NHÓM 14 - LỚP D04

CƠ SỞ LÝ THUYẾT

Một số khái niệm

Nghiên cứu này xác định bốn yếu tố chính ảnh hưởng đến chi tiêu của sinh viên Đại học Ngân hàng TP.HCM, bao gồm chu cấp từ gia đình (SUP), thu nhập từ công việc làm thêm (INC), chi phí thuê trọ và kí túc xá (HOME), cùng với giới tính của sinh viên (GEN).

Trong nghiên cứu này, các biến SUP, INC, và HOME được xác định là các biến định lượng, trong khi biến GEN là biến định tính Chúng ta xem thu nhập từ việc làm thêm và chu cấp từ gia đình là thu nhập (INCOME), trong khi biến chính được nghiên cứu là chi tiêu (EXPENSE) Mối quan hệ chặt chẽ giữa thu nhập và chi tiêu sẽ được phân tích thông qua các lý thuyết trong Kinh tế vi mô và Kinh tế vĩ mô.

Dưới góc độ kế toán, thu nhập được định nghĩa là tổng giá trị các lợi ích kinh tế mà đơn vị kế toán thu nhận trong kỳ kế toán từ các hoạt động của mình, qua đó gián tiếp làm tăng vốn chủ sở hữu.

Thu nhập, dưới góc độ kinh tế, là số tiền nhận được từ việc sở hữu và cung ứng các yếu tố sản xuất trong một khoảng thời gian nhất định Các nguồn thu nhập bao gồm tiền lương từ lao động, lãi suất từ tư bản, địa tô từ đất đai và lợi nhuận từ năng lực kinh doanh.

Theo quy định pháp luật, thu nhập được hiểu là tài sản có giá trị thường được tính bằng tiền mà cá nhân, doanh nghiệp hoặc nền kinh tế nhận được trong một khoảng thời gian nhất định từ các hoạt động như công việc, dịch vụ Các nguồn thu nhập bao gồm tiền lương, tiền công, tiền cho thuê tài sản và lợi nhuận kinh doanh Ngoài ra, thu nhập còn có thể phát sinh từ nhiều nguồn khác nhau như lao động, sở hữu giấy tờ có giá trị, thừa kế hoặc nhận quà tặng.

Thanh toán tiền mặt hoặc tương đương tiền mặt cho hàng hóa, dịch vụ hoặc phí là hành động đáp ứng các nghĩa vụ tài chính được chứng minh bằng hóa đơn, biên lai và tài liệu liên quan Hành động này không chỉ thỏa mãn nhu cầu vật chất mà còn đáp ứng nguyện vọng và trí tưởng tượng của cá nhân hoặc hộ gia đình thông qua việc mua sắm và sử dụng sản phẩm.

Các học thuyết kinh tế

2.1 Lý thuyết về thái độ ứng xử của người tiêu dùng và thu nhập của M Friedman

Theo M.Friedman, trong điều kiện ổn định, tiêu dùng có thể cao hơn thu nhập do hai nguyên nhân chính: sự ổn định trong chi tiêu và sự gia tăng các khoản thu nhập Tiêu dùng thông thường chịu ảnh hưởng bởi thu nhập, lãi suất và thu nhập từ tài sản vật chất.

Theo M Friedman, thu nhập (Y) của một cá nhân trong một khoảng thời gian nhất định được cấu thành từ hai phần: thu nhập thường xuyên (YP) và thu nhập tức thời (Yt).

Mối quan hệ giữa tiêu dùng thường xuyên (Cp) và thu nhập thường xuyên (YP) rất chặt chẽ Tiêu dùng thường xuyên (Cp) chủ yếu phụ thuộc vào lãi suất (i), tương quan giữa tài sản vật chất và thu nhập thường xuyên (w), cùng với tỷ lệ phân chia thu nhập cho tiêu dùng và tiết kiệm (u), thay vì phụ thuộc vào thu nhập thường xuyên (YP).

2.2 Các lý thuyết của Keynes

Khuynh hướng tiêu dùng giới hạn và khuynh hướng tiết kiệm

Khuynh hướng tiêu dùng thể hiện mối quan hệ giữa thu nhập và chi tiêu, được xác định từ thu nhập của người dân Các yếu tố ảnh hưởng đến khuynh hướng này bao gồm thu nhập của cư dân, những yếu tố khách quan như thay đổi tiền công danh nghĩa, lãi suất và thuế khóa, cùng với các yếu tố chủ quan, phân thành nhóm làm tăng tiết kiệm và nhóm làm giảm tiết kiệm để tăng chi tiêu.

Khuynh hướng tiết kiệm thể hiện mối quan hệ chặt chẽ giữa tiết kiệm và thu nhập Tiết kiệm cá nhân chịu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố như sự thận trọng, tầm nhìn xa, khả năng tính toán, tham vọng, tính tự lập, tinh thần kinh doanh, lòng kiêu hãnh và thói quen hà tiện.

Khi thu nhập thực tế tăng, tổng thu nhập của người lao động cũng tăng theo Mặc dù tâm lý chung cho rằng khi thu nhập tăng, mức tiêu dùng cũng sẽ tăng, nhưng thực tế cho thấy mức tiêu dùng thường tăng chậm hơn so với thu nhập Điều này dẫn đến xu hướng gia tăng tiết kiệm từ một phần thu nhập của người dân.

2.3 Lý thuyết hành vi của người tiêu dùng

- Hành vi của người tiêu dùng gồm: hành động mua hàng, hoạt động tiêu dùng, hoạt động xử lý, phản hồi của người tiêu dùng

Hành vi người tiêu dùng bị ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố, trong đó bốn yếu tố chính bao gồm: yếu tố xã hội, văn hóa, cá nhân và tâm lý Những yếu tố này tương tác lẫn nhau và đóng vai trò quan trọng trong việc hình thành thói quen và quyết định mua sắm của người tiêu dùng.

Các nghiên cứu trước đây

- Factors Affecting Maejo University Students Expense Behavior của Wiyada

Chi tiêu hàng tháng của sinh viên phụ thuộc vào nhiều yếu tố, bao gồm phụ cấp từ cha mẹ, thu nhập từ công việc làm thêm, giới tính, chi phí thuê nhà, chuyên ngành học, thời gian học tại trường, địa điểm mua thực phẩm, các khoản chi tiêu cho mua sắm, quyên góp, giải trí và chi phí khám chữa bệnh (Tanvatanagul và Vichai Tanvatanagul, 2007).

- Những yếu tố ảnh hưởng đến chi tiêu hàng tháng của sinh viên Ngoại Thương cơ sở

Nhóm nghiên cứu Đại học Ngoại Thương (2014) đã phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến chi tiêu, dựa trên cơ sở nghiên cứu của Wiyada Tanvatanagul, Vichai Tanvatanagul cùng các nhà nghiên cứu khác như Bimal Signh, T.L.Sekhampa và F.Niyimbanira Các biến được xem xét trong nghiên cứu này bao gồm sự hỗ trợ từ gia đình, thu nhập từ công việc làm thêm, giới tính, nơi ở, tính cách và mối quan hệ xã hội.

Nghiên cứu của Nhóm K13NH8 (2009) tại Đại học Duy Tân chỉ ra rằng chi tiêu của sinh viên khoa quản trị chịu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố, bao gồm giới tính, thời gian học tại trường, nơi ở, chi phí thuê trọ và ký túc xá, giá cả thị trường, tiền ăn hàng tháng, chi phí cho các hoạt động giải trí và học tập, thu nhập từ công việc làm thêm, cũng như các mối quan hệ xã hội.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU, THU THẬP DỮ LIỆU, MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU VÀ CÁC GIẢ THIẾT

Phương pháp nghiên cứu

Nhóm đã áp dụng hai biện pháp nghiên cứu chính: phương pháp định lượng và hồi quy OLS, đồng thời sử dụng phần mềm Eviews để đạt được kết quả tối ưu cho chủ đề nghiên cứu trong bài tiểu luận.

Phương pháp nghiên cứu định lượng là một cách tiếp cận hệ thống nhằm điều tra các hiện tượng thông qua số liệu thống kê và toán học Mục tiêu chính của nghiên cứu này là phát triển và áp dụng các mô hình toán học, lý thuyết và giả thuyết liên quan đến các hiện tượng quan sát được Quá trình đo lường đóng vai trò quan trọng, tạo ra mối liên hệ giữa quan sát thực nghiệm và các biểu thức toán học của các mối quan hệ định lượng Dữ liệu định lượng thường được thể hiện dưới dạng số, bao gồm các số liệu thống kê và tỷ lệ phần trăm.

Phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) là kỹ thuật phổ biến nhất để ước lượng tham số trong mô hình hồi quy Mặc dù có một số phương pháp hồi quy khác được ưa chuộng trong một số trường hợp, kết quả từ OLS vẫn được coi là tiêu chuẩn trong nghiên cứu Để chọn ra mô hình hồi quy cuối cùng, nhóm nghiên cứu áp dụng phương pháp đi từ tổng quát đến cụ thể Trong bài nghiên cứu này, mức ý nghĩa 5% được lựa chọn để thực hiện các kiểm định.

Bên cạnh đó nhóm sử dụng phần mềm Eviews 10 để tìm ra mô hình hồi quy cũng như thực hiện các kiểm định.

Thu thập dữ liệu

Dữ liệu nghiên cứu được thu thập qua khảo sát trực tuyến bằng Google Form, với đối tượng là 40 sinh viên ngẫu nhiên từ Đại học Ngân hàng TP.HCM.

Các câu hỏi và kết quả khảo sát sẽ được trình bày trong phần phụ lục.

Mô hình nghiên cứu

Để phát triển mô hình nghiên cứu cho bài tiểu luận, nhóm đã tham khảo các nghiên cứu trước đây liên quan để xác định biến độc lập, biến phụ thuộc và lựa chọn mô hình phù hợp nhất.

Biến phụ thuộc được sử dụng trong mô hình là số tiền trung bình mà một sinh viên Đại học Ngân hàng TP.HCM chi tiêu trong 1 tháng

Nhóm nghiên cứu đã chọn các nhân tố ảnh hưởng đến chi tiêu của sinh viên, bao gồm chu cấp từ gia đình, thu nhập từ công việc làm thêm, chi phí thuê trọ hoặc ký túc xá và giới tính Những biến phụ thuộc này được xác định dựa trên các nghiên cứu trước đây, nhằm đảm bảo tính phù hợp với mô hình nghiên cứu.

- Chu cấp từ gia đình được dùng trong các nghiên cứu của Nhóm nghiên cứu Đại học

Ngoại Thương (2014), Wiyada Tanvatanagul và Vichai Tanvatanagul (2007)

- Thu nhập từ công việc làm thêm được sử dụng trong nhiều nghiên cứu, tiêu biểu như

Wiyada Tanvatanagul và Vichai Tanvatanagul (2007), Nhóm nghiên cứu Đại học Ngoại Thương (2014), Nhóm K13NH8 (2009)

- Chi phí thuê trọ hoặc kí túc xá được nhắc đến trong nghiên cứu của Nhóm K13NH8

(2009), Wiyada Tanvatanagul và Vichai Tanvatanagul (2007)

- Giới tính được sử dụng trong nhiều nghiên cứu như Wiyada Tanvatanagul và Vichai

Tanvatanagul (2007), Nhóm K13NH8 (2009), Nhóm nghiên cứu Đại học Ngoại Thương

Tóm lại các biến được sử dụng trong mô hình nghiên cứu bao gồm các biến được mô tả cụ thể trong bảng sau:

Bảng II.3.3 Mô tả các biến

Tên nhân tố Kí hiệu Mô tả Đơn vị

EXP Tổng chi tiêu trung bình hàng tháng của sinh viên đo bằng Việt Nam đồng Triệu đồng

Chu cấp từ gia đình SUP

Số tiền mà gia đình chu cấp cho sinh viên hàng tháng để học đại học được đo bằng Việt Nam đồng

Thu nhập từ công việc làm thêm INC

Số tiền lương mà sinh viên được trả công cho việc làm thêm hàng tháng, được đo bằng Việt Nam đồng

Chi phí thuê trọ hoặc kí túc xá HOME

Số tiền mà sinh viên phải trả cho nơi ở trong một tháng, được đo bằng Việt Nam đồng

Giới tính GEN Giới tính của sinh viên Sinh viên nam nhận giá trị 1 Sinh viên nữ nhận giá trị 0

Trong các nghiên cứu trước đây về chi tiêu của cá nhân, sinh viên, hộ gia đình và doanh nghiệp, mô hình hồi quy tuyến tính bội thường được áp dụng để phân tích dữ liệu.

X ki : biến độc lập β k : hệ số hồi quy u i : sai số ngẫu nhiên

Mô hình phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến chi tiêu của sinh viên Đại học Ngân hàng TP.HCM dựa trên các biến đã chọn, giúp xác định các yếu tố chính tác động đến mức chi tiêu của sinh viên.

EXP i = f(SUP i , INC i , HOME i , GEN i )

- Mô hình hồi quy tổng thể (PRF):

EXP i = β 1 + β 2 SUP i + β 3 INC i + β 4 HOME i + β 5 GEN i + u i

- Mô hình hồi quy mẫu (SRF):

EXP ̂ i = β̂ + β 1 ̂SUP 2 i + β̂INC 3 i + β̂HOME 4 i + β̂GEN 5 i + e i Trong đó:

EXP: tổng chi tiêu của sinh viên mỗi tháng

SUP: số tiền chu cấp từ gia đình mỗi tháng

INC: thu nhập từ việc làm thêm mỗi tháng

HOME: chi phí thuê trọ hoặc kí túc xá

- GEN = 0: nữ β 1 , β 2 , β 3 , β 4 , β 5 : các hệ số hồi quy u i : sai số ngẫu nhiên e i : phần dư.

Các giả thiết nghiên cứu

4.1 Tiền chu cấp hàng tháng từ gia đình

Theo nghiên cứu của Nhóm nghiên cứu Đại học Ngoại Thương (2014) và Wiyada Tanvatanagul cùng Vichai Tanvatanagul (2007), tiền chu cấp hàng tháng từ gia đình có ảnh hưởng tích cực đến chi tiêu hàng tháng của sinh viên.

- Giả thiết cần được kiểm định :{𝐻 0 : 𝛽 2 = 0

4.2 Thu nhập thêm hàng tháng

- Tác động cùng chiều lên chi tiêu trong 1 tháng của sinh viên dựa trên cở sở của Wiyada Tanvatanagul và Vichai Tanvatanagul (2007), Nhóm nghiên cứu Đại học Ngoại Thương

- Giả thiết cần được kiểm định: {𝐻 0 : 𝛽 3 = 0

4.3 Chi phí thuê trọ hoặc kí túc xá

Chi phí thuê trọ hoặc ký túc xá ảnh hưởng trực tiếp đến mức chi tiêu hàng tháng của sinh viên, theo nghiên cứu của Wiyada Tanvatanagul và Vichai Tanvatanagul (2007).

- Theo bài nghiên cứu của Nhóm nghiên cứu Đại học Ngoại Thương (2014) thì yếu tố này không tác động đến chi tiêu trong 1 tháng của sinh viên

KẾT QUẢ HỒI QUY VÀ KIỂM ĐỊNH

Kết quả hồi quy

Bảng III.1 Mô hình hồi quy gốc

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

S.E of regression 1.025514 Akaike info criterion 3.004733

Sum squared resid 36.80875 Schwarz criterion 3.215843

Log likelihood -55.09466 Hannan-Quinn criter 3.081064

Kết quả từ phần mềm Eviews 10

Nhóm đã áp dụng phần mềm Eviews 10 để ước lượng mô hình hồi quy tuyến tính bội, cho ra kết quả như trong bảng Mô hình hồi quy được xác định là: EXP 𝑖 ̂ = 0.405505 + 0.668106SUP 𝑖 + 0.318960INC 𝑖 + 0.512601HOME 𝑖 + 0.043273GEN 𝑖.

(0.462240) (0.142741) (0.128973) (0.165893) (0.448334) n = 40 R 2 = 0.601527 Mức ý nghĩa α = 5% Ý nghĩa của các hệ số hồi quy:

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi và với mức ý nghĩa 5%, việc tăng số tiền chu cấp hàng tháng từ gia đình cho sinh viên lên 1 triệu đồng sẽ dẫn đến việc chi tiêu trung bình của sinh viên trong một tháng tăng thêm 0.668106 triệu đồng.

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi và với mức ý nghĩa 5%, việc tăng thu nhập từ việc làm thêm hàng tháng của sinh viên lên 1 triệu đồng sẽ dẫn đến việc chi tiêu trung bình của sinh viên tăng 0.318960 triệu đồng trong một tháng.

Theo nghiên cứu, với mức ý nghĩa 5% và giả định các yếu tố khác không thay đổi, nếu chi phí thuê trọ và ký túc xá hàng tháng của sinh viên tăng thêm 1 triệu đồng, thì chi tiêu trung bình hàng tháng của sinh viên sẽ tăng khoảng 0.512601 triệu đồng.

- β̂ 5 : Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, với mức ý nghĩa 5%, chi tiêu trung bình trong 1 tháng của sinh viên nam nhiều hơn sinh viên nữ 0.043273 triệu đồng.

Kiểm định giả thiết

Kiểm định P – Value mô hình hồi quy gốc

Ta tiến hành kiểm định hệ số hồi quy với mức ý nghĩa  = 5% bằng phương pháp P – Value a) Giả thiết {𝐻 0 : 2 = 0

𝐻 1 :  2 > 0 Theo kết quả ước lượng từ Eviews 10, ta có p – value = 0.0000 < 0.05 → Bác bỏ H 0

Hỗ trợ tài chính hàng tháng từ gia đình có ảnh hưởng tích cực đến chi tiêu trung bình của sinh viên ngân hàng, với mức ý nghĩa 5% Giả thuyết không được đặt ra là β3 = 0.

𝐻 1 :  3 > 0 Theo kết quả ước lượng từ Eviews 10, ta có p – value = 0.0184 < 0.05 → Bác bỏ H0

Thu nhập từ công việc làm thêm hàng tháng có ảnh hưởng tích cực đến chi tiêu trung bình của sinh viên ngân hàng, với mức ý nghĩa 5% Điều này dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H0, tức là không có mối liên hệ giữa thu nhập và chi tiêu.

Chi phí thuê trọ và ký túc xá ảnh hưởng tích cực đến chi tiêu trung bình hàng tháng của sinh viên ngân hàng với mức ý nghĩa 5% Giả thiết nghiên cứu được đặt ra là \( H_0: \beta_5 = 0 \).

𝐻 1 :  5 ≠ 0 Theo kết quả ước lượng từ Eviews 10, ta có p – value = 0.9237 > 0.05 → ta chưa đủ điều kiện bác bỏ H0

Tức là giới tính không thực sự ảnh hướng đến chi tiêu trung bình trong 1 tháng của sinh viên ngân hàng với mức ý nghĩa 5%

 Vậy biến GEN không tác động đến EXP nên ta loại biến GEN ra khỏi mô hình Bằng Eviews 10, ta thu được mô hình hồi quy mới như sau:

Bảng III.2 Mô hình hồi quy sau khi loại bỏ GEN

Dependent Variable: EXP Method: Least Squares Date: 10/29/21 Time: 09:41 Sample: 1 40

Included observations: 40 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

R-squared 0.601421 Mean dependent var 3.037250 Adjusted R-squared 0.568206 S.D dependent var 1.539019 S.E of regression 1.011305 Akaike info criterion 2.954999 Sum squared resid 36.81854 Schwarz criterion 3.123887 Log likelihood -55.09998 Hannan-Quinn criter 3.016064 F-statistic 18.10698 Durbin-Watson stat 1.710525 Prob(F-statistic) 0.000000

Mô hình hồi quy mới có dạng:

Kiểm định phương sai sai số thay đổi

3.1 Sử dụng kiểm định White

Bước 1: Ước lượng mô hình hồi qui gốc giả sử: 𝐸𝑋𝑃 𝑖 tìm được 𝑒 𝑖 2

Bước 2: Ước lượng mô hình White có dạng: 𝑒 𝑖 2 = 𝛼 1 + 𝛼 2 𝑆𝑈𝑃 𝑖 2 + 𝛼 3 𝑆𝑈𝑃 𝑖 𝐼𝑁𝐶 𝑖 +

Bước 3: Kiểm định giả thiết: 𝐻 0 : 𝛼 2 = 𝛼 3 = 𝛼 4 = ⋯ = 𝛼 10 = 0 => Phương sai sai số không thay đổi

Bảng III.3.1 Kết quả kiểm định White

Obs*R-squared 22.42961 Prob Chi-Square(9) 0.0076 Scaled explained SS 21.92252 Prob Chi-Square(9) 0.0091

Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 10/29/21 Time: 09:49 Sample: 1 40

Từ số liệu bảng trên cho thấy p - value = 0.0013 < 𝛼 = 0.05 => Bác bỏ 𝐻 0

Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, phương sai sai số thay đổi

3.2 Khắc phục phương sai thay đổi

Bước 1: Ta tạo biến absresid = abs(resid) ( trị tuyệt đối của phần dư)

Bước 2: Xây dựng hàm hồi quy absresid theo các biến định lượng SUP, INC, HOME như sau:

Bước 3: Xây dựng lại mô hồi quy mới với trọng số 1/absresidf

Bảng III.3.2.1 Mô hình sau khi khắc phục phương sai thay đổi

Included observations: 40 Weighting series: 1/ABSRESIDF Weight type: Inverse standard deviation (EViews default scaling) White-Hinkley (HC1) heteroskedasticity consistent standard errors and covariance

R-squared 0.651410 Mean dependent var 2.823826 Adjusted R-squared 0.622361 S.D dependent var 1.412544 S.E of regression 0.869962 Akaike info criterion 2.653906 Sum squared resid 27.24604 Schwarz criterion 2.822794 Log likelihood -49.07812 Hannan-Quinn criter 2.714970 F-statistic 22.42442 Durbin-Watson stat 1.498870 Prob(F-statistic) 0.000000 Weighted mean dep 2.693995 Wald F-statistic 18.91302 Prob(Wald F-statistic) 0.000000

R-squared 0.587491 Mean dependent var 3.037250 Adjusted R-squared 0.553115 S.D dependent var 1.539019 S.E of regression 1.028826 Sum squared resid 38.10537 Durbin-Watson stat 1.546245

Ta tiếp tục dùng kiểm định White để kiểm định phương sai thay đổi cho mô hình vừa khắc phục:

Bảng III.3.2.2 Kiểm định White cho mô hình mới

Dependent Variable: WGT_RESID^2 Method: Least Squares

Included observations: 40 White-Hinkley (HC1) heteroskedasticity consistent standard errors and covariance

SUP^2*WGT^2 0.225163 0.124362 1.810555 0.0806 SUP*INC*WGT^2 0.403491 0.210144 1.920072 0.0647 SUP*HOME*WGT^2 -0.644129 0.360332 -1.787600 0.0843 SUP*WGT^2 -1.103266 0.660129 -1.671287 0.1054 INC^2*WGT^2 0.108853 0.154649 0.703872 0.4871 INC*HOME*WGT^2 -0.422016 0.314579 -1.341526 0.1902 INC*WGT^2 -0.753342 0.699163 -1.077492 0.2901 HOME^2*WGT^2 0.045698 0.325829 0.140253 0.8894

R-squared 0.283698 Mean dependent var 0.681151 Adjusted R-squared 0.036697 S.D dependent var 0.996362 S.E of regression 0.977909 Akaike info criterion 3.021616 Sum squared resid 27.73288 Schwarz criterion 3.486058

Log likelihood -49.43233 Hannan-Quinn criter 3.189544 F-statistic 1.148570 Durbin-Watson stat 1.291219 Prob(F-statistic) 0.362772

Từ số liệu bảng trên cho thấy p - value = 0.3628 > 𝛼 = 0.05 => Chưa đủ cơ sở bác bỏ 𝐻 0

Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, chưa tìm thấy phương sai sai số thay đổi.

Kiểm định vấn đề kỳ vọng của sai số ngẫu nhiên khác không

Sử dụng kiểm định Ramsey – Reset

Bước 1: Ước lượng mô hình 𝐸𝑋𝑃̂

Bước 2: Ước lượng mô hình mới bằng cách đưa thêm vào mô hình cũ biến dạng 𝐸𝑋𝑃̂ 2

Bước 3: Kiểm định giả thiết

𝐻 0 : 𝛼 2 = 𝛼 3 = 𝛼 4 = ⋯ = 0 => Không bỏ sót biến giải thích, dạng hàm đúng

Bảng III.4 Kết quả kiểm định Ramsey

Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: EXP C SUP INC HOME Omitted Variables: Squares of fitted values

Value Restricted LogL -49.07812 Unrestricted LogL -48.33637

Từ kết quả kiểm định mô hình trên cho thấy p - value = 0.2580 > 𝛼 = 0.05 => chưa đủ cơ sở bác bỏ 𝐻 0

Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, mô hình không bỏ sót biến giải thích, dạng hàm đúng.

Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Sử dụng nhân tử phóng đại phương sai (VIF) Đối với trường hợp tổng quát, có (k-1) biến giải thích thì:

R 2 j : là giá trị 𝑅 2 trong hàm hồi quy của 𝑋 𝑗 theo (k-1) biến giải thích còn lại

Giả thiết H 0 : Không có hiện tượng đa cộng tuyến

Thông thường khi VIF > 10, thì bác bỏ H 0 , biến này được coi là có cộng tuyến cao

Bảng III.5 Kết quả kiểm định VIF

Variance Inflation Factors Date: 10/29/21 Time: 19:13 Sample: 1 40

Tất cả các VIF < 10 => chưa đủ cơ sở bác bỏ H 0 , không có mối tương quan giữa các biến độc lập

Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến.

Mô hình hồi quy cuối cùng

Theo bảng III.3.2.1, biến HOME có p-value là 0.0909, lớn hơn mức ý nghĩa 𝛼 = 0.05, cho thấy chi phí thuê trọ và ký túc xá không ảnh hưởng đến chi tiêu trung bình hàng tháng của sinh viên ngân hàng Kết quả này phù hợp với giả thuyết trong nghiên cứu “Sự ảnh hưởng của các nhân tố đến vấn đề chi tiêu của sinh viên khoa quản trị trường Đại học Duy Tân” của nhóm nghiên cứu.

K13NH8 (2009) Ta loại biến HOME khỏi mô hình

Dùng Eviews 10, ta thu được mô hình hồi quy mới giữ biến phụ thuộc EXP và các biến độc lập SUP, INC

Bảng III.6 Mô hình hồi quy mới sau khi loại biến HOME

Mô hình hồi quy mới có dạng:

6.1 Kiểm định p – value mô hình hồi quy mới

Ta tiến hành kiểm định hệ số hồi quy với mức ý nghĩa  = 5% bằng phương pháp P – Value a) Giả thiết {𝐻 0 : 2 = 0

𝐻 1 :  2 > 0 Theo kết quả ước lượng từ Eviews 10, ta có p – value = 0.0000 < 0.05 → Bác bỏ H0

Hỗ trợ tài chính hàng tháng từ gia đình có ảnh hưởng tích cực đến chi tiêu trung bình của sinh viên ngân hàng, với mức ý nghĩa 5% Giả thuyết H0 được đặt ra là β3 = 0.

Tức là thu nhập từ làm thêm hàng tháng tác động cùng chiều đến chi tiêu trung bình trong 1 tháng của sinh viên ngân hàng với mức ý nghĩa 5%

6.2 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy:

Sử dụng F-test Đặt giả thiết: {H 0 : R 2 = 0

H 1 : R 2 ≠ 0 Dựa vào bảng kết quả hồi quy từ phần mềm Eviews 10, ta có: p – value (F-statistic) = 0.000000 < 𝛼 = 0.05 => Bác bỏ H 0

Suy ra mô hình hồi quy phù hợp

Bên cạnh đó ta thấy R 2 = 0.624620 điều này chứng tỏ các biến độc lập giải thích 62.4620% sự thay đổi của biến phụ thuộc

6.3 Kiểm định lại các khiếm khuyết của mô hình mới

6.3.1 Phương sai sai số thay đổi

Bảng III.6.3.1 Kiểm định White mô hình mới

Dependent Variable: WGT_RESID^2 Method: Least Squares

Included observations: 40 White-Hinkley (HC1) heteroskedasticity consistent standard errors and covariance

SUP^2*WGT^2 0.109549 0.102391 1.069906 0.2924 SUP*INC*WGT^2 0.257176 0.182106 1.412236 0.1672 SUP*WGT^2 -0.620987 0.595253 -1.043234 0.3044 INC^2*WGT^2 0.054075 0.145931 0.370549 0.7133 INC*WGT^2 -0.465372 0.645095 -0.721400 0.4757

Từ số liệu bảng trên cho thấy p - value = 0.3690 > 𝛼 = 0.05 => Chưa đủ cơ sở bác bỏ 𝐻 0

Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, chưa tìm thấy phương sai sai số thay đổi

6.3.2 Vấn đề kì vọng của sai số ngẫu nhiên khác không

Bảng III.6.3.2 Kiểm định Ramsey mô hình mới

Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: EXP C SUP INC Omitted Variables: Squares of fitted values

Value Restricted LogL -50.55896 Unrestricted LogL -50.27587

Từ kết quả kiểm định mô hình trên cho thấy p - value = 0.4784 > 𝛼 = 0.05 => chưa đủ cơ sở bác bỏ 𝐻 0

Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, mô hình không bỏ sót biến giải thích, dạng hàm đúng

Bảng III.6.3.1 Kiểm định VIF mô hình mới

Variance Inflation Factors Date: 10/29/21 Time: 19:46 Sample: 1 40

Tất cả các VIF < 10 nên chưa đủ cơ sở bác bỏ H 0 , không có mối tương quan giữa các biến độc lập

Kết luận: Với mức ý nghĩa 5%, không có hiện tượng đa cộng tuyến.

Tiêu đề	Phân Tích Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Chi Tiêu Của Sinh Viên Đại Học Ngân Hàng Tp.Hcm Trong 1 Tháng
Tác giả	Nguyễn Thị Mỹ Thảo, Nguyễn Thị Thu Thảo, Phạm Lam Thanh Thảo, Trương Thị Phương Thi, Huỳnh Thị Thanh Thuỷ
Trường học	Trường Đại Học Ngân Hàng Tp. Hồ Chí Minh
Thể loại	bài tập nhóm
Năm xuất bản	2021
Thành phố	Tp. Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	30
Dung lượng	1,42 MB