PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN LÃI SUẤT CỦA GEORGIA GIAI ĐOẠN 2000 – 2016 VÀ DỰ BÁO

Bạn đang xem bản rút gọn của tài liệu. Xem và tải ngay bản đầy đủ của tài liệu tại đây (1.1 MB, 26 trang )

Trang 1<div class="page_container" data-page="1">

TRƯỜNG ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH – MARKETING

VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC

TIỂU LUẬN KẾT THÚC MÔN HỌC

MÔN: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ĐỊNH LƯỢNG 1

</div>Trang 2<div class="page_container" data-page="2">

MỤC LỤC

I. LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI ... 1

1. Mục tiêu nghiên cứu ... 1

2. Những yếu tố tác động đến lãi suất ... 1

II. MƠ HÌNH ĐỀ XUẤT ... 4

III. NGUỒN SỐ LIỆU, BẢNG SỐ LIỆU GỐC ... 5

3.1. Nguồn số liệu ... 5

3.2. Bảng số liệu gốc ... 5

3.3. Mơ hình các biến ... 6

3.4. Bảng thống kê mô tả các biến ... 8

IV. CHẠY MƠ HÌNH BẲNG PHẦN MỀM EVIEWS VÀ KHAI THÁC KẾT QUẢ..

9 4.1. Kiểm định T và kiểm định F ... 9

4.2. Kiểm tra các khuyến tật của mơ hình ... 13

4.2.1. Kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định White ... 13

4.2.2. Kiểm định sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn bằng kiểm định Jarque – Bera (JB) 14 4.2.3. Kiểm định đa cộng tuyến bằng hồi quy phụ ... 15

4.2.4. Kiểm định tự tương quan bằng kiểm định Breusch-Godfrey (B-G) ... 16

4.3. Hàm hồi quy mẫu ... 17

4.4. Ước lượng các hệ số hồi quy (đối xứng, tối đa, tối thiểu) ... 18

4.5. Dự báo ... 20

V. KIẾN NGHỊ ĐỀ XUẤT TỪ KẾT QUẢ MƠ HÌNH ... 23 TÀI LIỆU THAM KHẢO

</div>Trang 3<div class="page_container" data-page="3">

I. LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI 1. Mục tiêu nghiên cứu

Lãi suất là một trong những biến số quan trọng trong nền kinh tế vĩ mô, được theo dõi một cách chặt chẽ bởi các chủ thể trong nền kinh tế từ các hộ gia đình, các nhà đầu tư, các doanh nghiệp, đến các ngân hàng vì nó trực tiếp ảnh hưởng đến đời sống hàng ngày của chúng ta và có những hệ quả quan trọng đối với sức khoẻ của nền kinh tế. Nó tác động đến những quyết định cá nhân như chi tiêu hay để dành, mua nhà hay mua trái phiếu hay giửi vốn vào một tài khoản tiết kiệm. Lãi suất cũng tác động đến những chỉ số của nền kinh tế vĩ mô như CPI , cán cân xuất nhập khẩu, tỷ giá hối đoái và GDP… Đề tài nghiên cứu nhằm xác định mối quan hệ và mức độ ảnh hưởng của các nhân tố liên quan đến lãi suất tại nước Georgia trong giai đoạn từ năm 2000 – 2016. Từ kết quả phân tích, đề tài có thể đưa ra cái nhìn tổng quát, những dự báo và những đề xuất kiến nghị về chính sách điều hành lãi suất trong nền kinh tế vĩ mô trong những năm tới.

2. Những yếu tố tác động đến lãi suất

- Ảnh hưởng của cung cầu tiền tệ đến lãi suất

Lãi suất là giá cả sử dụng vốn vì vậy bất kỳ sự thay đổi nào của cung và cầu hoặc cả cung và cầu tiền tệ không cùng một tỷ lệ đều sẽ là thay đổi mức lãi suất trên thị trường. Tuy mức biến động của lãi suất ít nhiều phụ thuộc vào các quy định của chính phủ và ngân hàng trung ương. Do vậy, có thể tác động vào cung cầu trên thị trường vốn để thay đổi lãi suất trong nền kinh tế cho phù hợp với mục tiêu, chiến lược trong từng thời kỳ chẳng hạn như thay đổi cơ cấu vốn đầu tư, tập trung vốn cho các dự án trọng điểm. Mặt khác, muốn duy trì sự ổn định của lãi suất thì sự ổn định của thị trường vốn phải được đảm bảo vững chắc.

- Ảnh hưởng của lạm phát kỳ vọng đến lãi suất

Lý luận và thực tiễn đã thừa nhận mối quan hệ chặt chẽ giữa lãi suất và lạm phát. Khi

lạm phát được dự đốn tăng trong một thời kỳ nào đó, lãi suất sẽ có xu hướng tăng. Điều này là xuất phát từ mối quan hệ giữa lãi suất thực và lãi suất danh nghĩa và để duy trì lãi suất thực khơng đổi, tỷ lệ lạm phát tăng địi hỏi lãi suất danh nghĩa phải tăng lên tương ứng. Mặt khác, cơng chúng dự đốn lạm phát tăng sẽ dành phần tiết kiệm của mình cho việc dự

</div>Trang 4<div class="page_container" data-page="4">

trữ hàng hoá hoặc những dạng thức phi tài sản khác như vàng, ngoại tệ mạnh hoặc đầu tư vốn ra nước ngồi nếu có thể. Tất cả những điều này làm giảm cung quỹ cho vay và gây áp lực tăng lãi suất trên thị trường. Từ mối quan hệ này cho thấy ý nghĩa và tầm quan trọng của việc khắc phục tâm lý lạm phát đối với việc ổn định lãi suất, sự ổn định và tăng trưởng của nền kinh tế.

- Ảnh hưởng của tỷ giá đối đoái đến lãi suất

Tỷ giá hối đoái là giá cả tiền tệ của nước này thể hiện bằng đơn vị tiền tệ của nước khác. Tỷ giá hối đoái do quan hệ cung cầu trên thị trường ngoại hối quyết định và chịu ảnh hưởng của nhiều nhân tố như giá cả, thuế quan, sự ưa thích hàng nội, hàng ngoại, năng suất lao động,… Trong xu thế tồn cầu hóa hiện nay làm cho không một quốc gia nào, nếu muốn tồn tại và phát triển, lại không tham gia thực hiện phân công lao động và thương mại quốc tế.

Trong ngắn hạn, tỷ giá còn chịu ảnh hưởng của lãi suất: lãi suất tiền gửi nội tệ và lãi suất tiền gửi ngoại tệ. Sự thay đổi lãi suất tiền gửi nội tệ ở đây là sự thay đổi trong lãi suất danh nghĩa. Nếu lãi suất danh nghĩa tăng do tỷ lệ lạm phát dự tính tăng (lãi suất thực khơng đổi) thì tỷ giá giảm. Nếu lãi suất danh nghĩa tăng do lãi suất thực tế tăng (tỷ lệ lạm phát khơng đổi) thì giá đồng tiền trong nước tăng, tỷ giá tăng. Khi lãi suất tiền gửi ngoại tệ tăng, đồng nội tệ sẽ giảm giá (tỷ giá giảm) và ngược lại.

- Ảnh hưởng của tốc độ tăng trưởng GDP

Lý thuyết kinh tế học đã chứng minh, lãi suất thực tác động đến:

Chi tiêu dùng và đầu tư: Một sự tăng lãi suất làm giảm sức hấp dẫn trong việc chi tiêu hiện tại hơn là chi tiêu trong tương lai của cá nhân và cơng ty. Tín dụng trong nước, tổng lượng tiền và cầu thực tế đều giảm (nếu lãi suất giảm sẽ có tác động ngược lại). Khi lãi suất thực tăng lên, đối với hộ gia đình sẽ giảm nhu cầu mua sắm nhà ở hoặc các hàng tiêu dùng lâu bền do chi phí tín dụng để mua các hàng hoá này tăng lên. Cùng với lãi suất cho vay, lãi suất tiền gửi thực cũng tăng lên. Sự gia tăng lãi suất này tác động tới quyết định tiêu dùng của khu vực hộ gia đình theo hướng giảm tiêu dùng hiện tại và tăng tiết kiệm để cho tiêu dùng trong tương lai. Đối với khu vực doanh nghiệp, sự gia tăng lãi suất làm tăng chi

</div>Trang 5<div class="page_container" data-page="5">

phí vốn vay ngân hàng. Điều này đòi hỏi dự án đầu tư sử dụng vốn vay ngân hàng phải có tỷ lệ lợi nhuận lớn hơn và kết quả là số dự án đầu tư có thể thực hiện với mức lãi suất cao hơn này có thể giảm hay nói cách khác, đầu tư cố định có thể giảm. Ngồi ra, lãi suất cao cũng làm tăng chi phí lưu giữ vốn lưu động (ví dụ như hàng trong kho) và do vậy, tạo sức ép các doanh nghiệp phải giảm đầu tư dưới dạng vốn lưu động.

</div>Trang 6<div class="page_container" data-page="6">

II. MƠ HÌNH ĐỀ XUẤT

𝑌𝑖 = 𝛽1+ 𝛽2𝑋2𝑖 + 𝛽3𝑋3𝑖 + 𝛽4𝑋4𝑖 + 𝛽5𝑋5𝑖 + 𝑈𝑖 Trong đó:

 Ui: sai số ngẫu nhiên  Biến phụ thuộc:

Y Lãi suất huy động 12 tháng (%)  Biến giải thích (độc lập): X2: Tốc độ tăng trưởng GDP (%) X3: Chỉ số giá tiêu dùng (%)

X4: Cung tiền M (Triệu Lari Georgia) X5: Tỷ giá hối đoái (GEL/USD)

</div>Trang 7<div class="page_container" data-page="7">

III. NGUỒN SỐ LIỆU, BẢNG SỐ LIỆU GỐC

(%)

Chỉ số giá tiêu dùng CPI (%)

Cung tiền M (triệu Lari

Georgia )

Tỷ giá hối đoái (GEL/USD)

Lãi suất 12 tháng (%)

</div>Trang 8<div class="page_container" data-page="8">

3.3. Mơ hình các biến

Đồ thị 1: Đồ thị biến X2

Đồ thị 2: Đồ thị biến X3

</div>Trang 9<div class="page_container" data-page="9">

Đồ thị 3: Đồ thị biến X4

Đồ thị 4: Đồ thị biến X5

</div>Trang 10<div class="page_container" data-page="10">

Đồ thị 5: Đồ thị biến Y

3.4. Bảng thống kê mô tả các biến

</div>Trang 11<div class="page_container" data-page="11">

IV. CHẠY MƠ HÌNH BẲNG PHẦN MỀM EVIEWS VÀ KHAI THÁC KẾT QUẢ

Kết quả hồi quy tuyến tính Y theo X2, X3, X4, X5 từ bảng số liệu gốc của Georgia (2000 – 2016) như sau:

H1: X2 thực sự gây ra biến động của Y.

H0: X2 không thực sự gây ra biến động của Y.

Vì α < P_value (t2qs)  Chưa có cơ sở bác bỏ H0

</div>Trang 12<div class="page_container" data-page="12">

 Với mức ý nghĩa 5% (α = 0,05), tốc độ tăng trưởng GDP X2 không thực sự gây ra biến động của lãi suất Y.

- Kiểm định cặp giả thuyết 2:

H1: X3 thực sự gây ra biến động của Y.

H0: X3 không thực sự gây ra biến động của Y.

Vì α < P_value (t3qs)  Chưa có cơ sở bác bỏ H0

H1: X4 thực sự gây ra biến động của Y.

H0: X4 không thực sự gây ra biến động của Y.

Vì α > P_value (t4qs)  Bác bỏ H0

H1: X5 thực sự gây ra biến động của Y.

H0: X5 không thực sự gây ra biến động của Y.

Vì α > P_value (t5qs)  Bác bỏ H0

</div>Trang 13<div class="page_container" data-page="13">

 Với mức ý nghĩa 5% (α = 0,05), tỷ giá hối đoái X5 thực sự gây ra biến động của lãi suất Y.

Kết luận: Kiểm định với mức ý nghĩa 5% (α = 0,05), X2 và X3 không thực sự gây ra biến động của Y. Vì vậy, loại hai biến độc lập X2 và X3 ra khỏi mơ hình.

Xét mơ hình hồi quy tổng thể :

𝒀𝒊 = 𝜷𝟏+ 𝜷𝟒𝑿𝟒𝒊+ 𝜷𝟓𝑿𝟓𝒊+ 𝑼𝒊Trong đó :

Ui : sai số ngẫu nhiên

Sử dụng phần mềm Eviews và bộ dữ liệu nói trên gồm 17 quan sát (từ năm 2000 đến 2016). Kết quả hồi quy tuyến tính Y theo X4 và X5 như sau:

- Kiểm định cặp giả thuyết 5:

H1: X4 thực sự gây ra biến động của Y

H0: X4 không thực sự gây ra biến động của Y

</div>Trang 14<div class="page_container" data-page="14">

- Ta có: α = 0,05

P_value (Fqs) = 0,000073

Kết luận: Với mức ý nghĩa 5% (α = 0,05), mơ hình là phù hợp. - Hệ số xác định mơ hình R-squared = 0,743543

Vì α > P_value (t4qs)  Bác bỏ H0

H1: X5 thực sự gây ra biến động của Y

H0: X5 không thực sự gây ra biến động của Y

Vì α > P_value (t5qs)  Bác bỏ H0

Vì α > P_value (Fqs)  Bác bỏ H0, Chấp nhận H1

</div>Trang 15<div class="page_container" data-page="15">

- R2 = 74,3543%

Ý nghĩa: Cung tiền M X4 và tỷ giá hối đối X5 giải thích được tới 74,3543% biến động của lãi suất Y.

4.2. Kiểm tra các khuyến tật của mơ hình

4.2.1. Kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định White

Bài toán: Với mức ý nghĩa 5% (α = 0,05), mơ hình gốc có xảy ra phương sai sai số thay đổi hay không ?

- Kiểm định cặp giả thuyết:

</div>Trang 16<div class="page_container" data-page="16">

H0 : Mơ hình gốc khơng xảy ra phương sai số thay đổi. H1 : Mơ hình gốc xảy ra phương sai sai số thay đổi. - Ta có:

</div>Trang 17<div class="page_container" data-page="17">

- Kiểm định cặp giả thuyết:

H0: Sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn.

H1: Sai số ngẫu nhiên khơng có phân phối chuẩn. - Ta có:

α=0,05

P_value (JBqs) = 0,738578

Kết luận: Với mức ý nghĩa 5% ( α = 0,05), sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn.

4.2.3. Kiểm định đa cộng tuyến bằng hồi quy phụ

Kết quả hồi quy tuyến tính X4 theo X5 như sau:

Bài toán: Với mức ý nghĩa 5% (α = 0,05), mơ hình gốc xảy ra đa cộng tuyến hay không? - Kiểm định cặp giả thuyết:

α < P_value

(JB

qs)  Chưa có cơ sở bác bỏ H0

</div>Trang 18<div class="page_container" data-page="18">

H0: Mơ hình gốc khơng xảy ra đa cộng tuyến. H1: Mơ hình gốc xảy ra đa cộng tuyến.

- Ta có: α=0,05

P_value (Fjqs) = 0,9093

Kết luận: Với mức ý nghĩa 5% (α = 0,05), mơ hình gốc khơng xảy ra đa cộng tuyến.

4.2.4. Kiểm định tự tương quan bằng kiểm định Breusch-Godfrey (B-G)

α < P_value

(

Fjqs)  Chưa có cơ sở bác bỏ H0

</div>Trang 19<div class="page_container" data-page="19">

Bài tốn: Với mức ý nghĩa 5% (α = 0,05), mơ hình gốc có xảy ra tự tương quan bậc 2 hay không?

- Kiểm định cặp giả thuyết

H0: Mô hình gốc khơng xảy ra tự tương quan bậc 2. H1: Mơ hình gốc xảy ra tự tương quan bậc 2.

- Ta có: α = 0,05

P_value (qs) = 0,0538

Kết luận: Với mức ý nghĩa 5% ( α = 0,05), mơ hình gốc không xảy ra tự tương quan bậc 2.

4.3. Hàm hồi quy mẫu

Hàm hồi quy mẫu:

Y = 16,7258389709 - 0,000700008796894*X4 – 2,66507885472*X5

Ý nghĩa các hệ số:

α < P_value (qs)  Chưa có cơ sở bác bỏ H0

</div>Trang 20<div class="page_container" data-page="20">

β4 = −0,000700008796894 < 0: Trong điều kiện tỷ giá hối đoái X5 của Georgia không đổi, nếu cung tiền M X4 của Georgia thay đổi 1 triệu Lari Georgia thì lãi suất Y cũng thay đổi ngược chiều 1 lượng xấp xỉ 0,0007%.

β5 = −2,66507885472 < 0 : Trong điều kiện cung tiền M X4 của Georgia không thay đổi, nếu tỷ giá hối đối X5 thay đổi 1% thì lãi suất Y cũng thay đổi ngược chiều 1 lượng xấp xỉ 2,66507885472%.

4.4. Ước lượng các hệ số hồi quy (đối xứng, tối đa, tối thiểu) 4.4.1. Ước lượng khoảng đối xứng

- Ta có:

̂ − 𝑠𝑒(𝛽̂)𝑡4 𝛼2(𝑛−𝑘)

< 𝛽4 < 𝛽̂ + 𝑠𝑒(𝛽4 ̂)𝑡4 𝛼2(𝑛−𝑘)

Với 𝑡0,02514 = 2,145

−0,0007 − 0,000129 × 2,145 < β4 < −0,0007 + 0,000129 × 2,145  −0,000977 < β4 < −0,000423

Với độ tin cậy 95%, trong điều kiện tỷ giá hối đoái X5 của Georgia không thay đổi, nếu cung tiền M X4 thay đổi 1 triệu Lari Georgia thì lãi suất Y dao động trong khoảng từ −0,000977% đến −0,000423%.

- Tương tự, ta có:

</div>Trang 21<div class="page_container" data-page="21">

̂ − 𝑠𝑒(𝛽̂)𝑡5 𝛼2(𝑛−𝑘)

< 𝛽5 < 𝛽̂ + 𝑠𝑒(𝛽5 ̂)𝑡5 𝛼2(𝑛−𝑘)

Với 𝑡0,02514 = 2,145

−2,665079 − 0,838513 × 2,145 < β5 < −2,665079 + 0,838513 × 2,145  −4,463689 < β5 < −0,866647

Với độ tin cậy 95%, trong điều kiện cung tiền M X4 của Georgia không thay đổi, nếu tỷ giá hối đối X5 thay đổi 1% thì lãi suất Y dao động trong khoảng từ −4,463689% đến −0,866647 %.

4.4.2. Ước lượng tối đa

- Ta có:

𝛽4 < 𝛽̂ + 𝑠𝑒(𝛽4 ̂)𝑡4 𝛼(𝑛−𝑘)Với 𝑡0,0514 = 1,761

β4 < −0,0007 + 0,000129 × 1,761 β4 < −0,000473

Kết luận: Với độ tin cậy 95%, trong điều kiện tỷ giá hối đối X5 của Georgia khơng thay đổi, nếu cung tiền M X4 thay đổi 1 triệu Lari Georgia thì lãi suất Y dao động tối đa không vượt quá – 0,000473%.

- Ta có:

𝛽5 < 𝛽̂ + 𝑠𝑒(𝛽5 ̂)𝑡5 𝛼(𝑛−𝑘)Với 𝑡0,0514 = 1,761

β5 < −2,665079 + 0,838513 × 1,761 β5 < −1,18845761

Kết luận: Với độ tin cậy 95%, trong điều kiện cung tiền M của Georgia X4 khơng

thay đổi, nếu tỷ giá hối đối X5 thay đổi 1% thì lãi suất Y dao động tối đa không vượt quá

−1,18845761%

4.4.3. Ước lượng tối thiểu

</div>Trang 22<div class="page_container" data-page="22">

- Ta có:

𝛽4 > 𝛽̂ − 𝑠𝑒(𝛽4 ̂)𝑡4 𝛼(𝑛−𝑘) Với 𝑡0,0514 = 1,761

β4 > −0,0007 − 0,000129 × 1,761 β4 > −0,000927

Kết luận: Với độ tin cậy 95%, trong điều kiện tỷ giá hối đối X5 của Georgia khơng thay đổi, nếu cung tiền M X4 thay đổi 1 triệu Lari Georgia thì lãi suất Y dao động tối thiểu khơng ít hơn −0,000927%.

Ta có:

𝛽5 > 𝛽̂ − 𝑠𝑒(𝛽5 ̂)𝑡5 𝛼(𝑛−𝑘)Với 𝑡0,0514 = 1,761

β5 > −2,665079 − 0,838513 × 1,761 β5 > − 4,141700393

Kết luận: Với độ tin cậy 95%, trong điều kiện cung tiền M của Georgia X4 không thay đổi, nếu tỷ giá hối đối X5 thay đổi 1% thì lãi suất Y dao động tối thiểu khơng ít hơn −4,141700393%.

4.5. Dự báo

Bài toán dự báo

Đặt giả thuyết số liệu năm 2018, tỷ giá hối đoái X5 của Georgia là 2,53 GEL/USD và cung tiền M là 6.572 triệu Lari Georgia. Với độ tin cậy 95%, thử dự báo giá trị trung bình và giá trị cá biệt của lãi suất.

Khoảng dự báo giá trị trung bình:

𝐸(𝑌|𝑋 = 𝑋0) ∈ [𝑌̂ − 𝐶𝑠𝑒(𝑌0 ̂ ); 𝑌0 ̂ + 𝐶𝑠𝑒(𝑌0 ̂ )] 0Khoảng dự báo giá trị cá biệt:

𝑌0 ∈ [𝑌̂ − 𝐶𝑠𝑒(𝑌0 0− 𝑌̂ ); 𝑌0 ̂ + 𝐶𝑠𝑒(𝑌0 0− 𝑌̂ )] 0

</div>Trang 23<div class="page_container" data-page="23">

Với𝑌𝐹 = 𝑌̂ ; 𝑠𝑒1 = 𝑠𝑒(𝑌0 0− 𝑌̂ ); 𝑠𝑒2 = 𝑠𝑒(𝑌0 ̂ ); 𝐶 = @𝑞𝑡𝑑𝑖𝑠𝑡(1 −0 𝛼

2; 𝑛 − 𝑘) Thực hiện trên Eviews, với se2=sqr((se1)^2)-(eq01.@se)^2)

Canduoitrungbinh = 𝑌𝐹@qtdist(0.975,14)*se2 Cantrentrungbinh = 𝑌𝐹 + @qtdist(0.975,14)*se2 Canduoicabiet = 𝑌𝐹@qtdist(0.975,14)*se1 Cantrencabiet = 𝑌𝐹 + @qtdist(0.975,14)*se1 Ta có kết quả như sau:

</div>Trang 25<div class="page_container" data-page="25">

V. KIẾN NGHỊ ĐỀ XUẤT TỪ KẾT QUẢ MƠ HÌNH

Lãi suất là một biến số được theo dõi một cách chặt chẽ nhất trong nền kinh tế. Diễn biến của nó hầu như được đưa tin hằng ngày trên báo chí vì nó trực tiếp ảnh hưởng đến đời sống hằng ngày của chúng ta và có quan hệ quan trọng với sức khỏe của nền kinh tế. Sự dao động của lãi suất ảnh hưởng trực tiếp đến các quyết định của cá nhân, doanh nghiệp cũng như hoạt động của các tổ chức tín dụng và tồn bộ nền kinh tế. Chính sách về lãi suất là một cơng cụ quan trọng trong điều hành chính sách tiền tệ quốc gia nhằm thúc đầy tăng trưởng kinh tế và kiềm chế lạm phát cũng như các biến số kinh tế khác. Lãi suất được sử dụng linh hoạt sẽ có tác động tích cực đến nền kinh tế và ngược lại. Vì vậy, việc nhận thức lại những vấn đề cơ bản về lãi suất, cũng như việc học tập kinh nghiệm quản lý và điều hành chính sách lãi suất của các nước phát triển là rất cần thiết.

</div>Trang 26<div class="page_container" data-page="26">

TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. TS, Nguyễn Huy Hoàng, Bài giảng Phương pháp nghiên cứu định lượng 1, 2020. 2. PGS,TS, Nguyễn Cao Văn, ThS, Bùi Dương Hải, Hướng dẫn trả lời lý thuyết và giải bài tập Kinh tế lượng, 2009.

3. (08/08/2020). 4. (16/08/2020).

</div>

PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN LÃI SUẤT CỦA GEORGIA GIAI ĐOẠN 2000 – 2016 VÀ DỰ BÁO

(JB

(

Tài liệu liên quan

Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về