Sau khi thu thập số liệu, tính toán các biến đưa vào mô hình nghiên cứu trong giai
đoạn này, kết quả thống kê mô tả biến phụ thuộc và các biến độc lập được tóm tắt như sau:
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến giai đoạn 2007 - 2011
VGP IR EX OP SP WGP Mean 24446684 10.66403 17719.03 87.36313 19.66745 1066.922 Median 20788333 10.27500 16973.00 82.55804 17.07880 947.5250 Maximum 46433333 17.16000 20813.00 139.1831 41.96560 1771.880 Minimum 12100000 6.540000 15960.00 40.16617 9.865200 631.1700 Probability 0.051681 0.097491 0.027536 0.838725 0.000797 0.089964 Observations 60 60 60 60 60 60
Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Kết quảở Bảng 4.1 cho thấy giá vàng Việt Nam trung bình giai đoạn 2007 – 2011 là 24,45 triệu đồng/lượng, trong đó giá vàng Việt Nam cao nhất trong dữ liệu phân tích là 46,43 triệu đồng/lượng và thấp nhất là 12,1 triệu đồng/lượng.
Lãi suất tiền gửi trung bình giai đoạn 2007 – 2011 là 10,66%/nămtrong đó lãi suất tiền gửi cao nhất trong dữ liệu phân tích là 17,16%/năm và thấp nhất là 6,54%/năm.
Tỷ giá hối đoái trung bình giai đoạn 2007 – 2011 là 17719 VND/USD trong đó tỷ
giá hối đoái cao nhất trong dữ liệu phân tích là 20813 VND/USD và thấp nhất là 15960 VND/USD.
Giá dầu thế giới trung bình giai đoạn 2007 – 2011 là 87,36 USD/thùng trong đó giá dầu thế giới cao nhất trong dữ liệu phân tích là 139,18 USD/thùng và thấp nhất là 40,17 USD/thùng.
Giá bạc thế giới trung bình giai đoạn 2007 – 2011 là 19,67 USD/ounce trong đó giá bạc thế giới cao nhất trong dữ liệu phân tích là 41,97 USD/ounce và thấp nhất là 9,87 USD/ounce.
Giá vàng thế giới trung bình giai đoạn 2007 – 2011 là 1066,92 USD/ounce trong đó giá
vàng thế giới cao nhất trong dữ liệu phân tích là 1771,88 USD/ounce và thấp nhất là 631,17 USD/ounce. 4.1.1 Mô hình hồi quy: Mô hình hồi quy có dạng: VGP = β0 + β1IR + β2EX + β3OP + β4SP + β5WGP + u (1.1) Trong đó: β: là các hệ số hồi quy u: sai số hệ thống
VGP: Giá vàng Việt Nam (đvt: đồng/lượng) IR: Lãi suất tiền gửi (đvt: %/năm)
EX: Tỷ giá hối đoái USD/VND (đvt: VND/USD)
OP: Giá dầu thế giới (đvt: USD/thùng)
SP: Giá bạc thế giới (đvt: USD/ounce)
Kết quả hồi quy của mô hình (1.1):
Dependent Variable: VGP Method: Least Squares Date: 11/20/14 Time: 01:08 Sample: 2007M01 2011M12 Included observations: 60
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -1846108. 400154.1 -4.613492 0.0000 IR 15320.26 7104.386 2.156452 0.0355 EX 87.69915 29.25858 2.997383 0.0041 OP -2579.225 1076.692 -2.395507 0.0201 SP 3658.288 4296.856 0.851387 0.3983 WGP 2555.799 140.4970 18.19112 0.0000
Kết quả trên cho thấy, ở mức ý nghĩa 10%, giá trị P-value của các hệ số hồi quy các biến IR, EX, OP, WGP đều nhỏhơn 0,1 chứng tỏ các hệ số hồi quy ước lượng có ý nghĩa
về mặt thống kê. Biến SP có P-value = 0,398 > 0,1 nên không có ý nghĩa thống kê, do đó
ta loại biến SP ra khỏi mô hình (1.1) để có mô hình (1.2) như sau:
VGP = β0+ β1IR + β2EX + β3OP + β5WGP + u (1.2)
Kết quả hồi quy của mô hình (1.2)
Dependent Variable: VGP Method: Least Squares Date: 11/20/14 Time: 01:22 Sample: 2007M01 2011M12 Included observations: 60
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -2042044. 326533.1 -6.253713 0.0000
IR 13508.93 6761.373 1.997957 0.0507
EX 99.94236 25.41698 3.932110 0.0002
OP -2040.482 868.9399 -2.348243 0.0225
Kết quả trên cho thấy, giá trị P-value của các hệ số hồi quy đều nhỏhơn 0,1 chứng tỏ
rằng các hệ số hồi quy ước lượng có ý nghĩa về mặt thống kê. Mô hình (1.2) được viết lại thành:
VGP = -2042044.39 + 13508.93*IR + 99.94*EX - 2040.48*OP + 2577.54*WGP
4.1.2 Xử lý tồn tại xu thế của chuỗi dữ liệu: 4.1.2.1 Xét tính dừng của chuỗi dữ liệu: 4.1.2.1 Xét tính dừng của chuỗi dữ liệu:
Biểu đồ 4.1 Giá vàng trong nước giai đoạn năm 2007 – 2011
Nguồn: Tổng hợp từ ngân hàng Á Châu (ACB)
Theo biểu đồ trên, ta thấy rằng giá vàng trong nước dao động liên tục theo xu hướng
tăng dần theo thời gian nên chuỗi dữ liệu thể hiện giá vàng trên đã vi phạm các đặc điểm
đểxác định đây là chuỗi dừng, trong đó đặc điểm rõ nhất là dữ liệu không dao động xung quanh một giá trị trung bình cốđịnh trong suốt giai đoạn khảo sát. Do đó từ biểu đồ trên ta có thểxác định đây là một chuỗi không dừng.
0 5000000 10000000 15000000 20000000 25000000 30000000 35000000 40000000 45000000 50000000 T hg1- 07 T hg4- 07 T hg7- 07 T hg10 -07 T hg1- 08 T hg4- 08 T hg7- 08 T hg10 -08 T hg1- 09 T hg4- 09 T hg7- 09 T hg10 -09 T hg1- 10 T hg4- 10 T hg7- 10 T hg10 -10 T hg1- 11 T hg4- 11 T hg7- 11 T hg10 -11 Giá vàng Tháng
Để khẳng định kết luận trên, ta có 2 phương pháp thường được sử dụng là giản đồ tự tương quan (dựa vào thống kê t và thống kê Q) và kiểm định nghiệm đơn vị (dựa vào thống
kê tau (τ) của Dickey-Fuller):
a. Giản đồ tự tương quan
Hình 4.1 Giản đồ tựtương quan của giá vàng trong nước giai đoạn 2007-2011
Nguồn: Tác giả sử dụng chương trình Eviews
Ta thấy các hệ số tựtương quan khác không một cách có ý nghĩa. Vì vậy đây là chuỗi không dừng.
Tác giả sử dụng phương pháp kiểm định ADF (Augmented Dickey-Fuller Test) để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu giá vàng trong nước giai đoạn 2007 - 2011 theo phương
trình sau:
∆VGPt= β1+ δVGPt-1 + ut
Kết quả kiểm định:
Null Hypothesis: VGP has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic 0.694591 0.9911
Test critical values: 1% level -3.546099
5% level -2.911730
10% level -2.593551
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VGP)
Method: Least Squares Date: 12/13/14 Time: 03:00
Sample (adjusted): 2007M02 2011M12 Included observations: 59 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
VGP(-1) 0.011700 0.016845 0.694591 0.4901
C 251711.7 437635.9 0.575162 0.5674
Theo kết quả nhận được, ở mức ý nghĩa 10%, giá trị tuyệt đối của t = 0,69 < 2,59 và mức giá trị P-value = 0,99 > 0,1. Vậy chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là: Chuỗi dữ liệu giá vàng trong nước giai đoạn từtháng 01/2007 đến cuối tháng 12/2011 là chuỗi không dừng.
4.1.2.2 Xử lý tồn tại xu thế của chuỗi dữ liệu
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF cho thấy VGP là chuỗi không dừng nên không thể dùng số liệu này để phân tích hoặc xác định mô hình dựbáo. Do đó việc khử yếu tố xu
-3,000,000 -2,000,000 -1,000,000 0 1,000,000 2,000,000 3,000,000 4,000,000 5,000,000 6,000,000
I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV
2007 2008 2009 2010 2011
DVGP
thế hoặc ngẫu nhiên là việc cần thiết, tác giả chọn phương pháp lấy sai phân bậc 1 của chuỗi dữ liệu. Ta có biểu đồ sau:
Biểu đồ4.2 Giá vàng trong nước giai đoạn 2007 - 2011 sau khi lấy sai phân bậc 1
Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Quan sát biểu đồ trên ta thấy chuỗi dữ liệu này dao động quanh điểm 0, thỏa một trong
3 đặc điểm của chuỗi dừng. Đểchính xác hơn, ta tiếp tục sử dụng giản đồ tựtương quan và
kiểm định nghiệm đơn vịđể có kết luận chính xác hơn.
Hình 4.2 Giản đồ tựtương quan sai phân bậc 1 giá vàng trong nước giai đoạn 2007- 2011
Nguồn: Tác giả sử dụng chương trình Eviews
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF:
Null Hypothesis: D(VGP) has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.379829 0.0000
Test critical values: 1% level -3.548208
5% level -2.912631
10% level -2.594027
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VGP,2)
Method: Least Squares Date: 12/13/14 Time: 03:03
Sample (adjusted): 2007M03 2011M12 Included observations: 58 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(VGP(-1)) -0.872462 0.136753 -6.379829 0.0000
C 461215.4 182525.7 2.526852 0.0144
Từ kết quả kiểm định trên, ở mức ý nghĩa 10%, giá trị tuyệt đối của t = 6,38 > 2,59 và mức giá trị P-value = 0. Vậy giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là: Chuỗi dữ liệu giá vàng trong
nước giai đoạn từtháng 01/2007 đến cuối tháng 12/2011 sau khi lấy sai phân bậc 1 là chuỗi dừng.
4.1.3 Mô hình hồi quy bội với dữ liệu đã khử yếu tố xu thế:
Mô hình hồi quy có dạng:
D(VGP) = β0 + β1D(IR) + β2D(EX) + β 3D(OP) + β4D(WGP) + u (1.3)
Trong đó: D(VGP), D(IR), D(EX), D(OP), D(WGP) lần lượt là chuỗi dữ liệu của
giá vàng trong nước, lãi suất tiền gửi, tỷ giá hối đoái USD/VND, giá dầu thế giới và giá vàng thế giới đã chuyển sang dạng sai phân bậc 1.
Kết quả hồi quy của mô hình (1.3):
Dependent Variable: D(VGP) Method: Least Squares
Date: 12/06/14 Time: 10:13
Sample (adjusted): 2007M02 2011M12 Included observations: 59 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 122953.9 93674.42 1.312566 0.1949
D(IR) 221002.8 99589.86 2.219130 0.0307
D(WGP) 22131.10 1777.268 12.45231 0.0000 Kết quả trên cho thấy, ở mức ý nghĩa 10%, giá trị P-value của các hệ số hồi quy các biến IR, OP, WGP đều nhỏ hơn 0,1 chứng tỏ các hệ số hồi quy ước lượng có ý nghĩa về
mặt thống kê. Biến EX có P-value = 0,377 > 0,1 nên không có ý nghĩa thống kê, do đó ta
loại biến EX ra khỏi mô hình (1.3) để có mô hình (1.4) như sau:
D(VGP) = β1D(IR) + β3D(OP) + β4D(WGP) + u (1.4)
Kết quả hồi quy của mô hình (1.4):
Dependent Variable: D(VGP) Method: Least Squares
Date: 12/06/14 Time: 10:21
Sample (adjusted): 2007M02 2011M12 Included observations: 59 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(IR) 228301.5 100926.8 2.262051 0.0276
D(OP) -24131.53 13851.73 -1.742131 0.0870
D(WGP) 23127.17 1703.600 13.57547 0.0000
Kết quả trên cho thấy, giá trị P-value của các hệ số hồi quy đều nhỏhơn 0,1 chứng tỏ
rằng các hệ số hồi quy ước lượng có ý nghĩa về mặt thống kê. Mô hình (1.4) được viết lại thành:
D(VGP) = 228301.54*D(IR) - 24131.53*D(OP) + 23127.17*D(WGP)
4.1.4 Kiểm tra sự phù hợp của mô hình
4.1.4.1 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Ma trận tương quan của các hệ số hồi quy trong mô hình (1.4) được thể hiện trong bảng
dưới đây:
IR OP WGP
IR 1.000000 0.770519 0.594013
OP 0.770519 1.000000 0.446768
WGP 0.594013 0.446768 1.000000
Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Kết quả cho thấy không có sựđa cộng tuyến trong mô hình vì hệ số tương quan giữa các biến nhỏhơn 0,8.
4.1.4.2 Kiểm tra hiện tượng tựtương quan
Để kiểm tra phương trình có hiện tượng tự tương quan hay không, chúng ta dùng kiểm
định d của Durbin-Watson. Thông thường ta thường áp dụng quy tắc kinh nghiệm đơn giản sau:
- Nếu 0 < d < 1: mô hình có tựtương quan dương.
- Nếu 1 < d < 3: mô hình không có tựtương quan.
- Nếu 3 < d< 4: mô hình có tựtương quan âm.
Có thể thấy từ kết quả hồi quy của mô hình (1.4), d có giá trịlà 1,679, như vậy 1<d<3, chứng tỏ mô hình không có tựtương quan.
Để giải thích rõ hơn, tác giả sử dụng kiểm định Breusch-Godfrey, kết quả kiểm định
như sau:
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.753318 Prob. F(2,54) 0.4757
Obs*R-squared 0.000000 Prob. Chi-Square(2) 1.0000
Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 12/06/14 Time: 11:01 Sample: 2007M02 2011M12 Included observations: 59
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(IR) 10300.78 101723.9 0.101262 0.9197 D(OP) -1784.587 14111.76 -0.126461 0.8998 D(WGP) 96.22459 1717.239 0.056034 0.9555 RESID(-1) 0.167775 0.137106 1.223688 0.2264 RESID(-2) -0.037812 0.137868 -0.274265 0.7849
Kết quả trên cho thấy giá trị P-value = 1 > 0,1. Do đó ta kết luận rằng mô hình (1.4) không có hiện tượng tựtương quan.
4.1.4.3 Kiểm tra hiện tượng phương sai sai sốthay đổi
Để kiểm tra hiện tượng phương sai sai sốthay đổi, ta sử dụng kiểm định White với giả
thuyết H0: Không có hiện tượng phương sai thay đổi.
Kết quả kiểm định:
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 1.805845 Prob. F(6,52) 0.1161
Obs*R-squared 10.17376 Prob. Chi-Square(6) 0.1175
Scaled explained SS 11.74988 Prob. Chi-Square(6) 0.0678
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares
Date: 12/06/14 Time: 11:18 Sample: 2007M02 2011M12 Included observations: 59
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2.92E+11 1.03E+11 2.825872 0.0067
D(IR)^2 7.89E+10 9.88E+10 0.798827 0.4280
D(IR)*D(OP) -1.54E+10 2.73E+10 -0.565699 0.5740
D(IR)*D(WGP) 2.84E+09 2.71E+09 1.047909 0.2995
D(OP)^2 3.78E+08 1.59E+09 0.238733 0.8123
D(OP)*D(WGP) -3.47E+08 2.96E+08 -1.173911 0.2458
Từ kết quả kiểm định ta thấy giá trị P-value = 0,1175 > 0,1. Do đó ta chấp nhận giả
thuyết H0, tức là mô hình (1.4) không có hiện tượng phương sai thay đổi.
4.1.5 Giải thích kết quảđạt được
Như vậy mô hình (1.4) không có hiện tượng đa cộng tuyến, không xảy ra hiện tượng tựtương quan, không bị hồi quy giả mạo, vì vậy các ước lượng trong mô hình (1.4) đáng
tin cậy để giải thích sựảnh hưởng của các yếu tốvĩ mô lên giá vàng Việt Nam giai đoạn 2007-2011. Mô hình cuối cùng thu được là:
D(VGP) = 228301.54*D(IR) - 24131.53*D(OP) + 23127.17*D(WGP)
Ý nghĩa của các hệ số hồi quy trong mô hình:
• RP
2
P
= 0,7356 cho thấy sựthay đổi của các biến trong mô hình (sai phân bậc 1 của lãi suất tiền gửi, sai phân bậc 1 của giá dầu thế giới, sai phân bậc 1 của giá vàng thế
giới) có thể giải thích được 73,56% sự thay đổi của sai phân bậc 1 giá vàng trong
nước giai đoạn 2007 - 2011.
• β1 = 228301: Trong điều kiện các yếu tốkhác không đổi, khi sai phân bậc 1 của lãi suất tiền gửi tăng (giảm) 1% thì sai phân bậc 1 của giá vàng Việt Nam tăng (giảm) 228301 đồng.
• β3 = 24131: Trong điều kiện các yếu tốkhác không đổi, khi sai phân bậc 1 giá dầu thế giới tăng (giảm) 1 USD vị thì sai phân bậc 1 giá vàng Việt Nam giảm (tăng) 24131 đồng.
• β4 = 23127: Trong điều kiện các yếu tốkhác không đổi, khi sai phân bậc 1 giá vàng thế giới tăng (giảm) 1 USD thì sai phân bậc 1 giá vàng Việt Nam tăng (giảm) 23127
đồng.
4.2 GIAI ĐOẠN TỪ THÁNG 1/2012 – THÁNG 5/2014:
Sau khi thu thập số liệu, tính toán các biến đưa vào mô hình nghiên cứu trong giai
đoạn này, kết quả thống kê mô tả biến phụ thuộc và các biến độc lập được tóm tắt như sau:
VGP IR EX OP SP WGP Mean 40907632 8.370483 20907.48 101.7003 26.21698 1497.469 Median 41721923 7.560000 20828.00 100.9823 27.43180 1585.500 Maximum 46871481 14.00400 21036.00 115.7789 34.14050 1747.010 Minimum 34408575 5.880000 20828.00 91.02123 19.36030 1225.400 Probability 0.298583 0.018187 0.086668 0.553450 0.205976 0.195281 Observations 29 29 29 29 29 29
Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Kết quảở Bảng 4.3 cho thấy giá vàng Việt Nam trung bình giai đoạn 2012 - tháng 5/2014 là 40,91 triệu đồng/lượng, trong đó giá vàng Việt Nam cao nhất trong dữ liệu phân tích là 46,87 triệu đồng/lượng và thấp nhất là 34,41 triệu đồng/lượng.
Lãi suất tiền gửi trung bình giai đoạn 2012 - tháng 5/2014 là 8,37%/năm trong đó
lãi suất tiền gửi cao nhất trong dữ liệu phân tích là 14,1%/năm và thấp nhất là 5,88%/năm.
Tỷ giá hối đoái trung bình giai đoạn 2012 - tháng 5/2014 là 20907 VND/USD trong
đó tỷ giá hối đoái cao nhất trong dữ liệu phân tích là 21036 VND/USD và thấp nhất là 20828 VND/USD.
Giá dầu thế giới trung bình giai đoạn 2012 - tháng 5/2014 là 101,7 USD/thùng trong
đó giá dầu thế giới cao nhất trong dữ liệu phân tích là 115,78 USD/thùng và thấp nhất là 91,02 USD/thùng.
Giá bạc thế giới trung bình giai đoạn 2012 - tháng 5/2014 là 26,22 USD/ounce trong
đó giá bạc thế giới cao nhất trong dữ liệu phân tích là 34,14 USD/ounce và thấp nhất là 19,36 USD/ounce.
Giá vàng thế giới trung bình giai đoạn 2012 - tháng 5/2014 là 1497,47 USD/ounce
trong đó giá vàng thế giới cao nhất trong dữ liệu phân tích là 1747,01 USD/ounce và thấp nhất là 1225,4 USD/ounce.
4.2.1 Mô hình hồi quy: