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

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.

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

’
)
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

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

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

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

-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

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

: 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.

.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

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


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

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

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:

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

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

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