Tổng hợp bài tập nhóm môn kinh tế lượng có đáp án

BÀI PHÂN TÍCH ĐỀ TÀI MÔN KINH TẾ LƯỢNG
***
1. Đề tài nghiên cứu
“Phân tích các nhân tố tác động đến thu nhập của phụ nữ nghèo - Nghiên cứu
tại Ngân hàng chính sách xã hội quận Bình Tân, TP. Hồ Chí Minh”.
2. Lý do chọn đề tài
Vấn đề giảm nghèo là một trong những mục tiêu quan trọng trong quá trình
phát triển kinh tế -xã hội của các quốc gia. Các minh chứng cho thấy người phụ
nữ đóng vai trò rất quan trọng để giúp gia đình họ thoát nghèo. Liệu việc cho
vay ưu đãi đối với đối tượng này có thật sự giúp họ thoát nghèo bền vững hay
không? Nghiên cứu này tập trung phân tích các yếu tố có tác động đến thu nhập
sau khi vay vốn của phụ nữ nghèo thông qua chương trình tín dụng của Ngân
hàng chính sách xã hội (NHCSXH) quận Bình Tân, TP.HCM. Từ đó, làm cơ sở
đề xuất việc xây dựng và triển khai có hiệu quả hơn các chương trình tín dụng
dành cho người nghèo nói chung và phụ nữ nghèo nói riêng trong thời gian tới.
3. Thiết lập mô hình
Để hiểu rõ các yếu tố có tác động đến mức thu nhập sau khi vay vốn của phụ
nữ , tác giả xây dựng một mô hình hồi quy kinh tế lượng về các yếu tố tác dộng
đến thu nhập sau khi vay vốn của phụ nữ nghèo. Mô hình 1 có dạng:
TNHAP2 = B
0
.TUOI + B
1
.NAMHOC + B
2
.NGUOIPT + B
3
.GD1 + B
4
.GD2 + B
5

.STVAY
Trong đó: Biến phụ thuộc là TNHAP2 (Y): thu nhập trung bình hàng tháng
sau khi vay vốn (triệu đồng); còn các biến độc lập cho như bảng 1.
Bảng 1. Các biến độc lập của mô hình 1
Tên biến Ý nghĩa Đơn vị Kì vọng
TUOI Tuổi của người
vay vốn
Năm Dấu (-)tuổi càng trẻ chứng
tỏ càng có càng có sức lao
động và chịu khó tìm tòi,
thử cái mới nên có mức thu
nhập cao hơn
NAMHOC Số năm người vay
được đi học và
được đào tạo nghề
Năm Dấu(+) , số năm đi học
càng cao chứng tỏ càng có
kiến thức và hiểu biết làm
ăn tăng thu nhập
NGUOIPT Số người phụ thuộc
trong gia đình
Người Dấu(-), số người phụ thuộc
càng cao thì càng hạn chế
khả năng làm việc của phụ
nữ dẫn đến giảm thu nhập.
GD1 Mức độ giúp đỡ
của người thân
trong việc làm ra từ
khoản vay
1→5 theo

thang đo
Likert
Dấu(+), mức độ giúp đỡ
càng nhiều thì thu nhập tạo
ra từ việc làm càng cao
GD2 Mức độ giúp đỡ
của NHCSXH,
đoàn thể trong việc
làm ra từ khoản
vay .
1→5 theo
thang đo
Likert
Dấu(+), mức độ giúp đỡ
càng nhiều thì thu nhập tạo
ra từ việc làm càng cao
STVAY Số tiển vay Triệu
đồng
Dấu (+), số tiền vay càng
lớn thì khả năng tạo việc
làm có thu nhập càng lớn
4. Phương pháp thu thập số liệu
Số liệu thứ cấp: kết quả điều tra hiện trạng nghèo ở VN và TP.HCM giai đoạn
2004-2010 của Tổng cục Thống kê và các tổ chức quốc tế, số liệu về tình hình
vay vốn của phụ nữ nghèo do NHCSXH quận Bình Tân cung cấp. Bên cạnh
đó, tác giả còn thu thập nguồn số liệu sơ cấp thông qua việc khảo sát trực tiếp
các mẫu điều tra được lấy ngẫu nhiên từ danh sách khách hàng của chương
trình tín dụng dành cho phụ nữ nghèo tại NHCSXH quận Bình Tân. Tiến hành
thu thập dữ liệu cần thiết thông qua bảng câu hỏi, xử lý và làm sạch dữ liệu thu
thập bằng phần mềm SPSS.

Nguồn dữ liệu: sơ cấp và thứ cấp.
Bộ dữ liệu: chéo.
5. Ước lượng mô hình
Phân tích tương quan bằng SPSS cho biết biến TUOI và biến GD2 có tương
quan rất thấp với biến TNHAP2. Vì vậy, mô hình hồi quy được thiết lập với 4
biến độc lập là NAMHOC, NGUOIPT, GD1, STVAY. Kết quả mô hình thu
được như Bảng 2.
Bảng 2. Kết quả hồi quy của Mô hình 1
Mô hình 1 Hệ số chưa được
chuẩn hóa
Hệ số được
chuẩn hóa
Giá trị
t
Giá
trị Sig .
B Sai số
chuẩn
β
Hằng số -1,625 1,667 -0,975 0,335
NAMHOC (X
1
) 0.154 0,095 0,226 1,623 0,112
NGUOIPT(X
2
) 0,091 0,297 0,040 0,306 0,761
GD1(X
3
) 0,636 0,291 0,287 2,187 0,034
STVAY(X

4
) 0,210 0,103 0,266 2,028 0,048
Mô hình kinh tế lượng: Y = B
0
+ B
1
X
1
+ B
2
X
2
+ B
3
X
3
+ B
4
X
4
+ u
Mô hình cụ thể như sau:
Y = -1,625 + 0,154X
1
+ 0,091X
2
+ 0,636X
3
+ 0,210X
4

+ u
Mô hình này có độ phù hợp R
2
rất thấp (0,291) nên mức giải thích của các
biến trong mô hình cho sự gia tăng thu nhập sau khi vay vốn là không đáng kể.
Mặc dù toàn mô hình có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 0,01 (kiểm định F
có giá trị Sig . đạt 0,003). Vì vậy, rất có thể một biến quan trong đã bị bỏ sót và
dạng mô hình được chọn chưa phù hợp. Do những vấn đề trên của Mô hình 1,
tác giả đã xây dựng được Mô hình 2, mô hình này gồm các biến của Mô hình 1
là NAMHOC, NGUOIPT. Biến STVAY được chuyển thành biến STVAYBP
(số tiền vay bình phương). Ngoài ra còn được thêm vào 1 biến mới là TNHAP1
(thu nhập trung bình/tháng trước khi vay vốn, đơn vị: triệu đồng). Trong đó,
biến STVAYBP và biến TNHAP1 là các biến độc lập.
Kết quả xử lý mô hình 2 có dạng:
Bảng 3. Kết quả hồi quy của Mô hình 2
Mô hình 2 Hệ số chưa được
chuẩn hóa
Hệ số được
chuẩn hóa
Giá trị
t
Giá
trị Sig.
B Sai số
chuẩn
β
Hằng số -0,906 0,557 -1,627 0,111
NGUOIPT
(X
1

’
)
0,364 0,119 0,160 3,070 0,004
TNHAP1
(X
2
’
)
1,125 0,068 0,887 16,467 0,000
NAMHOC
(X
3
’
)
0,071 0,037 0,104 1,887 0,066
STVAYBP
(X
4
’
)
0,004 0,002 0,111 2,187 0,041
Mô hình 2 có độ phù hợp R
2
rất cao (0,887) chứng tỏ các biến trong mô hình
có thể giải thích được 88,7% các biến động của thu nhập sau khi vay vốn. Toàn
bộ mô hình cũng như các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa
0,1. Như vậy, đây là mô hình tương đối tốt để phản ánh các yếu tố tác động đến
mức thu nhập của phụ nữ nghèo sau khi vay vốn. Mô hình cụ thể như sau:
Y = -0,906 + 0,364X
1

’

+ 1,125X
2
’

+ 0,071X
3
’
+ 0,004X
4
’

+ u
Bảng 4. Các biến định tính và biến định lượng
Biến định tính Biến định lượng
GD1
GD2
TNHAP2
TUOI
NAMHOC
NGUOIPT
STVAY
TNHAP1
STVAYBP
6. Diễn dịch kết quả
Từ mô hình trên, ta có thể đưa ra các nhận xét như sau: mức thu nhập sau khi
vay vốn tỷ lệ thuận với số người phụ thuộc trong gia đình, thu nhập trước khi
vay vốn, số năm đi học và đào tạo nghề và số tiền vay.
Khi số người phụ thuộc trong gia đình tăng lên 1 người thì mức thu nhập sau

khi vay vốn tăng 36,4%. Có thể lý giải cho vấn đề này là do đối với những
công việc như buôn bán nhỏ, làm nhang hay làm hàng gia công tại nhà của đa
số phụ nữ nghèo, gia đình có nhiều người phụ thuộc đồng nghĩa với việc có
nhiều người phụ giúp làm việc, góp phần làm tăng thu nhập. Đồng thời cũng
không loại trừ khả năng người phụ nữ nảy sinh tâm lý phải làm việc nhiều hơn
để lo cho gia đình có nhiều người phụ thuộc.
Khi thu nhập trước khi vay vốn tăng lên 1 triệu đồng thì mức thu nhập sau
khi vay vốn tăng 112,5%. Điều này khẳng định vấn đề một người khi đã có sẵn
mức thu nhập tương đối thì sẽ càng có khả năng tạo ra mức thu nhập sau khi
vay vốn cao hơn. Ngược lại, một phụ nữ đã có thu nhập thấp từ trước thì mức
thu nhập sau khi vay vốn mặc dù có cải thiện nhưng vẫn không thể cải thiện ở
mức quá lớn so với thu nhập trước đây của họ.
Khi số năm người đi vay được đi học tăng lên 1 năm thì mức thu nhập sau khi
vay vốn tăng 7,1%. Điều này cho thấy người có số năm đi học và được đào tạo
nghề nhiều hơn sẽ có năng lực, khả năng tạo ra mức thu nhập cao hơn.
Khi số tiền vay bình phương tăng lên 1 triệu đồng thì mức thu nhập sau khi
vay vốn tăng 0,4%. Biến STVAYBP cho thấy tác động của số tiền vay tăng dần
theo giá trị khoản vay, tuy nhiên tác động này vẫn là thấp so với các biến khác.
Điều này đúng với lý luận cho rằng khoản vay chỉ có vai trò như là một sự khởi
đầu cho việc làm ăn, còn thu nhập về sau chủ yếu vào năng lực cá nhân và
phương cách người nghèo sử dụng vốn vay.
Tài liệu tham khảo
Ths. Đỗ Phú Trần Tình và CN. Tô Lý Diễm Trúc. (2012), “Phân tích các
nhân tố tác động đến phụ nữ nghèo – Nghiên cứu tại ngân hàng chính sách
xã hội quận Bình Tân, Tp. Hồ Chí Minh”, Tạp chí Phát triển kinh tế, số
264 tháng 12, 40-47.
BÀI TẬP MÔN KINH TẾ LƯỢNG
ĐỘ CO GIÃN CỦA THUẾ VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2004-2011
VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH
PGS.TS Nguyễn Hồng Thắng

Trường ĐH Kinh tế TP.HCM
Câu 1: Phân tích bài nghiên cứu.
I. Tên đề tài.
Độ co giãn của thuế Việt Nam giai đoạn 2004-2011 và gợi ý chính sách.
II. Lý do chọn đề tài nghiên cứu.
Tìm hiểu hệ thống thuế nói chung ở Việt Nam và các sắc thuế nói riêng có gắn với cơ
sở tính thuế không. Tìm hiểu mức độ phản ứng giữa số thu từ thuế với cơ sở tính của
từng loại thuế và của toàn hệ thống. Tìm hiểu những giải pháp cơ bản nhằm xây dựng
tính co giãn trong hệ thống thuế Việt Nam của tác giả và tìm hiểu về cách phân tích
thu thập, xử lý dữ liệu để tổng hợp nên bài bài biết này. Điều này rất quan trọng vì
một quốc gia có cơ cấu thu ngân sách đươc xây dựng trên nền tảng những cơ sở tính
thuế hợp lí thì hệ thống thuế sẽ bền vững hơn.
III. Thiết lập mô hình.
Mô hình toán:
log(AT
i
)t = µ
i0
+ µ
i1
log(B
i
)t
Mô hình kinh tế lượng:
log(AT
i
)t = µ
i0
+ µ
i1

log(B
i
)t + ε
t
Trong đó: µ
i1
là độ co giãn của thuế (ĐCGCT) theo cơ sở tính thuế
i là ký hiệu của các khoản thuế
B
it
là cơ sở tính thuế của từng loại thuế
AT
it
là số thu thuế đã loại bỏ những thay đổi do can thiệp của Chính
phủ vào chính sách thuế, gọi tắt là số thu thuế đã hiệu chỉnh.
*Biến đổi :
Đặt Y= log(AT
i
)t
X= log(B
i
)t
Khi đó hàm tuyến tính ĐCGCT trở thành
Y = µ
i0
+ µ
i1
X
i
+ ε

t
Trong đó: Y là biến phụ thuộc
X là biến độc lập
µ là hệ số hồi quy
ε
t
là yếu tố ngẫu nhiên (đại diện cho tất cả các yếu tố ảnh hưởng đến Y
nhưng không phải X)
IV. Phương pháp thu thập số liệu
-Nguồn dữ liệu là thứ cấp vì:
1. Về số thu, số liệu chủ yếu được tác giả thu thập từ trang website của Bộ Tài chính
giai đoạn 2005-2010 và trên trang web của Tổng cục Thống kê “mục thông tin kinh tế
xã hội”
2. Về thay đổi chính sách, tác giả sử dụng website của Bộ Tài chính “mục Tin tức -
Sự kiện và trên trang web của Tổng cục thống kê “mục Tin tức - Tin bài về thuế”.
3. Nguồn số liệu về GDP và kim ngạch nhập khẩu được lấy từ Tổng cục Thống kê.
*Những công trình nghiên cứu có liên quan:
• Ram (1991): đã phát triển mô hình nghiên cứu độ co giãn tại Mỹ bằng cách
bổ sung thêm biến “sự mất cân đối thu nhập” và bình phương hóa logarithm
của thu nhập bình quân đầu người đã hiệu chỉnh. Mô hình nghiên cứu của
Ram có dạng như phương trình:

2
( ) ( )
i i i i
LnT a bLnY c LnY d INEQ u= + + + +
• Ehdaie (1990) : đã phát triển một phương pháp định lượng nhằm ước tính
ĐCGCT và tác động của những can thiệp của Chính phủ vào chính sách
thuế. Mô hình nghiên cứu của Ehdaie có dạng:
0 1t t t

LnAT LnY
µ µ ε
= + +

0 i1 2
log( ) log( )
i t i i i it it
T B t
α α α τ ε
= + + +
• Creedy & Gemmel (2008) : đã nghiên cứu về ĐCGCT thu nhập công ty tại
Anh. Xuất phát từ định nghĩa về độ co giãn, Creedy và Gemmel đã đi đến
công thức tính ĐCGCT theo lợi nhuận gộp của một doanh nghiệp riêng lẻ:

,
,
1
1
1
P
P
D
dD P
P
D
dP P D
P
τ
τ
η

η
−
   
= = −
   
−
   
−
V. Ước lượng mô hình.
-Mô hình: Y = µ
i0
+1,182X
1
+ 1,069X
2
+ 0,904X
3
+ 1,125X
4
+ 0,968X
5
+ 1,918X
6
+
1,113X
7
+1,080X
8
+ ε
t.

-Trong đó X
i
là các loại thuế.
STT Loại thuế ( Biến) Ký hiệu các biến
Độ co giãn (
i1
µ
)
Hệ số t-Statistic
1 Thuế giá trị gia tăng nội địa X
1
1.182 10.64796
2 Thuế giá trị gia tăng nhập khẩu X
2
1.069 4.972075
3 Thuế tiêu thụ đặc biệt nội địa X
3
0.904 11.41452
4 Thuế nhập khẩu X
4
1.125 7.364048
5 Thuế thu nhập doanh nghiệp X
5
0.968 11.04676
6 Thuế thu nhập cá nhân X
6
1.918 12.11835
7 Sáu loại thuế chính X
7
1.113 17.72312

8 Tổng thuế X
8
1.080 18.48728
VI. Diễn dịch kết quả.
Trên cơ sở kết quả ước lượng ta có:
- Xét tổng thể, toàn bộ hệ thống thuế đều co giãn trước những biến động của cơ sở
tinh thuế nói riêng và tổng sản phẩm trong nước nói chung.
-Xét cụ thể , trừ thuế tiêu thụ đặc biệt nội địa và thuế thu nhập doanh nghiệp, tất cả
các khoản thuế đều có độ co giãn lớn hơn 1.
-Thuế tiêu thụ đặc biệt có độ co giãn dưới 1. Điều này được giải thích như sau: mức
tiêu thụ các mặt hàng thuộc diện chịu thuế tiêu thụ đặc biệt nhất là rượu, bia, thuốc
hút còn bị chi phối bởi những quy định ngoài thuế của Chính phủ khiến chúng không
“ nổi lên” được khi GDP tăng.
-Thuế thu nhập doanh nghiệp có độ co giãn dưới 1 bởi chứa đựng nhiều ưu đãi đầu tư.
-Thuế giá trị gia tăng nội địa, thuế nhập khẩu và thuế thu nhập cá nhân có mức phản
ứng tự nhiên tốt hơn các khoản thuế còn lại.
-Thuế thu nhập cá nhân có độ co giãn cao nhất. Điều đó phản ánh tiềm năng thu rất
lớn từ thuế thu nhập cá nhân khi GDP tăng trưởng.
VII. Kiến nghị chính sách.
-Qua kết quả nghiên cứu thì ta thấy hệ thống thuế mang tính co giãn là hệ thống thuế
có số thu phản ứng cùng chiều và nhanh hơn biến động của GDP. Xây dựng hệ thống
thuế co giãn sẽ có những lợi ích:
+Số thu thuế gắn với GDP và tăng theo một tỷ lệ nhanh hơn GDP, cho phép tài trợ
những nhu cầu chi tiêu công gia tăng mà không phải can thiệp vào chính sách thuế.
+Hệ thống thuế co giãn theo cơ sở tính thường mang tính lũy tiến nên có thể góp phần
thực thi công bằng theo chiều dọc. Điều này được chứng minh ở ĐCGCT thu nhập cá
nhân lớn hơn các sắc thuế khác.
-Nếu một quốc gia đã hình thành cơ cấu thu ngân sách được xây dựng trên nền tảng
những cơ sở tính thuế hợp lý và có một độ nổi lớn hơn 1 thì nhiệm vụ trọng tâm là
thường xuyên hoàn chỉnh bộ máy quản lý thuế để thúc đẩy số thu ngân sách. Ngược

lại quốc gia nào chưa có một cơ cấu hợp lý thì cần phải nỗ lực hoàn thiện cả bộ máy
quản lý thu lẫn chính sách thuế mới có thể động viên tối đa khả năng chịu thuế của
nền kinh tế.
-Ở nước ta, hệ thống thuế chưa khai thác số thu theo chiều sâu cũng như thế mạnh
đông dân của đất nước, nên tính bền vững chưa đạt được độ cần thiết và chưa thể
cung cấp nguồn lực vật chất thích hợp cho các chương trình hành động quốc gia. Cần
phải cải cách mạnh mẽ hệ thống thuế cả hai phương diện: chính sách và quản lý mới
có thể tăng cường sức mạnh bên trong của hệ thống thuế Việt Nam.
VIII. Tài liệu tham khảo.
Tài liệu tham khảo
1. Begum, L. (2007). A panel study on fax effort and tax buoyancy with special
reference to Bangladesh. Working Paper 0715.
2. Creedy, J. & Gemmell, N. (2008). Behavioural Reponses to Corporate Profit
Taxation. The University of Melbourne, Australia.
3. Ehdaie, J. (1990). An econometric Method for Estimating the Tax Elasticity
and the Impact on Revenues of Discretionary Tax Measure, Working Paper,
The World bank.
4. Ram, R. (1991). Elasticity of Individual Income Tax in the United States:
Further Evidence from Cross-Section Data, National Tax Journal, Vol. 44,
no. 1, March 1991, pp 93-99.
5. Tanzi, V. (1969). The Individual Income Tax and Economic Growth. Johns
Hopkins University Press.
6. Tanzi, V. (1997). Inflation, Lags in Collection, and the Real Value of Tax
Revenue. Staff Papers, vol. 24, March 1977, IMF, pp. 154-167.
7. Tổng cục Thống kê (2009-2011). Tình hình kinh tế xã hội.
Câu 2: Bộ dữ liệu nghiên cứu là bộ dữ liệu:
-Bộ dữ liệu chéo vì bao gồm tám chủ thể trong 1 khoảng thời gian 2004-2011.
Bảng 2. Tổng hợp độ co giãn của các loại thuế chính tại Việt Nam giai đoạn
2004-2011
TT

Loại thuế Cơ sở tính thuế
Độ co giãn (
i1
µ
)
Hệ số t-Statistic
1 Thuế giá trị gia tăng nội địa Tổng sản phẩm trong nước 1.182 10.64796
2 Thuế giá trị gia tăng nhập
khẩu
Kim ngạch nhập khẩu
1.069 4.972075
3 Thuế tiêu thụ đặc biệt nội địa Tổng sản phẩm trong nước 0.904 11.41452
4 Thuế nhập khẩu Kim ngạch nhập khẩu 1.125 7.364048
5 Thuế thu nhập doanh nghiệp Tổng sản phẩm trong nước 0.968 11.04676
6 Thuế thu nhập cá nhân Tổng sản phẩm trong nước 1.918 12.11835
7 Sáu loại thuế chính Tổng sản phẩm trong nước 1.113 17.72312
8 Tổng thuế Tổng sản phẩm trong nước 1.080 18.48728
Câu 3: Biến định lượng và biến định tính.
Các biến định lượng Các biến định tính
X
1
: Thuế giá trị gia tăng nội địa (1)
X
2
: Thuế giá trị gia tăng nhập khẩu (2)
X
3
: Thuế tiêu thị đặc biệt nội địa (3)
X
4

: Thuế nhập khẩu (4)
X
5:
Thuế thu nhập doanh nghiệp (5)
X
6
: Thuế thu nhập cá nhân (6)
X
7:
Sáu loại thuế chính [ (1)  (6) ]
X
8:
Tổng thuế
Không có

1. Đề tài nghiên cứu:
“CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN SỰ HÀI LÒNG CỦA KHÁCH
HÀNG ĐỐI VỚI DỊCH VỤ QUẢN LÍ CHUỖI CUNG ỨNG CỦA
DAMCO VIỆT NAM”
2. Lí do chọn đề tài
Là một trong những nhà cung cấp dịch vụ logistic hàng đầu, Damco
chuyên cung cấp các dịch vụ chất lượng cao trong và ngoài thị trường
VN. Tuy nhiên, trong suốt giai đoạn khó khăn của nền kinh tế, nhiều
khách hàng chính của công ty đã tái cấu trúc dây chuyền cung ứng và
chuyển sang sử dụng dịch vụ của các nhà cung cấp khác. Do đó, việc tạo
lập mối quan hệ thân thiêt với khách hàng càng trở nên đáng quan tâm
hơn bao giờ hết. Việc xác định các nhân tố tác động đến sự hài lòng của
khách hàng sẽ giúp Damco VN hiểu hơn về nhu cầu của khách hàng và từ
đó có chiến lược cải tiến các dịch vụ và nâng cao mức độ hài lòng của
khách hàng.

3. Thiết lập mô hình
Mô hình probit có dạng: Y=β
0
+ β
1
.X
1
+ β
2
.X
2
+ β
3
.X
3
+ β
4
.X
4
+ β
5
.X
5
+
β
6
.X
6
+ β
7

.X
7
+ +µ
4. Phương pháp thu thập số liệu
Tác giả tiến hành cuộc phỏng vấn sâu và đã rút ra 25 thành tố biến
được đo bằng thang đo Likert 5 điểm với 1-hoàn toàn không đồng ý và 5
- hoàn toàn ý. Để đảm bảo độ tin cậy của thang đo,tác giả tiến hành
nghiên cứu thử bằng cách gửi bảng câu hỏi điện tử đến 30 khách hàng
được chọn. Tác giả cũng tiến hành phân tích độ tin cậy để giới hạn các
tham số không liên quan,và qua đó hiệu chỉnh bảng câu hỏi phục vụ cho
cuộc khảo sát chính thức. Tác giả tiến hành cuộc khảo sát chính thức với
kích cỡ mẫu khảo sát là 300 khách hàng của năm 2010.
Loại số liệu: số liệu chéo
Nguồn dữ liệu: sơ cấp
Biến độc lập gồm: các yếu tố hữu hình, độ khả tính, sự bảo đảm, sự
đồng cảm, giá cảm nhận, dịch vụ quan hệ khách hàng, phẩm chất mối
quan hệ. Là biến định tính.
Biến phụ thuộc : sự hài lòng. Là biến định tính.
5. Ước lượng mô hình
Sự hài lòng của khách hàng = -4.139 + 0.376* độ khả tín + 0.338* giá
cảm nhận +0.327*phẩm chất mối quan hệ + 0.321 *yếu tố hữu hình +
0.291* sự bảo đảm + 0.261* sự đồng cảm + 0.150* dịch vụ quan hệ
khách hàng + µ
Y= -4.139 + 0.376*X
1
+ 0.338* X
2
+0.327*X
3
+ 0.321*X

4
+ 0.291*X
5
+ 0.261*X
6
+ 0.150*X
7
+µ
6. Tài liệu tham khảo
Pháttriểnkinhtế số 266 (tháng 12/2012)
TÊN SINH VIÊN:
• Nguyễn Hùng Linh - 030127110770
• Nguyễn Hữu Phúc - 030127111210
• Cao Đình Hiếu - 030127110463
• Mạch Thanh Toàn - 030127111696
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TPHCM
BÀI PHÂN TÍCH ĐỀ TÀI MÔN KINH TẾ LƯỢNG
ĐỀ TÀI:
CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG
ĐẾN VIỆC TIẾP CẬN NGUỒN
VỐN TÍN DỤNG CỦA NÔNG
HỘ HUYỆN BẾN CÁT TỈNH
BÌNH DƯƠNG
TS. Nguyễn Minh Hà
Lại Thị Thu Huyền
GVHD: Cô Hoàng Oanh
SVTH : Nhóm 7
030127110372 Nguyễn Đình
Nhật Hạ

030127110558 Nguyễn Thanh
Huy
030127110702 Trần Thị
Thanh Lam
030127111209 Nguyễn Huy
Thiên Phúc
030127111216 Nguyễn Tuấn
Phúc
LỚP : T03
TPHCM, tháng 2/2013
I. Tên đề tài
CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN VIỆC TIẾP CẬN NGUỒN VỐN
TÍN DỤNG CỦA NÔNG HỘ HUYỆN BẾN CÁT TỈNH BÌNH
DƯƠNG.
Tác giả: TS. Nguyễn Minh Hà - Trường ĐH Mở TP.HCM
Lại Thị Thu Huyền - Hội Nông dân tỉnh Bình Dương
II. Lý do chọn đề tài
Trong nhiều năm qua, tuy tốc độ tăng trưởng nông nghiệp giảm nhưng
nông nghiệp và kinh tế nông nghiệp đã đóng góp và mang lại nhiều thành
tựu cho nền kinh tế Việt Nam. Nông nghiệp đóng vai trò bình ổn tăng
trưởng kinh tế mỗi khi đất nước rơi vào khủng hoảng hay suy thoái kinh
tế; tạo việc làm và thu nhập cho cư dân nông thôn đóng góp tích cực cho
việc giảm nghèo; tạo ra nguồn cung lương thực, thực phẩm dồi dào, đảm
bảo an ninh lương thực Vì thế, để phát triển nông nghiệp mang tính
toàn diện gắn với phát triển công nghiệp và dịch vụ, hàng loạt các nghị
quyết, nghị định, thông tư được Chính phủ và các Cơ quan liên quan ban
hành nhằm đưa ra những chính sách hỗ trợ cho Nông nghiệp nói chung và
các nông hộ nói riêng. Một trong số đó là những chính sách tín dụng
nhằm phục vụ sản xuất nông nghiệp, nông thôn nhằm cải thiện tình trạng
thiếu vốn sản xuất của nông hộ. Tuy nhiên, việc tiếp cận và để được vay

vốn từ nguồn vốn này của nông hộ cũng gặp không ít khó khăn với nhiều
lý do khác nhau như nông hộ không đảm bảo dược điều kiện tín dụng của
ngân hàng (không có tài sản thế chấp, mục đích vay ); thủ tục vay rườm
rà phức tạp; không quen biết; hạn chế học vấn của người đi vay Do vậy,
tác giả chọn đề tài “CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN VIỆC TIẾP
CẬN NGUỒN VỐN TÍN DỤNG CỦA NÔNG HỘ HUYỆN BẾN CÁT
TỈNH BÌNH DƯƠNG” nhằm xác định các nhân tố ảnh hưởng đến việc
tiếp cận nguồn vốn tín dụng của nông hộ huyện Bến Cát, tỉnh Bình
Dương để từ đó đưa ra một số khuyến nghị nhằm nâng cao việc tiếp cận
nguồn vốn tín dụng cho các hộ nông dân, giúp cho Nông nghiệp phát
triển hơn và cải thiện được đời sống của nông dân.
III. Thiết lập mô hình
Mô hình Toán:
0 1 1 2 2

1
i
i k k
i
P
L Ln X X X
P
β β β β
 
= = + + + +
 ÷
−
 
Mô hình Kinh Tế lượng:
0 1 1 2 2

1
i
i k k i
i
P
L Ln X X X u
P
β β β β
 
= = + + + + +
 ÷
−
 
( 1;15)
i
X i
=
lần lượt là: TUOI, HOCVAN, TAISAN, DAT,
THANHVIEN, THUNHAP, CHIPHI, KYHAN, GIOITINH, XAHOI,
SODO, THUTUC, LSUAT, GIAINGAN, DAPUNGNHUCAU.
Mô hình Kinh Tế lượng cụ thể:
( )
0 1 2 3 4 5
6 7 8 9 10 11
12 13 14 15
/1
i i
i
Ln P P TUOI HOCVAN TAISAN DAT THANHVIEN

THUNHAP CHIPHI KYHAN GIOITINH XAHOI SODO
THUTUC LSUAT GIAINGAN DAPUNGNHUCAU u
β β β β β β
β β β β β β
β β β β
− = + + + + +
+ + + + + +
+ + + + +
Biến định lượng: TUOI, HOCVAN, TAISAN, DAT, THANHVIEN,
THUNHAP, CHIPHI, KYHAN, GIAINGAN.
Biến định tính: GIOITINH, XAHOI, SODO, THUTUC, LSUAT,
DAPUNGNHUCAU.
IV. Phương pháp thu thập số liệu
Nguồn dữ liệu: Sơ cấp, Số liệu sử dụng trong nghiên cứu được thu thập
thông qua việc phỏng vấn trực tiếp 220 hộ nông dân.
Số liệu được thu thập bằng phương pháp chọn mẫu thuận tiện.
Số liệu được cho dưới Dạng Bảng dữ liệu chéo.
Kết quả được ghi vào Bảng 1: Thống kê mô tả dữ liệu các biến phân tích
ở phần VII. Phụ lục.
V. Ước lượng mô hình
Biến Hệ số Mức ý nghĩa
Hằng số -2.075 .531
Tuổi (TUOI) .091* .057
Trình độ học vấn (HOCVAN) 118 .447
Giá trị tài sản (TAISAN) .001 .484
Diện tích đất (DAT) .048 .481
Số thành viên (THANHVIEN) 646 .191
Thu nhập ròng (THUNHAP) 001 .775
Chi phí vay (CHIPHI) .000 .621
Kỳ hạn vay (KYHAN) .092 .788

Giới tính (GIOITINH) .853 .440
Tham gia tổ chức xã hội (XAHOI) 3.601** .022
GCNSDĐ (SODO) 2.732** .037
Thủ tục vay vốn (THUTUC) -4.388*** .011
Lãi suất vay (LSUAT) 4.077*** .008
Thời gian giải ngân (GIAINGAN) .174 .873
Đáp ứng nhu cầu (DAPUNGNHUCAU) -2.141 .092
Số quan sát 171
Mức ý nghĩa .007
-2 Log Likelihohhod 54.946
NagelKerke R Square .428
Overall Percentage 94.7
Dựa vào bảng 2:
Bảng 2: Kết quả của mô hình hồi quy
Ghi chú: ***. Mức ý nghĩa 1%; **. Mức ý nghĩa 5%; *. Mức ý nghĩa 10% Nguồn:
Nhóm tác giả tổng hợp từ số liệu điều tra và xử lý hồi quy
Ta có:
0 1 2 3 4 5 6
7 8 9 10 11 12 13
14 15
2.075, 0.091, 0.118, 0.001, 0.048, .0646, 0.001,
0.000, 0.092, 0.853, 3.601, 2.732, 4.388, 4.077,
0.174, 2.141
β β β β β β β
β β β β β β β
β β
= − = = − = = = − = −
= = = = = = − =
= = −
VI. Diễn dịch kết quả

Theo kết quả của Mô hình hồi quy cho thấy có 6 biến ảnh hưởng đến việc
tiếp cận nguồn vốn tín dụng của Hộ nông dân: TUOI, XAHOI, SODO,
THUTUC, LSUAT, DAPUNGNHUCAU.
1. Hệ số của biến TUOI mang giá trị dương (0.091) với mức ý nghĩa
10% cho thấy, nếu tuổi chủ hộ tăng thêm thì việc tiếp cận được
nguồn vôn tín dụng của hộ sẽ tăng.
2. Hệ số của biến XAHOI mang giá trị dương (3.601) với mức ý
nghĩa 5% cho thấy nếu trong hộ có ai tham gia tổ chức chính trị -
xã hội thì khả năng tiếp cận được nguồn vốn tín dụng của hộ sẽ
tăng lên.
3. Hệ số của biến SODO mang giá trị dương (2.732) với mức ý nghĩa
5% cho thấy những hộ có Giấy chứng nhận quyền sử dụng đất
(GCNQSDĐ) có khả năng vay được vốn từ các Tổ chức tín dụng
cao hơn những hộ không có GCNQSDĐ và sô' tiền được vay cũng
nhiều hơn những hộ vay tín chấp.
4. Hệ số của biến THUTUC mang giá trị âm (-4.388) với mức ý nghĩa
5% cho thấy khi thủ tục vay vốn phức tạp hơn thì khả năng tiếp cận
tín dụng của hộ giảm.
5. Hệ số của biến LSUAT mang giá trị dương (4.077) với mức ý
nghĩa 5% cho thấy khi lãi suất tăng lên thì việc vay được vốn của
hộ tăng.
6. Hệ số của biến DAPUNGNHUCAU mang giá trị âm (-2.141) với
mức ý nghĩa 10% cho thấy là khi số tiền được vay của hộ quá ít
hay không đủ đáp ứng nhu cầu của hộ thì việc vay của hộ sẽ giảm
trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.
VII. Phụ lục
Bảng 1: Thống kê mô tả dữ liệu mẫu các biến phân tích
STT
Biến quan sát
Nhỏ nhất

Lớn
nhất
Trung
bình
Độ lệch
chuẩn
1 Tuổi chủ hộ (tuổi) 26 78 49.05 11.24
2 Trình độ học vấn của chủ hộ (số lớp học) 1 15 7.74 3.17
3 Giá trị tài sản của hộ (triệu dồng) 48.50 6612.00
1027.59
1192.02
4 Diện tích đất của hộ (1.000m2) .06 82.80 9.72 12.62
5 Số thành viên của hộ (người) 1 7 3.73 1.01
6 Thu nhập ròng của hộ (triệu dồng) 2.00 1036.00 99.70
152.81
7 Chi phí vay (ngàn dồng) .00 3300.00 90.53
348.99
8 Kỳ hạn vay (năm) 1 7 3.58 1.26
9 Giới tính của chủ hộ 0 1 .82 .39
10 Tham gia tổ chức chính trị - xã hội 0 1 .29 .45
11 GCNQSDĐ 0 1 .96 .19
12 Thủ tục vay vốn 0 1 .18 .38
13 Lãi suất vay 0 1 .54 .50
14 Thời gian giải ngân 0 1 .65 .48
15 Đáp ứng nhu cầu 0 1 .62 .49
VIII. Tài liệu tham khảo
Nguyễn Minh Hà và Lại Thị Thu Huyền (2012). Các nhân tố ảnh hưởng
đến việc tiếp cận nguồn vốn tín dụng của nông hộ huyện Bến Cát tỉnh
Bình Dương.Tạp chí Công nghệ Ngân hàng (số 76): trang 21-28.
Tên Đề tài:

Nhận diện bong bóng giá nhà ở tại Việt Nam
PGS.,TS. Đoàn Thanh Hà và ThS. Lê Thanh Ngọc
Câu 1: Phân tích bài nghiên cứu theo quy trình nghiên cứu kinh tế lượng
1. Lý do chọn đề tài
Trong giai đoạn 2000-2012, thị trường nhà ở tại Việt Nam đã trải qua hai chu kỳ tang
trưởng nóng, và sau đó là nguội lạnh, lần lượt là các chu kỳ 2000-2006 và 2007-2012.
Liệu các chu kỳ tăng giảm này có phải là biểu hiện của bong bóng giá nhà ở hay
không và nếu có thì đâu là nguyên nhân chính hình thành các bong bóng này? Vai trò
của hệ thống tín dụng ngân hàng đối với các chu kỳ tăng giảm trên thị trường nhà ở
đến đâu? Cho đến nay, sự giải đáp cho các câu hỏi này vẫn là một vấn đề tranh cãi, do
còn tồn tại nhiều quan điểm khác nhau về hiện tượng bong bóng giá nhà ở tại Việt
Nam. Bài viết này tập trung làm rõ câu hỏi thứ nhất, thông qua việc vận dụng phương
pháp tiếp cận nhân tố cơ bản để nhận diện sự tồn tại của hiện tượng bong bóng giá
nhà ở tại Việt Nam trong giai đoạn 2000-2012.
2. Thiết lập mô hình
Có nhiều cách định nghĩa về bong bóng giá nhà ở, một trong những định nghĩa súc
tích và được trích dẫn phổ biến là của Warwick McKibbin: “Bong bóng giá nhà ở là
hiện tượng đầu cơ nhà ở phổ biến khắp thị trường khiến giá nhà ở tăng cao vượt xa
thu nhập và các nhân tố kinh tế cơ bản khác” (Warwick McKibbin, 2006).
Bong bóng giá nhà ở được biểu hiện qua ba đặc điểm:
+ Giá nhà ở gia tăng nhanh và liên tục trong một giai đoạn nhất định
+ Tâm lý kỳ vọng “giá tiếp tục tăng trong tương lai” lan khắp thị trường
+ Giá nhà ở tăng không dựa trên những yếu tố hợp lý
Phương pháp nhận diện bong bóng nhà ở
Có hai phương pháp chủ yếu để nhận diện sự tồn tại của bong bóng giá nhà ở:
+ Phương pháp thứ nhất: Ước tính giá trị cơ bản của nhà ở và so sánh giá quan sát với
giá trị cơ bản, nếu mức chênh lệch giữa hai trị số là đáng kể thì có thể kết luận rằng tại
một thời điểm nào đó, có tồn tại hiện tượng bong bóng giá nhà ở, đây gọi là phương
pháp tiếp cận giá trị cơ bản.
+ Phương pháp thứ hai: Khảo sát chỉ số giá nhà/tiền thuê nhà (P/R) hoặc giá nhà/thu

nhập hộ gia đình (P/I), nếu các chỉ số này gia tăng đáng kể trong một giai đoạn nào đó
thì đó là bằng chứng về sự tồn tại của hiện tượng bong bóng giá nhà ở, phương pháp
này gọi là phương pháp tiếp cận nhân tố cơ bản.
Ta sử dụng phương pháp thứ hai.
Phương pháp tiếp cận nhân tố cơ bản
Phương pháp này sử dụng các chỉ số giá nhà trên tiền thuê nhà (P/R) và giá nhà trên
thu nhập hộ gia đình (P/I) để xem xét sự vận động của giá nhà có tuân theo sự vận
động của những nhân tố tạo nên giá trị cơ bản của nhà ở hay không. Mối quan hệ giữa
giá nhà ở và các nhân tố cơ bản có thể được nhận diện thông qua phương pháp kiểm
định tính dừng của chuỗi chỉ số P/R (hoặc P/I) hoặc thông qua phương pháp kiểm
định tính chất đồng liên kết giữa chỉ số giá nhà ở, P
t
, với giá thuê nhà, R (hoặc với thu
nhập hộ gia đình, I
t
)
Ở đây ta sử dụng phương pháp kiểm định tính chất đồng liên kết giữa chỉ số giá nhà ở
P
t
với thu nhập hộ gia đình I
t
.
Ta có phương trình hồi quy:
P
t
= β
1
+ β
2
I

t
+ u
t
Với P
t
: Biến phụ thuộc (Giá nhà ở)
I
t
: Biến độc lập (Thu nhập của hộ gia đình)
β
1
, β
2
: các hệ số hồi quy của mô hình
u
t
: sai số ngẫu nhiên (đại diện cho tất cả các yếu tố ảnh hưởng đến P
t
nhưng
không phải I
t
)
3. Số liệu và kết quả
Bài viết này sử dụng số liệu về tốc độ tăng giá nhà ở từ nguồn Phòng thị trường bất
động sản – Bộ Xây dựng và số liệu về tốc độ tăng thu nhập bình quân đầu người từ
nguồn Tổng cục Thống kê, các số liệu được tính theo quý so với hời điểm cơ sở là
quý một năm 2000
4. Ước lượng mô hình
Hồi quy P
t

theo I
t
ta có kết quả:
Dependent Variable: PRICE
Method: Least Squares
Sample: 2000Q1 2012Q4
Included observations: 52
Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.
C
INCOME
-0.645967
3.942670
0.427218
0.192897
-1.512033
20.43928
0.1368
0.0000
R-squared 0.893109 Durbin-Watson stat 0.061512
Thế vào mô hình hồi quy, ta có:
P
t
= -0.645967 + 3.942670I
t
+ u
t
5. Diễn dịch kết quả
Các hệ số đều có ý nghĩa thống kê. R
2
tương đối cao, tuy nhiên, R

2
> d là dấu hiệu cho
thấy hồi quy là giả mạo. Ta lưu lại phần dư để kiểm định tính dừng theo phương pháp
nghiệm đơn vị. Sau khi kiểm định, ta kết luận: Sai số ngẫu nhiên của mô hình hồi quy
P
t
theo I
t
là không dừng, do đó, P
t
và I
t
không có tính chất đồng liên kết.
Kết quả này chứng tỏ rằng trong gia đoạn từ 2000 đến nay, tốc độ tăng của giá nhà ở
đã tách rời khỏi tốc độ tăng của thu nhập bình quân đầu người, nói cách khác, giá nhà
ở tăng không dựa trên yếu tố cơ bản hợp lý.
Đây là bằng chứng cho thấy có tồn tại hiện tượng bong bóng nhà ở trên thị trường bất
động sản nhà ở Việt Nam.
6. Tài liệu tham khảo
1) Chun Tsai, 2010, “Bubbles in the Taiwan housing market: the determinants and
effects”, Journal homepage.
2) Mikhed and Zemcik, 2009, “Testing for bubbles in housing market: a panel data
approach”, Journal of Real Estate Finance and Economics, 38, 366-386.
3) Muellbauer and Murphy, 2008, “Booms and bursts in the US housing market”,
Center for Economic Policy Research Discussion Paper, No1615.
4) Warwick McKibbin, 2006, “Busting of the US housing bubble”, Economic
Scenarios.
5) Lê Xuân Nghĩa, 2011, “Thị trường bất động sản và hệ thống tài chính”, tham luận
tại hội thảo Thị trường Bất động sản, Bộ Xây Dựng.
6) Tổng cục Thống kê, Niên giám thống kê, từ năm 2000 đến 2011.

Câu 2
Thời gian nghiên cứu giá nhà và thu nhập của Việt Nam từ năm 2000 tới năm 2012 .
Thông qua biểu đồ cho thấy sự biến động về giá nhà và thu nhập thây đổi theo từng
năm.
 Có thể kết luận đây là bộ dữ liệu thời gian.
Câu 3
Trong mô hình này có 2 biến là giá nhà (P) và thu nhập hộ gia đình (I) cả 2 biến này
đều là biến định lượng.
Bài Tập nhóm môn Kinh tế lượng
Đề tài nghiên cứu:
Đánh giá chất lượng dịch vụ tại chi nhánh Ngân hàng Nông Nghiệp
và Phát Triển Nông Thôn huyện Vĩnh Linh,Tỉnh Quảng Trị.
(Trích từ tạp chí Ngân Hàng số 0024 phát hành ngày 07-01-2011)
Ts Phạm Thị Minh Lý
Ths Lê Thanh Tùng
Nhóm nghiên cứu:
1.Bùi Quang Vũ 030326100307(nhóm trưởng)
I. Phân tích bài nghiên cứu theo quy trình nghiên cứu kinh tế lượng :
1. Lý thuyết hoặc giả thiết và vấn đề nghiên cứu:
- Giả thiết vấn đề nghiên cứu :Trong thập niên vừa qua hệ thống ngân hàng
trên địa bàn tỉnh Quảng Trị đã có những bước phát triển và đóng góp không
nhỏ vào phát triển của địa phương.Trong số các ngân hàng trong tỉnh Ngân
hàng Nông nghiệp và phát triển Nông thôn huyện Vĩnh Linh(AGRIBANK
Vĩnh Linh) hiện được đánh giá là một ngân hàng mạnh và giữ vai trò quan
trọng trên địa bàn tỉnh Quảng Trị.Là kênh phân phối huy động vốn chủ yếu của
địa phương với tổng vốn huy động năm 2009 đạt trên 388 tỷ đồng và tổng dư
nợ cho vay đạt gần 370.5 tỷ đồng.Chi nhánh Agribank Vĩnh Linh hiện đang
cung cấp các dịch vụ như huy động tiền gửi tiết kiệm,phát hành giấy tờ có
giá,tín dụng,dịch vụ thanh toán trong nước và quốc tế,phát hành thẻ ATM và
một số dịch vụ khác.Tuy nhiên trên thực tế chất lượng của các dịch vụ do

Agribank Vĩnh Linh cung cấp có đáp ứng được những mong đợi của khách
hàng hay không và biện pháp nào để cải thiện chất lượng dịch vụ của chi nhánh