TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG HÀ NỘI
KHOA KINH TẾ QUỐC TẾ
----------ᵒᴼᵒ----------

BÀI TẬP NHÓM KINH TẾ LƯỢNG
Đề tài:
CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG TỚI TIỀN LƯƠNG CỦA
NGƯỜI LAO ĐỘNG THEO GIỜ
Giảng viên hướng dẫn: TS. Đinh Thị Diệu Bình
Filedata:beauty
Nhóm sinh viên:
Tên sinh viên

Mã số sinh viên

Phần trăm đóng góp

Hà Nội, ngày 04 tháng 07 năm 2016

1


MỤC LỤC
Table of Contents

LỜI MỞ ĐẦU

2


I. Lý do lựa chọn đề tài:

- Khả năng làm việc nhóm
- Trình độ học vấn
- Màu da
- Giới tính
- Ngành Dịch vụ
- Kết hôn

II. Các phương pháp thực hiện
- Phần mềm Stata
- Sử dụng kiểm định ước lượng trên

4


XÂY DỰNG MÔ HÌNH
I.
1.

Thiết lập mô hình tổng quát
Mô hình tổng quát

“Wage = β0 + β1. Exper + β2.Union + β3.Black + β4 Female+ β5 Smllcity +
β6.Service + β7. Educ + Ui“

. des(exper union black female smllcity
> service educ)
storage
display
variable name
type

>
=1 if union
member
byte
%8.0g
>
=1 if black
byte
%8.0g
>
=1 if female
byte
%8.0g
>
=1 if live
in small city
byte
%8.0g
>
=1 if
service industry
byte
%8.0g
>
years of
schooling

Mô tả các biến
Biến phụ thuộc
Wage: Lương làm việc mỗi giờ

+

Số năm kinh
nghiệm làm việc
càng nhiêu thì
lương càng cao

+

Trình độ học vấn
càng cao thì
lương càng cao

Biến định tính
Lựa chọn

Tên

Ý nghĩa

Union

Không
Làm việc nhóm
tốt

0

1
Tốt


Nam

Nữ

-

Giới tính nữ có tiền lương
nhận được ít hơn nam giới

Smllcity Thành phố nhỏ

Sống ở
thành
phố
nhỏ

Không
sống ở
thành
phố
nhỏ

+/-

Sống ở thành phố nhỏ làm
giảm tiền lương nhận được

Service


exper
union
black
female

1260
1260
1260
1260
1260

6.30669
18.20635
.2722222
.0738095
.3460317

smllcity
service
educ

1260
1260
1260

.4666667
.2738095
12.56349

Std. Dev.


1
1
17

Độ lệch
chuẩn các
ước lượng

Min

Max

Tên biến

Số quan sát

Giá trị
trung bình

Wage

1260

6.30669

4.660639

1.02


0.0738095

0.2615645

0

1

Female

1260

0.03460317 0.4758923

0

1

Smllcity

1260

0.4666667

0.4990857

0

1


Phân tích hồi quy
Mô hình hồi quy gốc

. reg(wage exper union black female smllcity service educ)
Source

SS

df

MS

Model
Residual

5340.16548
22007.2737

7
1252

762.880783
17.5776946

Total

27347.4392

1259


.460463
.2697386
.2380684
.2907367
.0489293
.7091735

t
8.07
2.80
0.12
-8.77
-0.43
-1.90
10.11
-0.90

Number of obs
F( 7, 1252)
Prob > F
R-squared
Adj R-squared
Root MSE

P>|t|
0.000
0.005
0.902
0.000
0.666

.9600324
-1.835122
.364145
.0181396
.5908911
.7529538

Biến phụ thuộc: Wage.
Biến độc lập: Exper, Union, Black, Female, Smllcity, Service, Educ.

Ta có:
PRF: Wage = β0 + β1. Exper + β2.Union + β3 Black + β4 Female + β5 Smllcity + β6
Service + β7 Educ + Ui
SRF: Wage = -0.6383457 + 0.0843467. Exper + 0.7527523.Union +
0.0566682Black – 2.364312 Female – 0.1029121 Smllcity – 0.5522452 Service +
0.4948986 Educ + ei


Giải thích ý nghĩa kết quả:
- Ước lượng điểm hệ số chặn0 = -0.6383457cho biết trong trường hợp các yếu
tố khác không đổi tiền lương nhận được mỗi giờ sẽ là giảm 0.6383457 triệu
đồng.
- Ước lượng hệ số góc 1 = 0.0843467cho biết khi số năm kinh nghiệm tăng lên
1 năm, các yếu tố khác không đổi thì tiền lương mỗi giờ tăng 0.0843467triệu
đồng
8


Ước lượng hệ số góc 2 = 0.7527523 cho biết khi mức độ làm việc nhóm tăng,
các yếu tố khác không đổi, tiền lương mỗi giờ sẽ tăng lên 0.7527523 triệu


Hệ số tương quan R2

Nhìn vào mô hình ta thấy hệ số xác định R2= 0.1953, hệ số này xác định chỉ có
19.53% các biến độc lập giải thích cho các biến phụ thuộc, còn lại 80.47% do các
yếu tố ngẫu nhiên khác giải thích.

9


3.

Mối liên hệ tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc.

. corr(exper union black female smllcity service educ)
(obs=1260)

exper
union
black
female
smllcity
service
educ

exper

union

black

0.0321
0.0501

service

educ

1.0000
0.3016

1.0000

Nhận xét:
Từ mô hình có thể thấy giữa các biến giải thích có mối liên hệ tương quan
không mạnh với biến phụ thuộc. Dấu âm thể hiện tương quan nghịch, càng gần 1
thì mối liên hệ tương quan càng mạnh
Nhìn vào mô hình ta thấy các hệ số tương quan của các biến, female,
smllcity, service, educ là âm điều này cho thấy mối liên hệ giữa biến phụ thuộc và
các biến này ngược chiều nhau cụ thể khi là giới tính nữ, sống ở thành phố nhỏ,
làm trong ngành công nghiệp dịch vụ, trình độ học vấn không tốt thì tiền lương mỗi
giờ làm việc của họ sẽ bị giảm đi.
Các hệ số Exper, black, union là dương cho thấy mối quan hệ giữa các biến
phu thuộc với các biến này là cùng chiều, cụ thể khi họ làm việc nhóm càng tốt thì
tiền lương mỗi giờ làm việc của họ sẽ tăng lên.


Từ mô hình trên cho thấy mối liên hệ tương quan giữa các biến là không
cao. Mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến.

10


1259

21.7215561

wage

Coef.

exper
union
black
female
smllcity
service
educ
_cons

.0843467
.7527523
.0566682
-2.364312
-.1029121
-.5522452
.4948986
-.6383457

Std. Err.

t

0.000
0.666
0.058
0.000
0.368

=
=
=
=
=
=

1260
43.40
0.0000
0.1953
0.1908
4.1926

[95% Conf. Interval]
.0638442
.2253008
-.8466961
-2.893501
-.5699692
-1.12263
.3989061
-2.029645


Phương sai của phần được giải thích: MSe = 762.880783
Phương sai của phần không được giải thích: MSr = 17.5776946
Số quan sát được đưa vào phân tích: 1260
Kiểm định F cho toàn bộ mô hình F(7,1252) = 43.40; p-value = 0.0000 cho
biết hệ số của mô hình không bằng 0, kết luận hệ số của mô hình có ý nghĩa
thống kê.
Hệ số xác định R – squared = 0.1953 cho biết khoảng 19.53% tiền lương
được giải thích bởi biến độc lập.
Sai số chuẩn của ước lượng Root MSE = 4.1926 nhỏ hơn độ lệch chuẩn của
biến phụ thuộc. Vậy ước lượng hồi quy là chấp nhận được.
Kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy
11


Kiểm định cặp giả thuyết:

+Fqs= = 43.40> Fo=> Bác bỏ H0 chấp nhận H1, hàm phù hợp và có ý nghĩa thống
kê.

+Ta có α = 0.05 > p-value = 0.000 => Bác bỏ H0 chấp nhận H1, hàm phù hợp và
có ý nghĩa thống kê.
6.

Khoảng tin cậy và kiểm định đối với các hệ số hồi quy
. reg(wage exper union black female smllcity service educ)
Source

SS

df

female
smllcity
service
educ
_cons

.0843467
.7527523
.0566682
-2.364312
-.1029121
-.5522452
.4948986
-.6383457

a.

Std. Err.
.0104505
.2688527
.460463
.2697386
.2380684
.2907367
.0489293
.7091735

t
8.07
2.80


1260
43.40
0.0000
0.1953
0.1908
4.1926

[95% Conf. Interval]
.0638442
.2253008
-.8466961
-2.893501
-.5699692
-1.12263
.3989061
-2.029645

.1048491
1.280204
.9600324
-1.835122
.364145
.0181396
.5908911
.7529538

Khoảng tin cậy các hệ số hồi quy

Từ mô hình hồi quy gốc ta thấy các khoảng tin cậy đối xứng với ý nghĩa 95% của

Hệ số 4

v.

-2.893501 -1.835122

Hệ số 5

vi.

-0.5699692

0.364145

Hệ số 6

vii.

-1.12263 0.0181396

Hệ số 7

viii.

0.3989061

b.
•

0.5908911

tiền lương nhận đươc mỗi giờ.
5:

13


α < p-value = 0.058 =>Chấp nhậnHo.Làm việc trong ngành dịch vụ không ảnh
hưởng tới tiền lương mỗi giờ.
6:

α >p-value = 0.000 =>bác bỏ Ho, chấp nhận H1.Trình độ học vấn ảnh hưởng tới
tiền lương mỗi giờ.
7:

•

Phương pháp giá trị tới hạn:

Ta có:

Tqs =

Giá trị tới hạn: t = 1.96
Theo phương pháp giá trị tới hạn ta có:
0:

= 0.90

Do :t
=> Không có cơ sở để bác bỏ Ho. Chấp nhận Ho hệ số chặn không ảnh


Do :t

=> Bác bỏ Ho. Chấp nhận H1, Giới tính ảnh hưởng đến tiền lương mỗi giờ.
14


5:

= 0.43

Do :t
=> Chấp nhận H0, Sống ở thành phố nhỏ không ảnh hưởng đến tiền lương
mỗi giờ.

6:

= 1.90

Do :t
=>Chấp nhận Ho, Làm việc trong ngành công nghiệp dịch vụ không ảnh
hưởng đến tiền lương mỗi giờ.

7:

= 10.11

Do :t =>Bác bỏ Ho. Chấp nhận H1, Trình độ học vấn ảnh hưởng đến tiền lương
mỗi giờ.
7.

27347.4392

1259

21.7215561

wage

Coef.

exper
union
female
smllcity
service
educ
_cons

.0843502
.7538031
-2.360912
-.1045948
-.5510277
.4940865
-.6250335

Std. Err.

t


0.372

=
=
=
=
=
=

1260
50.67
0.0000
0.1953
0.1914
4.1909

[95% Conf. Interval]
.0638559
.2268253
-2.887112
-.5706973
-1.120858
.3990086
-1.999512

.1048445
1.280781
-1.834712
.3615077
.0188023


Kiểm định d của Durbin-Watson:

. estat dwatson
Durbin-Watson d-statistic(

8,

1260) =

1.890439

. estat durbinalt
Durbin's alternative test for autocorrelation
--------------------------------------------------------------------------lags(p)

|

chi2

df

Prob > chi2

-------------+------------------------------------------------------------1

|

3.756


1

0.0521

--------------------------------------------------------------------------H0: no serial correlation

Nhận xét:Prob > chi2 = 0.0521>0.05 => Chấp nhận giả thiết Ho.
Kết luận: mô hình không có hiện tượng tự tương quan.
17




Kiểm định Archlm:

. estat archlm
LM test for autoregressive conditional heteroskedasticity (ARCH)
--------------------------------------------------------------------------lags(p)

|

chi2

df

Prob > chi2

-------------+------------------------------------------------------------1

|

service

educ

-------------+------------------------------------------------------------exper |

1.0000

union |

0.0898

1.0000

female |

-0.2472

-0.1000

1.0000

married |

0.2556

0.0536

smllcity |


0.0501

Nhận xét:Không có biến nào>0.8(hoặc 80%)
18

1.0000
1.0000
0.3016

1.0000


Kết luân:Mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến
Cách 2: Dùng lệnh VIF
. vif
Variable |

VIF

1/VIF

-------------+---------------------female |

1.26

0.796015

service |

1.20


0.992232

-------------+---------------------Mean VIF |

1.14

Nhận xét:Mean VIF chi2



7, 1252)
=
75.92
Cameron F(
& Trivedi's
decomposition
of IM-test
Prob > F
= 0.0000
--------------------------------------------------Source |
chi2
df
p
R-squared
= 0.1991
---------------------+----------------------------Heteroskedasticity
48.38
30
0.0182
Root MSE
=| 4.1826

--------------------------------------------------------------------------Skewness |
10.47
7
0.1637
|
Robust
Kurtosis

0.020

.1181449

1.37611

-2.673073

-1.688411

Nhận xét:Ta thấy Prob > chi2 = 0.0182< 0.05 nên bác bỏ giả thiết Ho.
.2509511

Kết luận:mô
hình
married
|
.6711162

educ |
_cons |

-.5613534
.495794
-1.080106

0.000

có .2466023
hiện tượng phương


0.087

-1.204604

.0818967

.0419694
.6184062

20

11.81
-1.75

0.000
0.081

.4134558
-2.293332

.5781322
.1331209


21


KẾT LUẬN
Có rất nhiều yếu tố ảnh hưởng đến mức lương trung bình của người lao động

của cả nhóm. Chúng em xin gửi lời cảm ơn chân thành đến cô và các bạn. Trong
quá trình làm bài tiểu luận, dù đã rất cố gắng nhưng chắc chắn không tránh khỏi
những sai sót, kính mong được cô góp ý để nhóm chúng em có thể hoàn thiện hơn
bản báo cáo này.
Chúng em xin chân thành cảm ơn cô!

23


TÀI LIỆU THAM KHẢO
1)
−

Sách, giáo trình
Nguyễn Quang Dong, giáo trình “bài giảng kinh tế lượng”, nhà xuất bản giao

−

thông vận tải, Hà Nội, 1998.
Nguyễn Cao Văn, Trần Thái Ninh, giáo trình “lý thuyết xác suất và thống kê

2)

toán”, nhà xuất bản Khoa học và Kỹ thuật, 1996.
Các trang web

/> /> />%A3ng.html
/> />
24