BÀI TẬP LỚN KINH TẾ LƯỢNG VÀ PHÂN TÍCH DỮ LIỆU PHÂN TÍCH BỘ SỐ LIỆU: Tổng dư nợ của Chi nhánh theo tháng của Vietcombank – Chi nhánh Hoàn Kiếm phụ thuộc vào chỉ số giá tiêu dùng CPI, lãi suất cơ bản và huy động vốn hàng tháng

BÀI TẬP LỚN KINH TẾ LƯỢNG VÀ PHÂN TÍCH DỮ LIỆU PHÂN TÍCH BỘ SỐ LIỆU: Tổng dư nợ của Chi nhánh theo tháng của Vietcombank – Chi nhánh Hoàn Kiếm phụ thuộc vào chỉ số giá tiêu dùng CPI, lãi suất cơ bản và huy động vốn hàng tháng

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ QUỐC DÂN

VIỆN SAU ĐẠI HỌC

BÀI TẬP LỚN

KINH TẾ LƯỢNG VÀ PHÂN TÍCH DỮ LIỆU

Học viên: NGUYỄN HOÀNG ÂN

PHÂN TÍCH BỘ SỐ LIỆU: Tổng dư nợ của Chi nhánh theo tháng của Vietcombank – Chi nhánh Hoàn Kiếm phụ thuộc vào chỉ số giá tiêu dùng CPI, lãi suất cơ bản và huy động vốn hàng tháng

Số quan sát: 35

Số biến số: 4

Loại số liệu: Dữ liệu chéo

Từ 01/2010 đến 11/2012

Hà Nội, 01 / 2013

Xây dựng mô hình kinh tế lượng để phân tích những tác động, ảnh hưởng của chỉ số giá tiêu dùng CPI, lãi suất cơ bản và huy động vốn của Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam – Chi nhánh Hoàn Kiếm đến tổng dư nợ tín dụng tại Ngân hàng TMCP Ngoại thương – Chi nhánh Hoàn Kiếm trong giai đoạn từ tháng 01/2010 đến tháng 11/2012

Mô hình gồm 3 biến:

- Biến phụ thuộc: Tổng dư nợ của Chi nhánh DN (đơn vị: tỷ VNĐ)

- Biến độc lập: + Chỉ số giá tiêu dùng CPI ( đơn vị: %)

+ Lãi suất cơ bản (đơn vị: %)

+ Tổng huy động vốn (đơn vị: tỷ VNĐ)

Nguồn số liệu được lấy từ báo cáo dư nợ hàng tháng, báo cáo huy động vốn hàng tháng của Vietcombank Hoàn Kiếm, website www sbv .gov.vn , website: www.gso.gov.vn/

1 Ý nghĩa kinh tế:

 Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam – Chi nhánh Hoàn Kiếm là chi nhánh được thành lập từ năm 2008, trải qua 5 năm hoạt động và phát triển, chi nhánh đã đạt được nhiều thành tựu và trở thành 1 trong top 5 chi nhánh hoạt động hiệu quả nhất trong hệ thống chi nhánh của Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam trên địa bàn Hà Nội

 Việc nghiên cứu những tác động của của chỉ số giá tiêu dùng CPI, lãi suất cơ bản và huy động vốn đến tổng dư nợ của chi nhánh giúp ta đánh giá được ảnh hưởng của các yếu tố này đến tổng dư nợ của chi nhánh như thế nào Từ đó đưa ra những dự báo, định hướng và giải pháp giúp tăng dư nợ một cách hiệu quả và tối ưu nhất

2 Phân tích thống kê mô tả các biến

Mean 6016.743 127.1386 1172.076 8.714286

Median 5719.000 131.8500 1292.971 9.000000

Maximum 7764.000 146.4400 1582.024 9.000000

Minimum 4921.000 105.5700 530.3991 8.000000

Std Dev. 870.2554 14.06556 299.6318 0.458349

Skewness 0.628377 -0.239942 -0.582458 -0.948683

Kurtosis 2.040194 1.436414 2.251561 1.900000

Jarque-Bera 3.646791 3.901172 2.795906 7.014583

Probability 0.161477 0.142191 0.247102 0.029978

Sum 210586.0 4449.850 41022.67 305.0000

Sum Sq Dev. 25749711 6726.555 3052493 7.142857

Ma trận hiệp phương sai (Covariance)

HDV 735706.0 10437.20 217885.1 250.4980

CPI 10437.20 192.1873 3783.849 5.187878

DN 217885.1 3783.849 87214.08 116.8825

LSCB 250.4980 5.187878 116.8825 0.204082

Ma trận tương quan (Correlation)

HDV 1.000000 0.877747 0.860166 0.646473

CPI 0.877747 1.000000 0.924226 0.828372

DN 0.860166 0.924226 1.000000 0.876101

LSCB 0.646473 0.828372 0.876101 1.000000

 Tương quan giữa Tổng dư nợ của chi nhánh (DN) và Chỉ số giá tiêu dùng CPI là cao nhất: 0.924226.

 Tương quan giữa Huy động vốn (HDV) và Lãi suất cơ bản (LSCB) là thấp nhất: 0.646473

3 Xây dựng một số mô hình hồi quy

Mô hình 1 (mô hình gốc): DNi = β1 + β2.CPIi + β3.HDVi + β4.LSCBi + Ui

Dependent Variable: DN

Method: Least Squares

Date: 01/03/13 Time: 21:04

Sample: 2010:01 2012:11

Included observations: 35

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C -2762.350 344.6353 -8.015285 0.0000 CPI 4.873118 3.190083 1.527584 0.1368 HDV 0.127473 0.037857 3.367190 0.0020 LSCB 292.3813 61.47820 4.755854 0.0000 R-squared 0.921730 Mean dependent var 1172.076

Adjusted R-squared 0.914155 S.D dependent var 299.6318

S.E of regression 87.79002 Akaike info criterion 11.89498

Sum squared resid 238919.7 Schwarz criterion 12.07274

Log likelihood -204.1622 F-statistic 121.6877

Durbin-Watson stat 0.586694 Prob(F-statistic) 0.000000

Hệ số CPI không có ý nghĩa thống kê; Hệ số chặn, HDV và LSCB có ý nghĩa thống kê.

Mô hình hồi quy phù hợp, các biến độc lập trong mô hình giải thích 92,17% sự biến động của biến phụ thuộc (tính trong mẫu).

Mô hình 2: DNi = eβ1 * CPIi β2 * HDV β3 * LSCB β4 * eUi

Hay lnDNi = β1 + β2 lnCPIi + β3 lnHDVi+ β4 lnLSCBi + Ui

Dependent Variable: LOG(DN) Method: Least Squares Date: 01/03/13 Time: 21:11 Sample: 2010:01 2012:11 Included observations: 35 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C -6.591588 1.270000 -5.190225 0.0000 LOG(CPI) 0.804431 0.485473 1.657004 0.1076 LOG(HDV) 0.478135 0.286275 1.670195 0.1049 LOG(LSCB) 2.574901 0.641538 4.013636 0.0004 R-squared 0.884752 Mean dependent var 7.028394 Adjusted R-squared 0.873599 S.D dependent var 0.294457 S.E of regression 0.104688 Akaike info criterion -1.568447 Sum squared resid 0.339749 Schwarz criterion -1.390693 Log likelihood 31.44783 F-statistic 79.32817 Durbin-Watson stat 0.426413 Prob(F-statistic) 0.000000

Hệ số của biến độc lập ln(CPI), ln(HDV) không có ý nghĩa thống kê.

Mô hình hồi quy phù hợp, các biến độc lập trong mô hình giải thích 88,47% sự biến động của biến phụ thuộc (tính trong mẫu).

Mô hình 3: DNi = β1 + β2 lnCPIi + β3 lnHDVi + β4 lnLSCBi + Ui

Dependent Variable: DN Method: Least Squares Date: 01/03/13 Time: 21:17 Sample: 2010:01 2012:11 Included observations: 35 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C -14012.20 1052.675 -13.31105 0.0000 LOG(CPI) 657.6036 402.3978 1.634213 0.1123 LOG(HDV) 816.4065 237.2869 3.440589 0.0017 LOG(LSCB) 2267.250 531.7567 4.263699 0.0002 R-squared 0.923531 Mean dependent var 1172.076 Adjusted R-squared 0.916131 S.D dependent var 299.6318 S.E of regression 86.77384 Akaike info criterion 11.87170 Sum squared resid 233420.7 Schwarz criterion 12.04945 Log likelihood -203.7547 F-statistic 124.7979 Durbin-Watson stat 0.545162 Prob(F-statistic) 0.000000

Hệ số của biến độc lập ln(CPI) không có ý nghĩa thống kê.

Mô hình hồi quy phù hợp, các biến độc lập trong mô hình giải thích 92,35% sự biến động của biến phụ thuộc (tính trong mẫu).

Mô hình 4: lnDNi = β1 + β2 CPIi + β3 HDVi+ β4 LSCBi + Ui

Dependent Variable: LOG(DN) Method: Least Squares Date: 01/03/13 Time: 21:19 Sample: 2010:01 2012:11 Included observations: 35 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C 2.975970 0.416159 7.151050 0.0000 CPI 0.005875 0.003852 1.525057 0.1374 HDV 7.56E-05 4.57E-05 1.653501 0.1083 LSCB 0.327132 0.074237 4.406599 0.0001 R-squared 0.881825 Mean dependent var 7.028394 Adjusted R-squared 0.870389 S.D dependent var 0.294457 S.E of regression 0.106009 Akaike info criterion -1.543368 Sum squared resid 0.348378 Schwarz criterion -1.365614 Log likelihood 31.00894 F-statistic 77.10750 Durbin-Watson stat 0.455110 Prob(F-statistic) 0.000000

Hệ số của biến CPI và HDV không có ý nghĩa thống kê.

Mô hình hồi quy phù hợp, các biến độc lập trong mô hình giải thích 88,18% sự biến động của biến phụ thuộc (tính trong mẫu).

4 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến của mô hình gốc (mô hình 1)

Ta nghi ngờ HDV phụ thuộc vào các biến độc lập còn lại Hồi quy mô hình HDV phụ thuộc vào chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và Lãi suất cơ bản (LSCB) để kiểm định mô hình gốc xem có hiện tượng đa cộng tuyến hay không.

Mô hình hồi quy phụ: HDVi = α1 + α 2 CPIi + α 3 LSCBi + Vi

Giả thuyết kiểm định: H0: Mô hình gốc không có đa cộng tuyến

H1: Mô hình gốc có đa cộng tuyến Kết quả kiểm định:

Dependent Variable: HDV

Method: Least Squares Date: 01/03/13 Time: 21:43 Sample: 2010:01 2012:11 Included observations: 35 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C 1689.164 1581.347 1.068181 0.2934 CPI 67.47646 8.922731 7.562310 0.0000 LSCB -487.8520 273.8156 -1.781681 0.0843 R-squared 0.791158 Mean dependent var 6016.743 Adjusted R-squared 0.778105 S.D dependent var 870.2554 S.E of regression 409.9402 Akaike info criterion 14.95172 Sum squared resid 5377631 Schwarz criterion 15.08503 Log likelihood -258.6550 F-statistic 60.61281 Durbin-Watson stat 0.286184 Prob(F-statistic) 0.000000

Theo kết quả kiểm định này, P-vaule của kiểm định F là 0,00000 < α = 0,05: bác bỏ H0 tức là các biến độc lập có liên hệ tuyến tính với nhau Vậy mô hình gốc có tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến.

5 Kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định White

Giả thuyết kiểm định: H0: Mô hình gốc có phương sai sai số không đổi (đồng đều)

H1: Mô hình gốc có phương sai sai số thay đổi

Kết quả kiểm định:

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 7.477548 Probability 0.000130 Obs*R-squared 19.71103 Probability 0.001416 Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 01/03/13 Time: 21:50 Sample: 2010:01 2012:11 Included observations: 35 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C 518021.6 301753.6 1.716704 0.0967 CPI -18566.72 6392.186 -2.904596 0.0070 CPI^2 69.67360 25.15943 2.769284 0.0097 HDV 210.3037 48.43828 4.341683 0.0002 HDV^2 -0.016135 0.003784 -4.263885 0.0002 LSCB 4632.885 7951.378 0.582652 0.5646 R-squared 0.563172 Mean dependent var 6826.278 Adjusted R-squared 0.487857 S.D dependent var 9999.162 S.E of regression 7155.815 Akaike info criterion 20.74404 Sum squared resid 1.48E+09 Schwarz criterion 21.01067 Log likelihood -357.0208 F-statistic 7.477548 Durbin-Watson stat 1.051297 Prob(F-statistic) 0.000130

Theo kết quả kiểm định này, P-vaule của kiểm định F là 0.000130 < α = 0,05: bác bỏ H0 Vậy

mô hình gốc có phương sai sai số thay đổi.

Giả thuyết kiểm định: H0: Mô hình gốc có phương sai sai số không đổi (đồng đều)

H1: Mô hình gốc có phương sai sai số thay đổi

Kết quả kiểm định:

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 15.69273 Probability 0.000000 Obs*R-squared 28.99506 Probability 0.000318

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 01/03/13 Time: 21:53 Sample: 2010:01 2012:11 Included observations: 35 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C 3496772 1030476 3.393356 0.0022 CPI -62983.21 10561.00 -5.963752 0.0000 CPI^2 34.79939 44.25972 0.786254 0.4388 CPI*HDV -0.864939 0.992819 -0.871195 0.3916 CPI*LSCB 6504.495 1648.430 3.945874 0.0005 HDV 689.5842 133.7298 5.156550 0.0000 HDV^2 -0.001264 0.005528 -0.228636 0.8209 HDV*LSCB -61.08319 22.05937 -2.769036 0.0102 LSCB -402265.9 133967.5 -3.002713 0.0058 R-squared 0.828430 Mean dependent var 6826.278 Adjusted R-squared 0.775640 S.D dependent var 9999.162 S.E of regression 4736.274 Akaike info criterion 19.98092 Sum squared resid 5.83E+08 Schwarz criterion 20.38087 Log likelihood -340.6662 F-statistic 15.69273 Durbin-Watson stat 1.831952 Prob(F-statistic) 0.000000

Theo kết quả kiểm định này, P-vaule của kiểm định F là 0.000000 < α = 0,05: bác bỏ H0 Vậy

mô hình gốc có phương sai sai số thay đổi.

6 Kiểm định tự tương quan

Giả thuyết kiểm định: H0: Mô hình gốc không có tự tương quan bậc nhất

H1: Mô hình gốc có tự tương quan bậc nhất Kết quả kiểm định:

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 18.38343 Probability 0.000172 Obs*R-squared 13.29836 Probability 0.000266

Test Equation:

Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 01/03/13 Time: 21:55 Presample missing value lagged residuals set to zero

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C 179.0427 279.0049 0.641719 0.5259 CPI 0.596021 2.557273 0.233069 0.8173 HDV 0.005146 0.030327 0.169696 0.8664 LSCB -32.70405 49.79767 -0.656739 0.5164 RESID(-1) 0.628877 0.146674 4.287590 0.0002 R-squared 0.379953 Mean dependent var -3.44E-13 Adjusted R-squared 0.297280 S.D dependent var 83.82751 S.E of regression 70.27125 Akaike info criterion 11.47417 Sum squared resid 148141.5 Schwarz criterion 11.69636 Log likelihood -195.7979 F-statistic 4.595857 Durbin-Watson stat 1.292191 Prob(F-statistic) 0.005157

Theo kết quả kiểm định này, P-vaule của kiểm định F là 0.000172 < α = 0,05: bác bỏ giả thiết

H0 Vậy mô hình gốc có tự tương quan bậc nhất.

7 Kiểm định định dạng phương trình hồi quy bằng kiểm định Ramsey RESET

Giả thuyết kiểm định: H0: Mô hình gốc có dạng hàm đúng/không thiếu biến

H1: Mô hình gốc có dạng hàm không đúng/thiếu biến Kết quả kiểm định:

Ramsey RESET Test:

F-statistic 3.003236 Probability 0.093368 Log likelihood ratio 3.339288 Probability 0.067644

Test Equation:

Dependent Variable: DN Method: Least Squares Date: 01/03/13 Time: 21:57 Sample: 2010:01 2012:11 Included observations: 35 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C -12069.96 5381.230 -2.242974 0.0324 CPI 21.08933 9.854931 2.139977 0.0406 HDV 0.650914 0.304267 2.139290 0.0407 LSCB 1004.065 414.9692 2.419613 0.0218 FITTED^2 -0.001448 0.000835 -1.732985 0.0934 R-squared 0.928852 Mean dependent var 1172.076 Adjusted R-squared 0.919366 S.D dependent var 299.6318 S.E of regression 85.08397 Akaike info criterion 11.85672 Sum squared resid 217178.5 Schwarz criterion 12.07891 Log likelihood -202.4926 F-statistic 97.91421 Durbin-Watson stat 0.505934 Prob(F-statistic) 0.000000

Theo kết quả kiểm định này, P-vaule của kiểm định F là 0.093368 > α = 0,05: Chưa có cơ sở bác bỏ giả thiết H0 Vậy mô hình gốc có dạng hàm đúng.

8 Kết luận

Từ những kiểm định trên ta có thể rút ra các kết luận sau:

- Chỉ số giá tiêu dùng CPI, lãi suất cơ bản và huy động vốn của Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam – Chi nhánh Hoàn Kiếm có tác động đến tổng dư nợ tín dụng tại Ngân hàng TMCP Ngoại thương – Chi nhánh Hoàn Kiếm trong giai đoạn từ tháng 01/2010 đến tháng 11/2012 Mô hình lựa chọn phù hợp với lý thuyết kinh tế

- Các biến độc lập (Chỉ số giá tiêu dùng CPI, lãi suất cơ bản LSCB, huy động vốn HDV) trong

mô hình giải thích 92,17% sự biến động của biến phụ thuộc (tính trong mẫu).

- Mô hình gốc có hiện tượng đa cộng tuyến và đó là hiện tượng đa cộng tuyến không hoàn hảo.

- Mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi

- Mô hình có hiện tượng tự tương quan

- Mô hình có dạng hàng đúng.