Phân tích mức độ ảnh hưởng của nhập khẩu (NK triệu USD) và xuất khẩu (XK triệu USD) đến tổng sản phẩm quốc nội (GDP tỷ VND) giai đoạn 2000 2015

HỌC VIỆN TÀI CHÍNH Bộ mơn: Kinh Tế Lượng BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG Lớp tín : CQ55.61/02 Vấn đề nghiên cứu : “Phân tích mức độ ảnh hưởng nhập (NK-triệu USD) xuất (XK- triệu USD) đến tổng sản phẩm quốc nội (GDP- tỷ VND) giai đoạn 2000-2015” BÁO CÁO THỰC HÀNH KINH TẾ LƯỢNG ST T Mục lục A Lý chọn đề tài : B Phân tích: I Lập mơ hình hồi qui mơ tả quan hệ biến kinh tế II Ước lượng mơ hình với số liệu thu thập phần mềm Eviews III Tiến hành số kiểm định liên quan đến mơ hình hồi quy Kiểm định phù hợp mơ hình hồi quy hệ số hồi quy 1.1 Kiểm định phù hợp mơ hình hồi quy 1.2 Kiểm định phù hợp hệ số hồi quy 1.2.1 Kiểm định β1 1.2.2 Kiểm định β2 1.2.3 Kiểm định β3 2.Kiểm định khuyết tật mơ hình 2.1 Mơ hình có bỏ sót biến thích hợp * Kiểm định Rasey * Kiểm định Lagrange 2.2 Kiểm định tự tương quan * Kiểm định Durbin – Watson *Kiểm định BG 2.3 Phương sai sai số thay đổi * Kiểm định White *Kiểm định dựa biến phụ thuộc 2.4 Đa cộng tuyến *Hồi quy phụ *Độ đo Theil 2.5 Kiểm định Jarque- bera 3.Xác định khoảng tin cậy hệ số hồi quy 3.1 Khoảng tin cậy β1 3.1.1 Khoảng tin cậy phía β1 3.1.2 Khoảng tin cậy trái β1 3.1.3 Khoảng tin cậy phải β1 3.2 Khoảng tin cậy β2 3.2.1 Khoảng tin cậy phía β2 3.2.2 Khoảng tin cậy trái β2 3.2.3 Khoảng tin cậy phải β2 3.3 Khoảng tin cậy củaβ3 3.3.1 Khoảng tin cậy phía β3 3.3.2 Khoảng tin cậy trái β3 3.3.3 Khoảng tin cậy phải β3 4.Phương sai sai số ngẫu nhiên 4.1 Khoảng tin cậy phí 4.2 Khoảng tin cậy bên t 4.3 5.Dự báo Khoảng tin cậy bên p IV Kết luận tổng quan A)Lý chọn đề tài Nhâṇ thấy đê tai môn Kinh tê lương co liên quan đên lĩnh vưc kinh tê, lúc tim hiêu, những gia tri co liên quan đên nên kinh tê sẽ giúp chúng em hiêu thấu đao những đại lương ấy va ban chất chúú́ng, mối quan ̣của đạ ̣i lượng va đông thời sẽ giúp ich cho viêc ̣nghiên cứu cac môn khoa hoc khac kinh tê vi mô, kinh tê vĩ mô, toan kinh tê, va công viêc ̣sau cua chúng em Trên lý thuyết GDP chịu ảnh hưởng nhiều yếu tố như: chi tiêu tiêu dùng cá nhân hàng hóa dịch vụ, tổng đầu tư tư nhân nước, xuấú́t ròng, Trên thực tế GDP chịu ảnh hưởng xuấú́t nhập Hàng xuấú́t làm tăng GDP cịn hàng nhập khơng nằm sản lượng nội địa cần phải loạ ̣i trừ khỏi khối lượng hàng hóa dịch vụ mà hộ gia đình, hãng kinh doanh phủ mua tiêu dùng Khoảng cách chênh lệch giữữ̃a xuấú́t nhập sản phẩm rịng => Vì nhóm em chọn đề tài :Nghiên cứú́u “Tổng sản phẩm nước (GDP) mối quan hệ phụ thuộc với xuất nhập Việt Nam từ năm 2000 đến 2015” B) Phân tích: Các biến sử dụng: GDP : GDP (Tỷ VND) NK : Nhập Khẩu (triệu USD) XK : Xuấú́t Khẩu (triệu USD) Thu thập số liệu ta có bảng số liệu sau : Năm 200 200 200 200 200 200 200 200 200 200 201 201 201 201 201 201 Nguồn số liệu https://goo.gl/PxNWAQ I Lập mơ hình hồi qui mô tả quan hệ biến kinh tế *Mơ hình lựa chọn : ^ ^ ^ SRM: GDPi = β1 + β2 * NKi + β3 *XKi + ei *Trong đó: ^ ^ ^ + 1, β2, β3 : hệ số hồi quy ước lượng ( thực chấú́t ước lượng điểm hệ số hồi quy β1 ,β2, β3) β + ei: phần dư ( sai lệch giữữ̃a giá trị cá biệt biến phụ thuộc so với ước lượng giá trị trung bình chúú́ng mẫu) II Ước lượng mơ hình với số liệu thu thập phần mềm Eviews Ước lượng mơ hình có : Ls GDP c XK NK enter Với biến số liệu thu thập : Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 11/27/19 Time: 15:02 Sample: 2000 2015 Included observations: 16 Variable C NK XK R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) - Nhận xét: thơng qua mơ hình mẫu ta mơ hình hồi qui mẫu: GDPi = 138052.8 –9.173162*NKi + 34.86735*XKi + ei Trong đó: + ^β1 =138052.8 điều cho ta biết xuấú́t nhập tổng sản phẩm quốc nội trung bình 138052.8 tỷ VND + ^β2 =-9.173162 cho ta biết nhập tăng triệu USD điều kiện xuấú́t không đổi tổng sản phẩm quốc nội trung bình giảm 9.173162 tỷ đồng + ^β3 = 34.886735 cho ta biết xuấú́t tang triệu USD điều kiện nhập khơng thay đổi tổng sản phẩm quốc nội trung bình tăng 34.886735 tỷ đồng + ^β2 ^β3 phù hợp với lý thuyết kinh tế III Tiến hành số kiểm định liên quan đến mơ hình hồi quy Kiểm định phù hợp mô hình hồi quy hệ số hồi quy 1.1 Kiểm định phù hợp mơ hình hồi quy : R2=0 * Kiếm định cặp giả thuyết: { : R2 >0 * Tiêu chuẩn kiểm định: F= * Miền bác bỏ: Wα = { F: F > F(α2 ;n−3) } Từ báo cáo (1), ta có Fqs =1375.761  Với mứú́c ý nghĩữ̃a α = 0.05, tra bảng ta có F(02,13.05)=3.81 → Fqs > F(02,13.05) → Fqs ∉ Wα Ta bác bỏ H0 , chấú́p nhận H1 Vậy với mứú́c ý nghĩữ̃a 0.05 mơ hình hồi quy phù hợp 1.2 Kiểm định phù hợp hệ số hồi quy: 1.2.1 Kiểm định β1 * Kiểm định giả thuyết: { H :β =0 ¿¿¿ ¿ * Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: mứú́c ý nghĩữ̃a α=0 05 T= * Miền bác bỏ giả thuyết H0, mứú́c ý nghĩữ̃a Wα= {t :/t/ >t(αn/−2 Từ báo cáo (1) ta có tqs = 2.576545 t(αn−3) =t0,02513=2.160 Mà |tqs|>¿ t qs  ∈ Wα Bác bỏ giả thuyết H0, chấú́p nhận đối thuyết H1 Kết luận: Vậy với α = 0.05, cho hệ số chặn có β1 có ý nghĩữ̃a kinh tế 1.2.2 Kiểm định β2 * Kiểm định giả thuyết: Ho: β2 =0 H1: β2≠0 * Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: T= * Miền bác bỏ giả thuyết H0 với α = 0.05 là: W α= {t :|t|>t(αn/−23) } Từ báo cáo (1) ta có: tqs = -2.195096 ( n−3) Mà t α2  |t | > t qs =t160.025=2.160 (n−3) α /2 →t qs Wα ∈ Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Kiểm định BG bậc Bước 3: +Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình hồi quy gốc khơng có tự tương quan H1: Mơ hình hồi quy gốc có tự tương quan (Mức ý nghĩa α = 0.05) + χ Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: : =(n−2) R24 χ2 (2) + Miền bác bỏ giả thuyết H0, với mứú́c ý nghĩữ̃a W Ta có: α=0,05 là: {χ2 : χ2> χ2α(2)} α= +Dựa vào báo cáo, ta có: = 5,9915 χ = 2.160562 qs χ2qs< χ20,05(2) → χ qs W  Chưa đủ sở bác bỏ H0, tạ ̣m chấú́p nhận giả thuyết H0 Kết luận: Vậy mơ hình gốc khơng có tự tương quan bậc 2.3 Phương sai sai số thay đổi * Kiểm định White Bước 1: Hồi quy mơ hình ban đầu thu ei, ei2 Bước 2: Thực kiểm định White: Hồi quy mơ hình White có dạ ̣ng e2i= α1+α2 NK i +α3 XK i +α NK2i +α XK2i +α6 NK i XKi +V i Tổng hệ số mơ hình k 5, hệ số xác định R25 Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 11/27/19 Time: 16:37 Sample: 2000 2015 Included observations: 16 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Bước 3: +Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Phương sai sai số không thay đổi H1: Phương sai sai số thay đổi +Tiêu chuẩn kiểm định: χ =nR2w χ2 ( 5) +Miền bác bỏ giả thuyết H0, với mứú́c ý nghĩữ̃a α = 0,05 W α= {χ2|χ2> χ2α(5)}  Ta có: χ2qs=¿ 6.480907  Tra bảng được: χ20.(055)= 11.0705  Có χ2qs < χ2α(5 )  χ qs ∉Wα  Chưa có sở để bác bỏ giả thuyết H0 , chấú́p nhận giả thuyết H0 Kết luận: Vậy với α = 0,05,mơ hình gốc khơng có phương sai sai số thay đổi *Kiểm định dựa biến phụ thuộc - Quay lại báo cáo gốc Genr e =resid Tính GDPf Ls e^2 c GDPF^2 Bước 1: Ước lượng mơ hình hồi quy gốc thu ei2, GDP^i2 ^ Bước 2: ei2= α1+ α2*GDP i2+Vi Dependent Variable: E^2 Method: Least Squares Date: 11/28/19 Time: 22:32 Sample: 2000 2015 Included observations: 16 Variable C GDPF^2 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Bước 3: Kiểm định cặp giả thuyết +Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Phương sai sai số không thay đổi Mức ý nghĩa α = 0.05) H1: Phương sai sai số thay đổi +Tiêu chuẩn kiểm định: χ =nR26 χ2 ( 1) +Miền bác bỏ giả thuyết H0, với mứú́c ý nghĩữ̃a α = 0,05 W χ χ qs α= {χ2|χ2> χ2α(1)} ( 1) 05 = 3.8415 = 0.027984  Có χ2qs < χ2α(1 )  χ qs ∉Wα  Chưa có sở để bác bỏ giả thuyết H0 , chấú́p nhận giả thuyết H0 Kết luận: Vậy với α = 0,05,mơ hình gốc khơng có phương sai sai số thay đổi 2.4 Đa cộng tuyến *Hồi quy phụ Hồi quy nhập theo xuấú́t SRM: GDPi = 138052.8 –9.173162*NKi + 34.86735*XKi + ei Ls NK C XK ấn enter Dependent Variable: NK Method: Least Squares Date: 11/27/19 Time: 16:45 Sample: 2000 2015 Included observations: 16 Variable C XK R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Bước 1: Ước lượng mơ hình hồi quy NKi= α1 +α2 * XK + Vi  R72, k’=k-1 Bước 2: +Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Mơ hình hồi quy gốc khơng có đa cộng H1: Mơ hình hồi quy gốc có đa cộng tuyến +Tiêu chuẩn kiểm định: R72 F= + Miền bác bỏ: W α = {F : F> F(αk ' −1 ;n−k' ) } Dựa vào báo cáo ta có: F0.05(2:16)= 3.63 Fqs= 462.8301  Fqs > F0.05(2:16) => Bác bỏ giả thuyết H0 chấú́p nhận đối thuyết H1 => Mơ hình hồi quy gốc có đa cộng tuyến *Độ đo Theil: Bước 1: Hồi quy mơ hình ban đầu thu R2 = 0.995298 Bước 2: + Hồi quy mơ hình: GDPi=α1 + α2* NKi + Vi thu báo cáo sau: Ls GDP c NK ấn enter Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 11/27/19 Time: 16:51 Sample: 2000 2015 Included observations: 16 Variable C NK R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Thu R82=0.968695 + Hồi quy mơ hình: GDPi=α1 + α2* XKi + Vi thu báo cáo sau: Ls GDP XK c ấn enter Dependent Variable: GDP Method: Least Squares Date: 11/28/19 Time: 22:39 Sample: 2000 2015 Included observations: 16 Variable XK C R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Thu R92=0.993555 Bước 3: Tính độ đo Theil: m = R2 – (R2 – R82) – (R2 – R92) m = 0.995298– (0.995298– 0.968695) – (0.995298– 0.993555) m = 0.966947 =>chứú́ng tỏ mơ hình có đa cộng tuyến mứú́c độ cao 2.5Kiểm định Jarque- bera: Series: Residuals Sample 2000 2015 Observations 16 Mean Median 17837.70 Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis -4.73e-10 - Jarque-Bera Probability 1.482115 0.476610 171191.2 -111495.3 90153.93 0.582063 2.068344 -100000 100001 200001 Kiểm định cặp giả thuyết: H0: Phương sai sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn H1: Phương sai sai số ngẫu nhiên khơng có phân phối chuẩn Tiêu chuẩn kiểm định: JB=n( S − + ( K 3) )~ χ2( 2) 24 (Với K hệ số nhọn, S hệ số bất đối xứng.) Miền bác bỏ: W ={JB|JB> χ2α(2) } α Theo báo cáo ta có JBqs = 1.482115 Mà với χ ( ) , 05 =5  JBqs = 1.482115 < α=0 ,05 ta có , 99147 χ  Vậy với α= 0,05 chưa có sở bác bỏ giả thuyết H0 tứú́c phương sai sai số có phân phối chuẩn Kết luận: mơ hình gốc khơng bỏ sót biến 3.Xác định khoảng tin cậy hệ số hồi quy 3.1 Khoảng tin cậy củaβ1 3.1.1 Khoảng tin cậy phía β1 ^ β1 138052.8-53580.59*2.086 ≤ β1 ≤ 138052.8+53580.59*2.086 26283.689≤ β1 ≤ 249821.9107   Kết luận: Vậy với α = 0.05, GDP nằm khoảng (26283.689; 249821.9107) (tỷ VND) xuấú́t nhập ≤ 3.1.2 Khoảng tin cậy trái β1 β1  β1 ≤ 138052.8+53580.59*1.725  β1 ≤ 230479.3178 → Vậy với α=0.05, GDP tối đa 230479.3178 ( USD) xuấú́t nhập  3.1.3 Khoảng tin cậy phải β1 β1 ≥ ^ ^ β1 – Se( β1).t(αn−3)  β1 ≥ 138052.8-53580.59*1.725  β1 ≥ 45626.2822 Vậy với α=0.05, GDP tối thiểu 6.6770812 (tỷ VND) xuấú́t nhập  3.2 Khoảng tin cậy củaβ2 3.2.1 Khoảng tin cậy phía β2 ^ β2 -9.173162- 4.178934*2.086 ≤ β2 ≤ -9.173162+ 4.178934*2.086  -17.8904 ≤ β2 ≤ -0.4559  Vậy với mẫu trên, mứú́c ý nghĩữ̃a 0.05 nhập tăng lên % với điều kiện xuấú́t không đổi GDP trung bình nằm khoảng (17.8904 ; -0.4559) tỷ VND  3.2.2 Khoảng tin cậy trái β2 β2 ≤  β2  β2 ≤ -1.9645 → Vậy với α = 0.05 nhập tăng lên 1% với điều kiện x́ú́t khơng đổi GDP trung bình giảm tối đa 1.9645 tỷ VND 3.2.3 Khoảng tin cậy phải β2 β2 ≥ ^ ^ β2 - Se( β2).t(αn−3)  β2 ≥ -9.173162- 4.178934*1.725  β2 ≥ -16.3818 → Vậy với α = 0.05, nhập tăng 1% với điều kiện nhập không đổi GDP trung bình giảm tối thiểu 16.3818 tỷ VND 3.3 Khoảng tin cậy củaβ3 3.3.1 Khoảng tin cậy phía β3 ^ β3 – Se(β3 )  34.86735- 4.065784*2.086≤ ≤ -9.17316 26.38612≤ β3 ≤ 43.3486  → Vậy với mẫu trên, mứú́c ý nghĩữ̃a 0.05 xuấú́t giảm 1% với điều kiện nhập không đổi GDP nằm khoảng (26.38612 ; 43.3486) tỷ VND 3.3.2 Khoảng tin cậy trái β3 ^ ^ ≤ β3 + Se( β3) t(αn−3) β  β3 ≤ 134.86735+ 4.065784*1.725  β3 ≤ 41.8808 → Vậy với mẫu trên, mứú́c ý nghĩữ̃a 0.05 xuấú́t tăng % với điều kiện lạ ̣m phát khơng đổi GDP giảm tối thiểu 41.8808 tỷ VND  3.3.3 Khoảng tin cậy phải β3 β 3≥ ^ ^ β3-Se( β3) t(αn−3)  β3 ≥ 34.86735- 4.065784*1.725  β3 ≥27.8539 Vậy với α = 0.05 xuấú́t tăng % với điều kiện nhập khơng đổi GDP tăng tối đa 27.8539 tỷ VND  4.Phương sai sai số ngẫu nhiên 4.1 Khoảng tin cậy phía σ ( χ n−k )σ^ ≤σ2≤(n−k )σ^ 2( n−3)χ2( n−3 ) α/21−α /2 Ta có: ( n − k) α/ χ χ ¿ χ20.(02520)= 34.1696 (n − k ) 1− α / ¿ χ20.(97520)= 9.5908 Suy ra:  1.8756∗1011 ≤ σ2 34.16969.5908 ≤ 1.8756∗10 11 2  5489178782 ≤ σ2 ≤ 1.9556*1010  Kết luận: Vậy yếu tố ngẫu nhiên thay đổi đơn vị phương sai sai số ngẫu nhiên thay đổi khoảng (5489178782 ; 1.9556*1010) 4.2 Khoảng tin cậy bên trái σ 2≤(n−3)σ^ χ σ 2 2( n−3 ) 1−α Ta có: Suy ra:  ≤ 10.8508  σ2 ≤ 1.7285*1010 Kết luận: Vậy yếu tố ngẫu nhiên thay đổi 1% phương sai sai số ngẫu nhiên thay đổi tối đa 1.7285*1010 4.3 Khoảng tin cậy bên phải σ 2≥(n−3)σ^ χ Ta có: Suy ra: 2α( n−3 ) σ σ ≥ 1.8756∗1 011 31.4104  σ ≥ 5971270662  Kết luận: Vậy yếu tố ngẫu nhiên thay đổi 1% phương sai sai sơ ngẫu nhiên thay đổi tối thiểu 5971270662 Dự báo Giả sử cho nhập (NK) năm 2016 178697.2 x́ú́t (XK) năm 2016 182573.3 ta có biểu đồ dự báo GDP năm 2016 sau: − Dự báo tổng sản phẩm quốc dân Việt Nam năm 2016 công thứú́c sau: ^^ GDPo −Se (GDPo ) tα IV.Kết luận tổng quan Nhận xét tổng quan Trên nhữữ̃ng nghiên cứú́u ứú́ng dụng mơ hình kinh tế lượng nghiên cứú́u phát triển tổng sản phẩm quốc nội kinh tế Việt Nam Mơ hình xác định yếu tố ảnh hưởng tới tổng sản phẩm quốc nội, “nhập khẩu, xuấú́t khẩu” đồng thờờ̀i mô hình định lượng mối quan hệ yếu tố ảnh hưởng Qua nhóm chúú́ng em đưa số giải pháp nhằm thúú́c đẩy tăng trưởng GDP kinh tế Việt Nam: Tăng cườờ̀ng tận dụng hội từ Hiệp định thương mạ ̣i tự do, nhấú́t CPTPP, đa dạ ̣ng hóa thị trườờ̀ng x́ú́t khẩu, giảm nhập siêu Đổi mơ hình tăng trưởng xuấú́t Để nâng cao chấú́t lượng tăng trưởng x́ú́t khẩu, cần phải nhanh chóng thay đổi mơ hình tăng trưởng x́ú́t Mơ hình tăng trưởng mơ hình tăng trưởng theo chiều sâu, dựa vào khai thác lợi cạ ̣nh tranh động để nâng cao suấú́t, chấú́t lượng, hiệu xuấú́t sở đẩy mạ ̣nh cải cách thể chế, sử dụng công nghệ tiên tiến, nâng cao chấú́t lượng nguồn nhân lực, xây dựng kết cấú́u hạ ̣ tầng đạ ̣i, thực sách ưu đãi nhà đầu tư nước đầu tư vào lĩữ̃nh vực công nghệ cao phục vụ xuấú́t đẩy mạ ̣nh hoạ ̣t động Marketting quốc tế 2.2 Nâng cao chấú́t lượng hàng - Nâng cao chấú́t lượng hàng hóa xuấú́t Phát triển sản phẩm mới, đổi sản phẩm có dựa cơng nghệ tiên tiến … yếu tố quan trọng để giành, giữữ̃ mở rộng thị trườờ̀ng cách hữữ̃u hiệu Bảo đảm hài hòa giữữ̃a tăng trưởng xuấú́t giải vấú́n đề xã hội, theo hướng: xây dựng chế chia sẻ lợi ích bình đẳng hoạ ̣t động xuấú́t nhằm mang lạ ̣i lợi ích cho ngườờ̀i trực tiếp sản xuấú́t hàng xuấú́t Tăng cườờ̀ng đầu tư phát triển hệ thống kết cấú́u hạ ̣ tầng xuấú́t khẩu, đồng thờờ̀i khai thác hiệu hệ thống hạ ̣ tầng có phục vụ tốt nhấú́t cho xuấú́t đấú́t nước Phát triển thương mạ ̣i điện tử, ứú́ng dụng công nghệ thông tin giao dịch thương mạ ̣i Đánh thuế số hàng hóa nhập đặc biệt, bảo vệ số lĩữ̃nh vực nước có tiềm phát triển ... ? ?Tổng sản phẩm nước (GDP) mối quan hệ phụ thuộc với xuất nhập Việt Nam từ năm 2000 đến 2015? ?? B) Phân tích: Các biến sử dụng: GDP : GDP (Tỷ VND) NK : Nhập Khẩu (triệu USD) XK : Xuấú́t Khẩu (triệu. .. xuấú́t nhập tổng sản phẩm quốc nội trung bình 138052.8 tỷ VND + ^β2 =-9.173162 cho ta biết nhập tăng triệu USD điều kiện x́ú́t khơng đổi tổng sản phẩm quốc nội trung bình giảm 9.173162 tỷ đồng... Việt Nam Mơ hình xác định yếu tố ảnh hưởng tới tổng sản phẩm quốc nội, ? ?nhập khẩu, x́ú́t khẩu? ?? đồng thờờ̀i mơ hình định lượng mối quan hệ yếu tố ảnh hưởng Qua nhóm chúú́ng em đưa số giải pháp