính: Triệu đồng
+ Số tiền chi trả cho đi chơi (X9DICHOI), đơn vị tính: Triệu đồng
+ Số lần lên thư viện (X10TVIEN), đơn vị tính: lần
+ Số giờ làm bài tập ở nhà (X11BTAP), đơn vị tính: giờ
+ Số giờ truy cập internet (X12INTERNET), đơn vị tính: giờ
Y
i

+β
9
X
9i
+β
10
X
10i
+β
11
X
11i
+β
12
X
12i
+ U
i
2.2. Mô tả số liệu (Bảng số liệu xem ở Bảng 1 phần Phụ lục)
- Số liệu tìm được do điều tra bằng cách phát ra 100 bảng câu hỏi cho sinh viên các khoa của
trường Đại học Duy Tân. Sau khi điều tra, chúng tôi đã thống kê lại theo hệ thống. Tập Bảng
Câu Hỏi và Phiếu Thống Kê Số Liệu được đính kèm theo.
- Phân tích các biến để xác định biến nào ảnh hưởng nhiều nhất hay ít nhất đến điểm trung
bình học tập của sinh viên Đại Học Duy Tân.
2.3. Phân tích kết quả thực nghiệm
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 5
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường
Kết quả chạy mô hình từ phần mềm Eviews ( Xem Bảng 2 phần Phụ Lục )
 Mô hình hồi quy tổng thể :
Y

8i
+β
9
X
9i
+β
10
X
10i
+β
11
X
11i
+β
12
X
12i
+ U
i
 Mô hình hồi quy mẫu:
Y
i
=
∧
1
β
+
∧
2
β

X
7i
+
∧
8
β
X
8i
+
∧
9
β
X
9i
+
∧
10
β
X
10i
+
∧
11
β
X
11i
+
∧
12
β

+ 0,000365X
11i
- 0,000108X
12i
+ e
i
 Ý nghĩa của các hệ số hồi quy:
o Đối với
∧
1
β
= 8,225850 có ý nghĩa là nếu Giới tính, Có người yêu, Nơi sinh sống,
Tuổi, Thu nhập của ba và mẹ, Trợ cấp hàng tháng, Số tiền chi trả việc đi chơi, Số
lần lên thư viện, Số giờ làm bài tập ở nhà, Số giờ truy cập internet đồng thời bằng 0
thì Điểm trung bình đạt số điểm là 8,225850.
o Đối với
∧
2
β
= - 0,223124, có nghĩa là khi các biến khác không đổi thì Điểm trung
bình của sinh viên Nam thấp hơn sinh viên Nữ là 0,223124.
o Đối với
∧
3
β
= - 0,124501, có nghĩa là khi các biến khác không đổi thì Điểm trung
bình của sinh viên Có người yêu thấp hơn sinh viên Chưa có người yêu là 0,124501.
o Đối với
∧
4

hàng tháng tăng (giảm) 1 triệu đồng thì Điểm trung bình tăng (giảm) 0,000193
điểm.
o Đối với
∧
9
β
= –0,005045 có ý nghĩa là khi các biến còn lại không đổi và nếu Số tiền
chi trả cho việc đi chơi tăng (giảm) 1 triệu đồng thì Điểm trung bình giảm (tăng)
0,005045 điểm.
o Đối với
∧
10
β
= 0,004062 có ý nghĩa là khi các biến còn lại không đổi và nếu Số lần
lên thư viện tăng (giảm) 1 lần thì Điểm trung bình tăng (giảm) 0,004062 điểm.
o Đối với
∧
11
β
= 0,000365 có ý nghĩa là khi các biến còn lại không đổi và nếu Số giờ
làm bài tập ở nhà tăng (giảm) 1 giờ thì Điểm trung bình tăng (giảm) 0,000365 điểm.
o Đối với
∧
12
β
= –0,000108 có ý nghĩa là khi các biến còn lại không đổi và nếu Số giờ
truy cập internet tăng (giảm) 1 giờ thì Điểm trung bình giảm (tăng) 0,000108 điểm.
2.4. Đánh giá sự ảnh hưởng của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc
Xem Bảng 1 phần phụ lục. Dùng P_value ta kết luận:
o P_value (X4MIEN) = 0,9227 lớn hơn rất nhiều so với α = 0,05. Tức là biến

Tiêu chuẩn kiểm định : t =
)(
7
77
β
ββ


se
∗
−
=
0,001509
0-0,000855
= 0,566600

)88()12100(
05,005,0
tt
=−
= 1,662354
Miền bác bỏ

H
0
:
t
< -
)88(
05,0

H
Tiêu chuẩn kiểm định : t =
)(
8
88
β
ββ


se
∗
−

0,013298
0,000193
=
= 0,014513
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 8
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường

)88()12100(
05,005,0
tt
=−
= 1,662354
Miền bác bỏ H
0
: t >
)88(
05,0

9
99
=
−
=
∧
∗
∧
β
ββ
Se
t
= -0,446499

)88()12100(
05,005,0
tt
=−
= 1,662354
Miền bác bỏ H
0
:
>
t
)88(
05,0
t
Mà t = - 0,446499 <
)88(
05,0


se
∗
−
=
001062,0
004062,0
= 3,824859)88()12100(
025,0
2
tt
=−
α
= 1,987289
Miền bác bỏ

H
0
:
t
>
)88(
025,0
t
Vì
824859,3
=

H
H
Tiêu chuẩn kiểm định :
0,000189
0,000365
)(
11
1111
=
−
=
∧
∗
∧
β
ββ
Se
t
= 1,931217

)88()12100(
05,005,0
tt
=−
= 1,662354
Miền bác bỏ H
0
: t >
)88(
05,0

0,000115
0,000108 -
)(
12
1212
=
−
=
∧
∗
∧
β
ββ
Se
t
= - 0,939130
-
)88()12100(
05,005,0
tt
−=−
= - 1,662354
Miền bác bỏ H
0
:
−<
t
)17(
05,0
t



>
=
0:
0:
2
1
2
0
RH
RH

(
0
H
: Mô hình không phù hợp ;
1
H
: Mô hình phù hợp )
Tiêu chuẩn kiểm định:
12-100
317647,01
11
0,317647
1
1
2
2
−

3.1.Ma trận tương quan
Xem xét qua ma trận tương quan của các biến (Bảng 2 phần Phụ Lục), ta thấy 2 biến
X4(Miền) và X5(Miền) có mức tương quan khá cao : - 0.885710 nên có khả năng xảy ra hiện
tượng đa cộng tuyến.
3.2. Kiểm định sự tồn tại của đa cộng tuyến
Để kiểm định sự tồn tại của đa cộng tuyến thì tiến hành các bước như sau:
Ta có mô hình hồi quy phụ: Y
i
=
α
1
+
α
2
X
2i
+
α
3
X
3i
+
α
4
X
4i
+
α
5
X

11i
+
α
12
X
12i
+V
i
Hồi qui mô hình hồi quy phụ ( Xem bảng 3 phần phụ lục)
2
1
R→
= 0,826258
Ta có k’= k – 1 = 12 – 1 = 11; n = 100
F= 42,800946
F
0,05
(10,90)

= 1,937567
F = 42,800946 > F
0,05
(10,90) = 1,937567

Vậy mô hình ban đầu có tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến.
**Biện pháp khắc phục: loại bỏ biến X4MIEN hoặc X5MIEN khỏi mô hình ban đầu.
o Hồi quy lại mô hình trong đó loại bỏ biến X4MIEN: (Xem bảng 4 phần Phụ lục)
Mô hình hồi quy đã loại bỏ biến X4MIEN :
Y
i

= 8,225850 – 0,223124X
2i
– 0,124501X
3i
+ 0,553824X
4i
– 0,085744X
6i
+ 0,000855X
7i
+
0,000193X
8i
– 0,005045X
9i
+ 0,004062X
10i
+ 0,000365X
11i
- 0,000108X
12i
+ Vi
=>R
2
loạiX5MIEN
= 0,306388
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 12
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường
So sánh R
2

= 20,07887
n.R
2
= 20,07887 < χ
2
(0.05,18)
=28,8693 ⇒ Không có cơ sở để bác bỏ H
0
, nghĩa là không có tồn
tại phương sai sai số thay đổi.
3.4. Kiểm định Tự tương quan (Kiểm Định Durbin Watson)
Giả thiết H
0
: Không có tự tương quan dương
Theo Bảng 1 phần Phụ lục ta thấy rằng:
d = 1,896469
n = 100
k’ = k – 1 = 12 -1 = 11
d
U
= 1,923
d
L
= 1,439
0 d
L

d
d
U

+β
5
X
5i
+β
6
X
6i
+β
7
X
7i
+β
8
X
8i
+β
9
X
9i
+β
10
X
10i
+β
11
X
11i
+β
12

X
4(i-1)
+β
5
X
5(i-1)
+β
6
X
6(i-1)
+β
7
X
7(i-1)
+β
8
X
8(i-1)
+β
9
X
9(i-1)
+β
10
X
10(i-1)
+β
11
X
11(i-

6
X
6(i-1)
+ρβ
7
X
7(i-1)
+ρβ
8
X
8(i-1)
+ρβ
9
X
9(i-1)
+ρβ
10
X
10(i-1)
+ρβ
11
X
11(i-1)
+ρβ
12
X
12(i-1)
+ρU
(i-1)
(3)

8
X
8i
+β
9
X
9i
+β
10
X
10i
+β
11
X
11i
+β
12
X
12i
−ρβ
2
X
2(i-1)
−ρβ
3
X
3(i-1)
−ρβ
4
X

12
X
12(i-1)
+ ρY
i-1
+ ε
i
(4)
Từ mô hình (4) ta đi hồi quy để tìm các tham số ước lượng. Khi đó tham số ước lượng ứng với
biến Y
i-1
chính là ρ cần tìm. Dựa vào bảng 7 phần Phụ Lục ta có được ρ = 1,000000
Mô hình được viết lại như sau:
Y
i
= β
2
X
2i
+β
3
X
3i
+β
4
X
4i
+β
5
X

2
X
2(i-1)
−β
3
X
3(i-1)
−β
4
X
4(i-1)
−β
5
X
5(i-1)
−β
6
X
6(i-1)
−β
7
X
7(i-1)
−β
8
X
8(i-1)
−β
9
X

: β
4
= 0
Wald Test:
Equation: Untitled
Null Hypothesis: C(4)=0
F-statistic 0.009474 Probability 0.922684
Chi-square 0.009474 Probability 0.922462
Ta thấy giá trị Probability = 0,922684 > α = 0,05
→ Không có ý nghĩa, tức là biến X4MIEN không ảnh hưởng đến mô hình nên loại biến
này đi thì mô hình tốt hơn.
3.5.2. Kiểm định Wald về bỏ biến X8TCAP
Giả thiết H
0
: β
8
= 0
Wald Test:
Equation: Untitled
Null Hypothesis: C(8)=0
F-statistic 0.000211 Probability 0.988448
Chi-square 0.000211 Probability 0.988416
Ta thấy giá trị Probability = 0,988448 > α = 0,05
→ Không có ý nghĩa, tức là biến X8TCAP không ảnh hưởng đến mô hình nên loại biến
này đi thì mô hình tốt hơn.
PHẦN 4: KIỂM ĐỊNH VÀ KHẮC PHỤC CÁC HIỆN TƯỢNG TRONG
MÔ HÌNH HỒI QUY SAU KHI ĐÃ LOẠI BỎ BIẾN
4.1. Kiểm định phương sai sai số thay đổi:( Dùng kiểm định White)
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 15
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường

U

d
4 - d
U  d
U
< d < 4 - d
U
=> theo quy tắc kiểm định thì không bác bỏ H
0

⇒
Mô hình không có tự tương quan dương hoặc âm.
PHẦN 5: KẾT LUẬN
Từ những kiểm định trên ta rút ra các kết luận sau:
1. Thu nhập từ ba và mẹ tăng thì Điểm trung bình học tập của sinh viên không giảm.
2. Trợ cấp hàng tháng tăng thì Điểm trung bình không tăng.
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 16
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường
3. Số tiền chi trả cho việc đi chơi tăng thì Điểm trung bình không tăng.
4. Số lần lên thư viện ảnh hưởng đến Điểm trung bình.
5. Số giờ làm bài tập ở nhà tăng thì Điểm trung bình tăng.
6. Số giờ truy cập internet giảm thì Điểm trung bình giảm.
7. Mô hình hồi quy lựa chọn phù hợp.
8. Thu nhập của ba và mẹ, Trợ cấp hàng tháng, Số tiền chi trả việc đi chơi, Số lần lên thư
viện, Số giờ làm bài tập ở nhà, Số giờ truy cập internet xác định được 31,7647% sự biến
động của biến phụ thuộc Điểm trung bình.

- Bài cáo báo mẫu của nhóm LOAN lớp K13QTC1 và nhóm 9 lớp ĐHNTK 17 22C2.
*** PHẦN PHỤ LỤC
Bảng 1: Mô hình hồi quy với Eviews
Dependent Variable: YDTB
Method: Least Squares
Date: 10/12/09 Time: 19:50
Sample: 1 100
Included observations: 100
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 8.225850 1.295088 6.351577 0.0000
X2GTINH -0.223124 0.163738 -1.362689 0.1765
X3NYEU -0.124501 0.151465 -0.821978 0.4133
X4MIEN 0.048711 0.500458 0.097333 0.9227
X5MIEN 0.553824 0.459606 1.204997 0.2314
X6TUOI -0.085744 0.063378 -1.352911 0.1795
X7TNHAP 0.000855 0.001509 0.566538 0.5725
X8TCAP 0.000193 0.013298 0.014519 0.9884
X9DICHOI -0.005045 0.011299 -0.446445 0.6564
X10TVIEN 0.004062 0.001062 3.824524 0.0002
X11BTAP 0.000365 0.000189 1.931170 0.0567
X12INTERNET -0.000108 0.000115 -0.941004 0.3493
R
2
0.317647 Mean dependent var 7.131700
Adjusted R-squared 0.232353 S.D. dependent var 0.800701
S.E. of regression 0.701538 Akaike info criterion 2.241082
Sum squared resid 43.30965 Schwarz criterion 2.553703
Log likelihood -100.0541 F-statistic 3.724134
Durbin-Watson stat 1.896469 Prob(F-statistic) 0.000223
Bảng 2: Ma trận tương quan

Method: Least Squares
Date: 10/14/09 Time: 20:29
Sample: 1 100
Included observations: 100
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.474582 0.269655 1.759964 0.0818
X2GTINH -0.057633 0.034138 -1.688219 0.0949
X3NYEU -0.019698 0.032013 -0.615296 0.5399
X5MIEN -0.821513 0.043514 -18.87912 0.0000
X6TUOI 0.024126 0.013178 1.830783 0.0705
X7TNHAP 0.000216 0.000319 0.677215 0.5000
X8TCAP -0.005830 0.002748 -2.121499 0.0367
X9DICHOI -0.002304 0.002381 -0.967924 0.3357
X10TVIEN 0.000170 0.000224 0.756356 0.4514
X11BTAP -7.70E-05 3.92E-05 -1.963161 0.0527
X12INTERNET -2.35E-05 2.43E-05 -0.966868 0.3362
R-squared 0.826258 Mean dependent var 0.130000
Adjusted R-squared 0.806737 S.D. dependent var 0.337998
S.E. of regression 0.148590 Akaike info criterion -0.871791
Sum squared resid 1.965019 Schwarz criterion -0.585222
Log likelihood 54.58956 F-statistic 42.32545
Durbin-Watson stat 2.065543 Prob(F-statistic) 0.000000
Bảng 4: Kiểm định mô hình hồi quy đã loại bỏ biến X4MIEN
Dependent Variable: YDTB
Method: Least Squares
Date: 10/14/09 Time: 20:44
Sample: 1 100
Included observations: 100
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 19
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường

X7TNHAP 0.001113 0.001498 0.742974 0.4595
X8TCAP -0.005007 0.012610 -0.397064 0.6923
X9DICHOI -0.007105 0.011198 -0.634535 0.5274
X10TVIEN 0.004078 0.001065 3.830504 0.0002
X11BTAP 0.000329 0.000187 1.759217 0.0820
X12INTERNET -0.000122 0.000115 -1.059813 0.2921
R-squared 0.306388 Mean dependent var 7.131700
Adjusted R-squared 0.228454 S.D. dependent var 0.800701
S.E. of regression 0.703317 Akaike info criterion 2.237448
Sum squared resid 44.02426 Schwarz criterion 2.524016
Log likelihood -100.8724 F-statistic 3.931378
Durbin-Watson stat 1.899872 Prob(F-statistic) 0.000187
Bảng 6: KIỂM ĐỊNH PHƯƠNG SAI SAI SỐ THAY ĐỔI (mô hình ban đầu )
1.Kiểm định White(crooss tesm)
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 1.380916 Probability 0.153495
Obs*R-squared 72.52737 Probability 0.243755
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 20
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 10/14/09 Time: 21:08
Sample: 1 100
Included observations: 100
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 20.09267 22.96835 0.874798 0.3878
X2GTINH 299.7399 229.5336 1.305865 0.2004
X2GTINH*X3NYEU 0.060790 0.423533 0.143531 0.8867
X2GTINH*X4MIEN -301.1895 231.3379 -1.301946 0.2017

X5MIEN*X10TVIEN 0.017634 0.037369 0.471886 0.6400
X5MIEN*X11BTAP 0.003016 0.007766 0.388296 0.7002
X5MIEN*X12INTERNET -0.004530 0.005555 -0.815535 0.4204
X6TUOI -16.28477 11.80160 -1.379878 0.1766
X6TUOI^2 0.051947 0.062958 0.825104 0.4151
X6TUOI*X7TNHAP -6.28E-05 0.003164 -0.019846 0.9843
X6TUOI*X8TCAP -0.004712 0.025616 -0.183949 0.8551
X6TUOI*X9DICHOI -0.051347 0.054084 -0.949389 0.3491
X6TUOI*X10TVIEN -0.000769 0.001756 -0.438063 0.6641
X6TUOI*X11BTAP -0.000131 0.000386 -0.338130 0.7373
X6TUOI*X12INTERNET 0.000150 0.000280 0.536964 0.5948
X7TNHAP^2 -2.22E-05 3.99E-05 -0.555641 0.5821
X7TNHAP*X8TCAP -0.000440 0.000460 -0.956141 0.3458
X7TNHAP*X9DICHOI 0.000938 0.000695 1.349965 0.1859
X7TNHAP*X10TVIEN 3.27E-05 4.96E-05 0.659673 0.5139
X7TNHAP*X11BTAP -1.11E-05 1.17E-05 -0.946230 0.3507
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 21
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường
X7TNHAP*X12INTERNET 2.07E-06 1.39E-05 0.149011 0.8824
X8TCAP^2 0.002416 0.002436 0.991822 0.3283
X8TCAP*X9DICHOI -0.005601 0.006417 -0.872892 0.3888
X8TCAP*X10TVIEN 4.00E-05 0.000387 0.103401 0.9183
X8TCAP*X11BTAP 2.71E-05 8.18E-05 0.331304 0.7424
X8TCAP*X12INTERNET 8.98E-05 5.86E-05 1.533598 0.1344
X9DICHOI^2 -0.005054 0.002823 -1.790182 0.0823
X9DICHOI*X10TVIEN -0.001409 0.000799 -1.763077 0.0869
X9DICHOI*X11BTAP 0.000323 0.000104 3.114288 0.0037
X9DICHOI*X12INTERNET -4.13E-05 9.57E-05 -0.431706 0.6687
X10TVIEN^2 -1.65E-05 1.79E-05 -0.921499 0.3633
X10TVIEN*X11BTAP 7.25E-06 6.05E-06 1.198445 0.2390

X8TCAP 0.033477 0.040036 0.836192 0.4055
X8TCAP^2 -0.000844 0.001149 -0.734602 0.4647
X9DICHOI 0.063900 0.035522 1.798884 0.0758
X9DICHOI^2 -0.002283 0.001192 -1.914356 0.0591
X10TVIEN -0.001107 0.002792 -0.396567 0.6927
X10TVIEN^2 4.54E-07 1.13E-05 0.040225 0.9680
X11BTAP -4.73E-05 0.000381 -0.123890 0.9017
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 22
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường
X11BTAP^2 -4.49E-08 1.72E-07 -0.261383 0.7945
X12INTERNET 0.000342 0.000373 0.916352 0.3622
X12INTERNET^2 -3.94E-08 1.31E-07 -0.299814 0.7651
R-squared 0.200789 Mean dependent var 0.433096
Adjusted R-squared 0.023186 S.D. dependent var 0.679185
S.E. of regression 0.671265 Akaike info criterion 2.209974
Sum squared resid 36.49836 Schwarz criterion 2.704957
Log likelihood -91.49871 F-statistic 1.130551
Durbin-Watson stat 2.084774 Prob(F-statistic) 0.339591
Bảng 7: Khắc phục Tự Tương Quan
Dependent Variable: YDTB
Method: Least Squares
Date: 10/16/09 Time: 10:29
Sample(adjusted): 2 100
Included observations: 99 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -2.84E-13 1.32E-13 -2.160149 0.0340
X2GTINH 1.02E-14 1.12E-14 0.907125 0.3672
X3NYEU -3.67E-15 1.04E-14 -0.351998 0.7258
X4MIEN -9.14E-15 3.42E-14 -0.267662 0.7897
X5MIEN -3.47E-14 3.16E-14 -1.098907 0.2753

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 8.247989 1.251362 6.591207 0.0000
X2GTINH -0.226166 0.155930 -1.450435 0.1504
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 23
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường
X3NYEU -0.125399 0.149215 -0.840395 0.4029
X5MIEN 0.514231 0.194176 2.648279 0.0096
X6TUOI -0.084589 0.061460 -1.376325 0.1721
X7TNHAP 0.000861 0.001319 0.652602 0.5157
X9DICHOI -0.005147 0.011023 -0.466917 0.6417
X10TVIEN 0.004071 0.001045 3.893787 0.0002
X11BTAP 0.000362 0.000182 1.988240 0.0498
X12INTERNET -0.000110 0.000113 -0.968046 0.3356
R-squared 0.317573 Mean dependent var 7.131700
Adjusted R-squared 0.249330 S.D. dependent var 0.800701
S.E. of regression 0.693737 Akaike info criterion 2.201190
Sum squared resid 43.31433 Schwarz criterion 2.461707
Log likelihood -100.0595 F-statistic 4.653581
Durbin-Watson stat 1.896929 Prob(F-statistic) 0.000045
Bảng 9: Kiểm định White (cross terms)
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 1.231626 Probability 0.234361
Obs*R-squared 56.68376 Probability 0.271391
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 10/18/09 Time: 15:44
Sample: 1 100
Included observations: 100
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

0.000150 0.000617 0.243354 0.8088
X6TUOI -0.216441 2.028573 -0.106696 0.9155
X6TUOI^2 0.011849 0.052652 0.225038 0.8229
Nhóm CEO – K13QTH1 Trang 24
Tiểu luận nhóm Kinh Tế Lượng GVHD: Nguyễn Quang Cường
X6TUOI*X7TNHAP 0.002184 0.002698 0.809414 0.4223
X6TUOI*X9DICHOI -0.062418 0.037027 -1.685743 0.0983
X6TUOI*X10TVIEN 0.000950 0.001565 0.606793 0.5468
X6TUOI*X11BTAP -0.000233 0.000377 -0.617848 0.5396
X6TUOI*X12INTERN
ET
0.000144 0.000254 0.565739 0.5742
X7TNHAP -0.059934 0.053259 -1.125344 0.2660
X7TNHAP^2 -1.27E-05 3.47E-05 -0.367064 0.7152
X7TNHAP*X9DICHOI 0.000682 0.000525 1.299074 0.2001
X7TNHAP*X10TVIEN 4.21E-05 3.18E-05 1.320737 0.1929
X7TNHAP*X11BTAP -1.68E-06 9.05E-06 -0.185192 0.8539
X7TNHAP*X12INTER
NET
2.69E-06 8.59E-06 0.313526 0.7552
X9DICHOI 1.340058 0.736122 1.820430 0.0749
X9DICHOI^2 -0.004225 0.002004 -2.107773 0.0403
X9DICHOI*X10TVIEN -0.000541 0.000697 -0.777050 0.4409
X9DICHOI*X11BTAP 0.000245 9.04E-05 2.707978 0.0094
X9DICHOI*X12INTE
RNET
-5.57E-06 6.73E-05 -0.082728 0.9344
X10TVIEN -0.024918 0.033671 -0.740041 0.4629
X10TVIEN^2 -1.07E-06 1.68E-05 -0.063978 0.9493
X10TVIEN*X11BTAP 4.09E-06 4.72E-06 0.866046 0.3908