GIỚI THIÊU “ Mua sắm tầm tay sinh viên “ Ngày nay, tình hình kinh tế đất nước ngày phát triển, đời sống người ngày nâng cao Một vấn đề tất người quan tâm đến chi tiêu hàng tháng cho hợp lý với mức thu nhập có Đối với người có mức thu nhập khác việc chi tiêu họ khác mức chi tiêu thay đổi khác nhóm người khác Đối với sinh viên, đa phần có thu nhập thấp sống xa nhà, hoạt động sinh hoạt , mua sắm phải tự lập nên việc chi tiêu cho sinh hoạt mua sắm cho phù hợp với điều kiện kinh tế khơng dễ Việc mua sắm sinh viên chịu nhiều tác động yếu tố : thu nhập, chi phí sinh hoạt, thời gian làm việc,… Bởi , đề làm cho sinh viên lo lắng để : “ Mua sắm tầm tay sinh viên “ Vậy thực tế sao, với mức thu nhập có hạn có nhiều khoản tiêu cần phải lo hàng tháng bạn phải phân bổ thu nhập cho chi tiêu sao? hành vi mua sắm sinh viên có đặc điểm ? yếu tố ảnh hưởng đến hành vi mua sắm trình định mua sắm sinh viên ? Để trả lời cho câu hỏi đó, nhóm sinh viên chúng tơi tìm hiểu ngẫu nhiên mức thu nhập chi tiêu hàng tháng 30 bạn sinh viên lớp QTKDTH 16A trường Đại học Kinh tế Quốc dân Với số liệu thu thập qua việc khảo sát điều tra nhóm chúng em sử dụng phương pháp OLS mơ hình kinh tế lượng phần mềm EVIEWS để đưa phân tích định lượng tác động nhân tố lên mức chi tiêu hàng tháng sinh viên dành cho việc mua sắm để từ đưa thảo luận số lời khuyên cho bạn việc phân bổ thu nhập cho chi tiêu cho hợp lý 1 Dữ liệu phương pháp • Dữ liệu Mẫu nhóm gồm 30 bạn sinh viên vấn ngẫu nhiên từ lớp QTKDTH 16A trường ĐH KTQD khoản tiền dành cho mua sắm mà sinh viên bỏ tháng năm 2016 Trong : Tên biến Nội dung biến MS Số tiền sinh viên dùng để chi cho việc Định lượng mua sắm tháng Nghìn đồng CP Số tiền mà sinh viên sử dụng cho việc Định lượng chi trả cho khoản sinh hoạt hàng ngày ( tiền thuê nhà, tiền ăn ) Thu nhập sinh viên ( tiền trợ cấp Định lượng bố mẹ , tiền làm thêm ) Nghìn đồng G1 Số sinh viên sử dụng cho việc học Định lượng ( tự học + lớp ) ngày Giờ / Ngày G2 Số SV sử dụng để làm thêm Định lượng ngày Giờ / Ngày TN Loại biến Đơn vị Nghìn đồng Giải thích : CP: khoản chi phí hàng tháng sinh viên tăng lên ( giảm ) so với tháng trước thu nhập sinh viên không thay đổi -> số tiền dư giảm ( tăng lên ) => số tiền sinh viên dành cho mua sắm giảm ( tăng lên ) TN : thu nhập tháng sinh viên tăng lên ( giảm ) so với tháng trước số tiền dư sinh viên sau chi trả khoản chi phí tăng lên ( giảm ) => sinh viên mua sắm nhiều G1 : sinh viên dành nhiều thời gian cho học hành khơng làm thêm nên giới hạn mức chi tiêu => sinh viên đầu tư cho mua sắm G2 : sinh viên có làm thêm -> gặp gỡ + giao lưu với đồng nghiệp -> sinh viên đầu tư cho mua sắm nhiều • Phương pháp Nhóm sử dụng phương pháp ước lượng OLS sử dụng phần mềm EVIEWS để phân tích tác động biến độc lập lên biến phụ thuộc (ở chi tiêu cho mua sắm), xây dựng hàm hồi quy phù hợp kiểm định khuyết tật mơ hình Từ biến lập mơ hình hồi quy tổng thể , mẫu sau : Mơ hình hồi quy tổng thể : MS = β1 + β2*CP + β3*TN + β4*G1 +β5*G2 + u Hàm hồi quy tổng thể : E(MS/CP,TN,G) = β1 + β2*CP + β3*TN + β4*G1 + β5*G2 Mơ hình hồi quy mẫu : MS = β1^ + β2^*CP + β3^*TN + β4^*G1 + β5^*G2 + e Hàm hồi quy mẫu : MS^ = β1^ + β2^*CP + β3^*TN + β4^*G1 + β5^*G2 Kết phân tích 2.1 ước lượng mơ hình hồi quy Sau sử dụng phần mềm EVIEWS4.0 để ước lượng có kết : Dependent Variable: MS Method: Least Squares Date: 10/03/16 Time: 02:16 Sample: 30 Included observations: 30 Variable Coefficien Std Error t C -1.648418 CP -0.369961 TN 0.497110 G1 -3.984192 G2 -5.009942 R-squared 0.745717 Adjusted R-squared 0.705032 S.E of regression 195.5069 Sum squared resid 955573.4 Log likelihood -198.1012 Durbin-Watson stat 1.986269 327.1378 -0.005039 0.149329 -2.477494 0.130341 3.813919 2.254235 -1.767425 44.47425 -0.112648 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) t-Statistic Prob 0.9960 0.0203 0.0008 0.0894 0.9112 746.0000 359.9770 13.54008 13.77361 18.32896 0.000000 Từ bảng kết eviews ta có mơ hình hồi quy mẫu : MS= -1.648418 – 0.369961*CP + 0.497110*TN – 3.984192*G1 – 5.009942*G2+e (1) Từ mơ hình hồi quy mẫu ta rút kết luận sau : Với β1^ = -1.648418 : CP,TN,G đồng thời số tiền trung bình mà sinh viên chi cho việc mua sắm tháng -1.648418 => nhân viên khơng đầu tư cho mua sắm khơng có thu nhập Với β2^ = -0.369961 : chi phí sinh hoạt tăng lên (giảm đi) 1000 đồng thu nhập số sử dụng khơng đổi trung bình số tiền chi tiêu mà sinh viên dành cho mua sắm tháng giảm (tăng lên) 0.369961 nghìn đồng Phù hợp với kỳ vọng chi phí sinh hoạt tăng chi phí cho mua sắm giảm Với β3^ = 0.497110 : thu nhập sinh viên tăng lên ( giảm ) 1000 đồng chi phí sinh hoạt số sử dụng ngày khơng đổi trung bình số tiền mà sinh viên sử dụng dành cho mua sắm tăng lên ( giảm ) 0.497110 nghìn đồng Phù hợp với kì vọng thu nhập tang sinh viên có nhiều tiền cho chi phí khác Với β4^ = -3.984192 : số mà sinh viên sử dụng cho việc học ngày tăng lên ( giảm ) chi phí sinh hoạt , thu nhập làm thêm khơng đổi trung bình số tiền mà sinh viên dành cho mua sắm giảm ( tăng lên ) 3.984192 nghìn đồng Phù hợp với kì vọng số học tăng sinh viên có thời gian mua sắm hơn, chi phí mua sắm giảm Với β^5 = -5.009942 : số làm thêm sinh viên tăng lên ( giảm ) chi phí sinh hoạt , thu nhập thời gian dành cho việc học không thay đổi trung bình số tiền mà sinh viên dành cho mua sắm tăng lên ( giảm ) 5.009942 nghìn đồng Phù hợp với kì vọng số làm tang lên sinh viên có thời gian mua sắm R² = 0.705032 hay 70.5032% => mức độ phù hợp mơ hình đạt 70.5032% 2.2 Tiến hành kiểm định : với độ tin cậy 95% 2.2.1 Kiểm định độ phù hợp hệ số hồi quy • Xét cặp giả thiết : Ho : β2 = H1 : β2 ≠  Theo mô hình ta có Prob = 0.0203 < 0.05 => có sở bác bỏ Ho Vậy độ tin cậy 95% , có sở β2 ≠ hay biến chi phí sinh viên có ý nghĩa thống kê • Xét cặp giả thiết : Ho : β3 = H1 : β3 ≠ Theo mơ hình ta có Prob = 0.0008 < 0.05 => có sở bác bỏ Ho Vậy với độ tin cậy 95% , có sở β3 ≠ hay biến thu nhập sinh viên có ý nghĩa thống kê • Xét cặp giả thiết : Ho : β4 = H1 : β4 ≠ Theo mơ hình ta có Prob = 0.0894 > 0.05 => chưa có sở bác bỏ Ho Vậy với độ tin cậy 95% , chưa có sở β4 ≠ hay biến dành cho việc học sinh viên khơng có ý nghĩa thống kê Số dành cho việc học sinh viên không tác động tới mức chi tiêu dành cho mua sắm sinh viên • Xét cặp giả thiết : Ho : β5 = H1 : β5 ≠ Theo mơ hình ta có Prob = 0.9112 > 0.05 => chưa có sở để bác bỏ Ho Vậy với độ tin cậy 95% , chưa có sở β5 ≠ hay biến dành cho làm thêm sinh viên khơng có ý nghĩa thống kê Số làm thêm không tác động tới mức chi tiêu dành cho mua sắm sinh viên  Kết luận : từ kiểm định , khẳng định lại biến “ chi tiêu dành cho mua sắm hay mức mua sắm sinh viên bị ảnh hưởng biến chi phí thu nhập “  Với Prob ( C ) = 0.9960 > 0.05 => β1 khơng có ý nghĩa thống kê Kết EVIEW : Dependent Variable: MS Method: Least Squares Date: 10/23/16 Time: 00:24 Sample: 30 Included observations: 30 Variable Coefficien Std Error t CP -0.320242 TN 0.476202 C -107.0059 R-squared 0.699189 Adjusted R-squared 0.676906 S.E of regression 204.6157 Sum squared resid 1130425 Log likelihood -200.6218 Durbin-Watson stat 1.855315 0.138569 -2.311064 0.061443 7.750305 270.9847 -0.394878 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) t-Statistic Prob 0.0287 0.0000 0.6960 746.0000 359.9770 13.57478 13.71490 31.37862 0.000000 Mơ hình hồi quy mẫu : MS = -107.0059 – 0.320242*CP + 0.476202 * TN + e ( 1.1) Kết luận : Với β1 = -107.0059 Prob(C) = 0.696 > 0.05 => β1 khơng có ý nghĩa thống kê Với β2 = -0.320242 : thể mối quan hệ ngược chiều chi phí sinh hoạt chi phí mua sắm thu nhập khơng đổi , với nghìn đồng chi phí tăng thêm trung bình mức mua sắm sinh viên giảm 0.320242 nghìn đồng Phù hợp với kỳ vọng chi phí sinh hoạt tăng chi phí cho mua sắm giảm Với β3 = 0.476202 : thể mối quan hệ chiều chi phí mua sắm thu nhập chi phí sinh hoạt khơng thay đổi , với nghìn đồng tiền thu nhập sinh viên tăng thêm trung bình mức mua sắm sinh viên tăng 0.476202 nghìn đồng Phù hợp với kì vọng thu nhập tăng sinh viên có nhiều tiền cho chi phí khác 2.2.2 Kiểm định giả thiết độ phù hợp mơ hình (1.1) a Kiểm định RAMSEY (kỳ vọng sai số ngẫu nhiên) Xét cặp giả thiết : Ho : Mơ hình ( 1.1 ) không thiếu biến độc lập ( dạng ) H1 : Mơ hình ( 1.1 ) thiếu biến độc lập ( dạng sai ) Kết kiểm định : Ramsey RESET Test: F-statistic 2.923713 Log likelihood ratio 6.305324 Test Equation: Dependent Variable: MS Method: Least Squares Date: 10/23/16 Time: 00:47 Sample: 30 Probability Probability 0.072279 0.042738 Included observations: 30 Variable Coefficien Std Error t CP -1.508459 TN 2.362903 C -1633.206 FITTED^2 -0.005009 FITTED^3 1.87E-06 R-squared 0.756210 Adjusted R-squared 0.717204 S.E of regression 191.4306 Sum squared resid 916142.2 Log likelihood -197.4691 Durbin-Watson stat 1.850483 0.788573 -1.912898 1.178868 2.004383 994.7652 -1.641801 0.002761 -1.813809 9.42E-07 1.986179 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) t-Statistic Prob 0.0673 0.0560 0.1132 0.0817 0.0581 746.0000 359.9770 13.49794 13.73147 19.38685 0.000000 Kết luận : ta có Prob(F-statistic) = 0.072279 > 0.05 => chưa có sở bác bỏ Ho Vậy với mức ý nghĩa 5% , có sở cho mơ hình (1.1) có dạng hàm b Kiểm định WHITE (phương sai SSNN) o Kiểm định White có quan tâm tích chéo : Mơ hình hồi quy gốc ( mẫu ) : MS = β1^ + β2^*CP + β3^*TN + e Xét cặp giả thiết : Ho : mơ hình khơng có phương sai sai số thay đổi H1 : mơ hình có phương sai sai số thay đổi Kết kiểm định : White Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.397850 Obs*R-squared 6.766137 Probability Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 10/23/16 Time: 00:31 Sample: 30 Included observations: 30 Variable Coefficien Std Error t C -132673.3 CP -440.5579 CP^2 0.207431 CP*TN -0.153124 TN 389.8368 TN^2 -0.003746 R-squared 0.225538 Adjusted R-squared 0.064192 S.E of regression 55564.49 Sum squared resid 7.41E+10 Log likelihood -366.9800 Durbin-Watson stat 1.624229 429115.7 -0.309178 479.2402 -0.919284 0.143984 1.440655 0.075762 -2.021110 232.0973 1.679626 0.022511 -0.166427 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.260514 0.238622 t-Statistic Prob 0.7599 0.3671 0.1626 0.0546 0.1060 0.8692 37680.84 57438.60 24.86533 25.14557 1.397850 0.260514 Kết luận : ta có Prob(F-statistic) = 0.260514 > 0.05 => chưa có sở bác bỏ Ho Vậy với mức ý nghĩa 5% , có sở mơ hình (1.1 ) khơng có phương sai sai số thay đổi o Kiểm định White khơng có tích chéo Xét cặp giả thiết : Ho : mơ hình khơng có phương sai sai số thay đổi H1 : mơ hình có phương sai sai số thay đổi Kết kiểm định : White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0.646337 Obs*R-squared 2.811652 Probability Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 10/23/16 Time: 00:43 Sample: 30 Included observations: 30 Variable Coefficien Std Error t C -57528.81 CP -18.39637 CP^2 -0.001556 TN 58.24389 TN^2 -0.004230 R-squared 0.093722 Adjusted R-squared -0.051283 S.E of regression 58893.00 Sum squared resid 8.67E+10 Log likelihood -369.3377 Durbin-Watson stat 1.786208 453110.9 -0.126964 457.1637 -0.040240 0.106198 -0.014652 174.0048 0.334726 0.023858 -0.177301 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.634649 0.589823 t-Statistic Prob 0.9000 0.9682 0.9884 0.7406 0.8607 37680.84 57438.60 24.95584 25.18938 0.646337 0.634649 Kết luận : ta có Prob(F-statistic) = 0.634649 > 0.05 => chưa đủ sở bác bỏ Ho Vậy với mức ý nghĩa 5% , cho mơ hình (1.1) khơng có phương sai sai số thay đổi c Kiểm định đa cộng tuyến Để kiểm định mô hình (1.1) có đa cộng tuyến khơng ta xét tới hệ số tương quan biến độc lập, chạy Eviews ta có bảng hệ số tương quan sau: CP TN C CP 0.0192014021579 -0.00411604719055 -28.2327447182 TN -0.00411604719055 0.00377524715133 -3.34515891704 C -28.2327447182 -3.34515891704 73432.7247514 Ta có hệ số tương quan biến độc lập : => chưa đủ sở để khẳng định mơ hình có đa cộng tuyến cao • Hồi quy CP theo TN : Dependent Variable: CP Method: Least Squares Date: 11/06/16 Time: 21:36 Sample: 30 Included observations: 30 Variable Coefficien Std Error t TN 0.214362 C 1470.348 R-squared 0.233713 Adjusted R-squared 0.206345 S.E of regression 279.0574 Sum squared resid 2180445 Log likelihood -210.4758 Durbin-Watson stat 1.260573 0.073354 2.922297 243.6639 6.034329 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) t-Statistic Prob 0.0068 0.0000 2166.667 313.2404 14.16505 14.25847 8.539821 0.006802 Hàm hồi quy phụ: CP^ = 1470,348 + 0,214362TN Với R2 = 0,206345 < 0,8 => CP khơng có đa cộng tuyến cao với biến TN • Hồi quy TN theo CP: Dependent Variable: TN Method: Least Squares Date: 11/06/16 Time: 21:39 Sample: 30 Included observations: 30 Variable Coefficien Std Error t-Statistic Prob t 1.090272 886.0768 0.373087 816.4814 2.922297 1.085238 0.0068 0.2871 CP C R-squared 0.233713 Adjusted R-squared 0.206345 S.E of regression 629.3429 Sum squared resid 11090029 Log likelihood -234.8735 Durbin-Watson stat 1.744947 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 3248.333 706.4339 15.79157 15.88498 8.539821 0.006802 Hàm hồi quy phụ: TN^ = 886,0768 + 1,090272*CP Với R2 = 0.206345 < 0,8 => TN khơng có đa cộng tuyến cao biến CP  Mơ hình khơng có đa cộng tuyến hồn hảo d Kiểm định tính phân phối chuẩn yếu tố ngẫu nhiên Xét cặp giả thiết : Ho : sai số ngẫu nhiên phân phối chuẩn H1: sai số ngẫu nhiên không phân phối chuẩn Kết kiểm định : Series: Residuals Sample 30 Observations 30 -400 -200 200 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis -4.55E-14 -9.096876 479.0043 -419.2179 197.4340 0.249952 3.246174 Jarque-Bera Probability 0.388132 0.823604 400 Kết luận : Prob = 0.823604 > 0.05 => chưa đủ điều kiện bác bỏ Ho Vậy sai số ngẫu nhiên phân phối chuẩn 2.3 ước lượng khoảng tin cậy cho hệ số hồi quy Khoảng tin cậy cho hệ số hồi quy ( với độ tin cậy 95%) • Khoảng tin cậy cho hệ số biến CP Ta có : β2^ = -0.320242 ; Se(β2^) = 0.138569 ; n=30 ; (n-k) = 25 ; t0,025(25) = 2,060 Khoảng tin cậy đối xứng β2 là: (β2^ - tα/2(n-k)*Se(β2^)) < β2 < (β2^ - tα/2(n-k) * Se(β2^) = -0,60569 < β2 < -0.03479 Như với độ tin cậy 95% chi phí sinh hoạt sinh viên tháng tăng (giảm) thêm nghìn đồng trung bình mức chi tiêu dành cho mua sắm giảm (tăng) khoảng từ 0.03479 đến 0.60569 nghìn đồng • Khoảng tin cậy cho hệ số biến TN Ta có : β3^ = 0,476202; Se(β3^) = 0, 061443 , n=30 ; (n-k) = 25 ; t0,025(25) = 2,060 Khoảng tin cậy đối xứng β3 là: (β3^ - tα/2(n-k)*Se(β3^)) < β3 < (β3^ - tα/2(n-k) * Se(β3^) = 0,349629 < β3 < 0,62775 Kết luận: với độ tin cậy 95% thu nhập sinh viên tháng tăng (giảm) thêm nghìn đồng trung bình mức chi tiêu dành cho mua sắm sinh viên tăng (giảm) khoảng từ 0,349629 đến 0,62775 nghìn đồng Kết luận Từ kết kiểm định thấy: Biến CP TN có ảnh hưởng tới chi tiêu dành cho mua sắm sinh viên lớp QTKDTH 16A Khơng có đa cộng tuyến cao biến TN CP, mơ hình khơng có đa cộng tuyến hồn hảo Mơ hình có ước lượng không chệch suy diễn thống kê đáng tin cậy, với phương sai sai số không đổi làm cho sai số mức mua sắm tác động CP TN thấp Ban đầu nhóm có ước lượng mơ hình có thêm biến G1,G2 q trình chạy ước lượng mơ hình nhóm nhận thấy biến G1,G2 chưa thực tác động tới khả mua sắm sinh viên Nhóm bỏ biến G1,G2 khỏi mơ hình thấy kết chạy biến CP TN Tại kiểm định Ramsey khẳng định lại lần hàm không bị thiếu biến chạy biến TN CP Từ kết nghiên cứu cho thấy khả mua sắm sinh viên chịu tác động trực tiếp từ CP TN Các bạn sinh viên cần tự điều chỉnh khoản chi cho sinh hoạt chi cho nhu cầu mua sắm thân phù hợp với mức thu nhập Đối với sinh viên làm thêm ( hay gia đình có điều kiện ) có yêu cầu sống cá nhân cao => chi phí sinh hoạt cao , sinh viên “ mạnh tay “ chi cho mua sắm nhiều hàng hóa mua chất lượng Kết nhóm cịn nhiều hạn chế mặt số liệu mẫu điều tra, nghiên cứu nhóm kết điều tra biến học làm thêm có sinh viên làm thêm có mức thu nhập cao khơng có nhiều thời gian dành cho mua sắm sinh viên đầu tư vào mua đồ “hàng hiệu” nhiều hơn, mức mua sắm cao Việc dẫn tới nhóm phải bỏ biến G1,G2 khỏi mơ hình Phụ lục: Bảng số liệu thu thập STT Mua sắm CP sinh hoạt TN Giờ học (giờ)= lớp+tự học Giờ làm thêm ( /ngày ) 10 11 12 13 14 15 500 300 500 2000 500 1000 1000 700 550 1100 400 530 1100 1000 500 2500 2200 1500 2000 1700 2300 2000 1500 1700 2500 2500 1870 2700 2000 2000 3000 2500 2000 5000 3000 4500 3500 2500 2500 4000 3000 2700 4000 3000 2700 10 11 13 9 14 13 10 13 11 13 0 0 0 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 300 1000 500 1000 800 500 800 400 500 500 500 1000 1000 700 1200 2500 2300 2380 2500 2250 1850 2200 2100 2000 2150 2200 2300 2500 2500 2300 2800 3800 3000 4000 3300 2500 3000 2650 3500 3000 3000 3500 3000 4000 4500 Thành viên nhóm : Nguyễn Thị Huyền Trang ( 13150328 ) Đào Quang Thanh ( 13150308 ) Nguyễn Văn Minh ( 13150278 ) Lương Thị Yến ( 13150139 ) Nguyễn Thị Huyền (13150269 ) 15 11 14 10 12 14 13 15 11,5 10 10 12 12 10 1 0 0 0,5 0 ... thấy khả mua sắm sinh viên chịu tác động trực tiếp từ CP TN Các bạn sinh viên cần tự điều chỉnh khoản chi cho sinh hoạt chi cho nhu cầu mua sắm thân phù hợp với mức thu nhập Đối với sinh viên làm... tháng sinh viên tăng lên ( giảm ) so với tháng trước số tiền dư sinh viên sau chi trả khoản chi phí tăng lên ( giảm ) => sinh viên mua sắm nhiều G1 : sinh viên dành nhiều thời gian cho học hành... vọng số học tăng sinh viên có thời gian mua sắm hơn, chi phí mua sắm giảm Với β^5 = -5.009942 : số làm thêm sinh viên tăng lên ( giảm ) chi phí sinh hoạt , thu nhập thời gian dành cho việc học không