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:
VGP = β0+ β1IR + β2EX + β3OP + β4SP + β5WGP + u (2.1)
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)
WGP: Giá vàng thế giới (đvt: USD/ounce)
Kết quả hồi quy của mô hình (2.1):
Dependent Variable: VGP Method: Least Squares Date: 12/13/14 Time: 01:47 Sample (adjusted): 1 29
Included observations: 29 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 3.40E+08 74855202 4.537096 0.0001 IR -636510.2 130350.8 -4.883057 0.0001 EX -15265.59 3414.363 -4.470992 0.0002 OP 82392.48 38058.63 2.164883 0.0410 SP 617084.0 224616.2 2.747281 0.0115 WGP 813.3383 6960.636 0.116848 0.9080
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, SP đều nhỏhơn 0,1 chứng tỏ các hệ số hồi quy ước lượng có ý nghĩa về
mặt thống kê. Biến WGP có P-value = 0,9080 > 0,1 nên không có ý nghĩa thống kê, do đó
Kết quả hồi quy của mô hình (2.2)
Dependent Variable: VGP Method: Least Squares Date: 12/13/14 Time: 01:51 Sample (adjusted): 1 29
Included observations: 29 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 3.45E+08 57988598 5.949022 0.0000
IR -640617.7 122915.0 -5.211876 0.0000
EX -15494.12 2740.579 -5.653595 0.0000
OP 82594.05 37230.06 2.218477 0.0362
SP 642246.4 62547.01 10.26822 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 (2.2) được viết lại thành:
VGP = 344975451 - 640617.73*IR - 15494.12*EX + 82594.05*OP + 642246.44*SP
4.2.2 Xử lý tồn tại xu thế của chuỗi dữ liệu: 4.2.2.1 Xét tính dừng của chuỗi dữ liệu: 4.2.2.1 Xét tính dừng của chuỗi dữ liệu:
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 giảm dần theo thời gian, dữ liệu không dao động xung quanh một giá trị trung bình cốđịnh trong suốt giai đoạn khảo sát. Do đó ta có thểxác định đây là một chuỗi không dừng.
Ta sử dụng 2 phương pháp là dùng giản đồ tựtương quan và kiểm định nghiệm đơn vị ADF để chứng minh điều đó:
a. Giản đồ tự tương quan
Hình 4.3 Giản đồ tựtương quan của giá vàng trong nước giai đoạn tháng 1/2012 - tháng 5/2014 0 5000000 10000000 15000000 20000000 25000000 30000000 35000000 40000000 45000000 50000000 Giá vàng Tháng
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.
b. Kiểm định nghiệm đơn vị
Tác giả sử dụng phương pháp kiểm định ADF để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu
giá vàng trong nước giai đoạn 2012 – tháng 5/2014 theo phương trình sau:
∆VGPt= β1+ δVGPt-1 + ut
Kết quả kiểm định:
Null Hypothesis: VGP has a unit root Exogenous: Constant
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.062923 0.7153
Test critical values: 1% level -3.699871
5% level -2.976263
10% level -2.627420
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VGP)
Method: Least Squares Date: 12/13/14 Time: 02:54 Sample (adjusted): 3 29
Included observations: 27 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
VGP(-1) -0.050228 0.047254 -1.062923 0.2984
D(VGP(-1)) 0.529938 0.171105 3.097145 0.0049
C 1856201. 1959181. 0.947437 0.3529
Kết quả cho thấy, ở mức ý nghĩa 10%, giá trị tuyệt đối của t = 1,06 < 2,62 và mức giá trị P-value = 0,71 > 0,1. Vậy chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là: Chuỗi dữ liệu giá vàng
trong nước giai đoạn từ tháng 01/2012 đến cuối tháng 05/2014 là chuỗi không dừng.
4.2.2.2 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 dự báo. Tác giả chọn phương pháp
Biểu đồ 4.4 Giá vàng trong nước giai đoạn tháng 1/2012 - tháng 5/2014 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. Ta tiếp tục sử dụng giản đồ tựtương quan và kiểm định nghiệm
đơn vịđể có kết luận chính xác hơn.
Hình 4.4 Giản đồ tựtương quan sai phân bậc 1 giá vàng trong nước giai đoạn tháng 1/2012 – tháng 5/2014 -3,000,000 -2,000,000 -1,000,000 0 1,000,000 2,000,000 3,000,000 4,000,000 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 DVGP
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=6)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.068949 0.0412
Test critical values: 1% level -3.699871
5% level -2.976263
10% level -2.627420
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VGP,2)
Method: Least Squares Date: 12/13/14 Time: 02:50 Sample (adjusted): 3 29
Included observations: 27 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(VGP(-1)) -0.512170 0.166888 -3.068949 0.0051
C -216300.6 191854.4 -1.127421 0.2703
Từ kết quả kiểm định trên, ở mức ý nghĩa 10%, giá trị tuyệt đối của t = 3,07 > 2,63 và mức giá trị P-value = 0,04 < 0,1. Vậy giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là: Chuỗi dữ liệu giá
vàng trong nước giai đoạn từ tháng 01/2012 đến cuối tháng 05/2014 sau khi lấy sai phân bậc 1 là chuỗi dừng.
4.2.3 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) + β3D(OP) + β4D(SP) + u (2.3)
Trong đó: D(VGP), D(IR), D(EX), D(OP), D(SP) 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 bạc thế giới đã chuyển sang dạng sai phân bậc 1.
Kết quả hồi quy của mô hình (2.3):
Dependent Variable: D(VGP) Method: Least Squares
Date: 12/13/14 Time: 19:39 Sample (adjusted): 2 29
Included observations: 28 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -107424.1 128122.7 -0.838447 0.4104
D(IR) -272747.7 255752.6 -1.066451 0.2973
D(EX) -6567.015 3121.924 -2.103516 0.0466
D(OP) 8062.209 33914.23 0.237723 0.8142
Kết quả trên cho thấy, ở mức ý nghĩa 10%, giá trị P-value của các hệ số hồi quy các biến EX, SP đều nhỏhơn 0,1 chứng tỏ các hệ số hồi quy ước lượng có ý nghĩa về mặt thống kê. Biến IR có P-value = 0,29 > 0,1; biến OP có P-value = 0,81 > 0,1 nên không có ý nghĩa
thống kê, do đó ta loại 2 biến IR và OP ra khỏi mô hình (2.3) để có mô hình (2.4) như sau: D(VGP) = β2D(EX) + β4D(SP) + u (2.4)
Kết quả hồi quy của mô hình (2.4):
Dependent Variable: D(VGP) Method: Least Squares
Date: 12/13/14 Time: 19:54 Sample (adjusted): 2 29
Included observations: 28 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(EX) -7245.460 2819.054 -2.570174 0.0162
D(SP) 528516.1 57683.67 9.162318 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 (2.4) được viết lại thành:
D(VGP) = -7245.46*D(EX) + 528516.07*D(SP)
4.2.4 Kiểm tra sự phù hợp của mô hình
4.2.4.1 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Ma trận tương quan của các hệ số hồi quy trong mô hình (2.4) được thể hiện trong bảng
dưới đây:
Bảng 4.4 Ma trận tương quan của các hệ số hồi quy của mô hình (2.4) IR OP WGP
IR 1.000000 0.770519 0.594013
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.
4.2.4.2 Kiểm tra hiện tượng tựtương quan
Để kiểm tra phương trình (2.4) có hiện tượng tựtương quan hay không, ta dùng kiểm
định d của Durbin-Watson và cũng áp dụng quy tắc 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 (2.4), d có giá trị là 1,26. 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 1.574327 Prob. F(2,24) 0.2278
Obs*R-squared 3.156560 Prob. Chi-Square(2) 0.2063
Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 12/13/14 Time: 20:11 Sample: 2 29
Included observations: 28
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(EX) 459.9490 2770.975 0.165988 0.8696
D(SP) -10076.28 56795.05 -0.177415 0.8607
RESID(-1) 0.362174 0.210523 1.720357 0.0982
Kết quả trên cho thấy giá trị P-value = 0,2 > 0,1. Do đó ta kết luận rằng mô hình (2.4) không có hiện tượng tựtương quan.
4.2.4.3 Kiểm tra hiện tượng phương sai sai sốthay đổi
Để kiểm tra hiện tượng phương sai sai sốthay đổi, tác giả sử dụng kiểm định White với giả thuyết H0: Không có hiện tượng phương saithay đổi.
Kết quả kiểm định:
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 0.357286 Prob. F(3,24) 0.7843
Obs*R-squared 1.197040 Prob. Chi-Square(3) 0.7537
Scaled explained SS 0.812462 Prob. Chi-Square(3) 0.8465
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares
Date: 12/13/14 Time: 20:13 Sample: 2 29
Included observations: 28
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2.64E+11 7.96E+10 3.320746 0.0029
D(EX)^2 40870121 86613231 0.471869 0.6413
D(EX)*D(SP) 6.61E+09 1.18E+10 0.560345 0.5804
D(SP)^2 5.28E+09 1.27E+10 0.414462 0.6822
Từ kết quả kiểm định ta thấy giá trị P-value = 0,75 > 0,1. Do đó ta chấp nhận giả thuyết H0, tức là mô hình (2.4) không có hiện tượng phương sai thay đổi.
Như vậy mô hình (2.4) không xảy ra hiện tượng tự tương quan, không bị hồi quy giả
mạo, vì vậy các ước lượng trong mô hình (2.4) đáng tin cậy để giải thích sựảnh hưởng của các yếu tốvĩ mô lên giá vàng Việt Nam giai đoạn 2012 - tháng 5/2014. Mô hình cuối cùng
thu được là:
Ý nghĩa của các hệ số hồi quy trong mô hình:
• RP
2
P
= 0,78 cho thấy sựthay đổi của các biến trong mô hình (sai phân bậc 1 của tỷ giá hối đoái, sai phân bậc 1 của giá bạc thế giới) có thể giải thích được 78% sựthay đổi của sai phân bậc 1 giá vàng trong nước giai đoạn 2011 - tháng 5/2014.
• β2 = 228301: Trong điều kiện các yếu tốkhác không đổi, khi sai phân bậc 1 tỷ giá hối đoái USD/VND tăng (giảm) 1 đồng vị thì sai phân bậc 1 giá vàng Việt Nam giảm (tăng) 7245 đồng.
• β4 = 24131: Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi giá bạc thế giới tăng
(giảm) 1 USD thì giá vàng Việt Nam tăng (giảm) 528516 đồng.
4.2.5 Mô hình ARIMA
Để lựa chọn một mô hình Arima dựbáo giá vàng trong nước phù hợp, đầu tiên ta dựa vào hình 4.4 (Giản đồ tự tương quan sai phân bậc 1 giá vàng trong nước giai đoạn tháng 1/2012 - tháng 5/2014):
Ta nhận thấy sau khi lấy sai phân bậc 1, chuỗi đã dừng, ACF giảm nhanh về 0 sau 1 độ
trễ, PACF cũng giảm nhanh về 0 sau 1 độ trễ. Ta có mô hình ARIMA(1,1,1).
Kết quả ước lượng mô hình ARIMA(1,1,1):
Dependent Variable: D(VGP) Method: Least Squares
Date: 12/18/14 Time: 11:54
Sample (adjusted): 2012M03 2014M05 Included observations: 27 after adjustments Convergence achieved after 12 iterations MA Backcast: 2012M02
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -367390.3 317836.3 -1.155910 0.2591
AR(1) 0.130355 0.293020 0.444866 0.6604
MA(1) 0.516909 0.264018 1.957856 0.0620
R-squared 0.309635 Mean dependent var -355943.1
Sum squared resid 2.16E+13 Schwarz criterion 30.61140
Log likelihood -408.3101 Hannan-Quinn criter. 30.51023
F-statistic 5.382118 Durbin-Watson stat 1.980387
Prob(F-statistic) 0.011720
Inverted AR Roots .13
Inverted MA Roots -.52
Kết quả kiểm tra phần dư có nhiễu trắng:
Như vậy, sai số của mô hình ARIMA(1,1,1) là một chuỗi dừng và nó có phân phối chuẩn. Sai số này là nhiễu trắng.
Sau khi thử với một vài mô hình khác nhau có thể có (phụ lục), ta có bảng xác định các tiêu chuẩn đánh giá sau:
Bảng 4.5 Các tiêu chuẩn đánh giá một số mô hình ARIMA Mô hình ARIMA BIC Adjusted RP
2 SEE
ARIMA(1,1,1) 30,61 0,25 948416,5
ARIMA(1,1,2) 30,67 0,2 977895
ARIMA(2,1,2) 30,815 0,12 1047532
ARIMA(2,1,1) 30,64 0,26 959925,5
Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews
Qua so sánh ta nhận thấy mô hình ARIMA(1,1,1) là mô hình phù hợp nhất để hỗ trợ
cho việc dự báo giá vàng Việt Nam.
Mô hình ARIMA(1,1,1) được viết lại thành:
D(VGP) = 0,13*D(VGP)t-1 + 0,52*et-1