3.2.1. Hồi quy đơn:
3.2.1.1 Phƣơng trình hồi quy đơn
Tác giả sử dụng hồi quy đơn để xem xét biến động của giá vàng trong nước cĩ được giải thích bằng các biến độc lập khác như: giá vàng thế giới, tỷ giá, lạm phát, lãi suất tiền gửi. Bên cạnh đĩ, việc sử dụng Hồi quy đơn cũng để kiểm định tính vững của mơ hình hồi quy bội
Y = β0 + β1 Xi + u Với Y : giá vàng trong nước (giavang) i = 1,2,3,4…
X1 : giá vàng thế giới (goldworld) X2 : tỷ giá USD/VND (exr)
X3 : lạm phát thể hiện qua chỉ số giá tiêu dùng CPI (cpi) X4 : lãi suất tiền gửi hàng tháng (lendrate)
3.2.1.2. Giả thiết của mơ hình hồi quy đơn
*Giả thiết 1: biến độc lập Xi và biến phụ thuộc Y là tuyến tính. Biến độc lập cho trước và khơng ngẫu nhiên
E(Y/Xi) = β0 + β1 Xi
*Giả thiết 2: Sai số trong mơ hình là ngẫu nhiên và cĩ giá trị trung bình bằng 0, phương sai khơng đổi
E(ui) = 0
Var (ui) = σ2 = const
*Giả thiết 3: Biến độc lập Xi và sai số u khơng được tương quan với nhau tức là xuất hiện hiện tượng nội sinh
Cov (X,u) = 0
*Giả thiết 4: Sai số trong mơ hình cĩ phân phối chuẩn ui ~ N (0, σ2 )
*Giả thiết 5: số lượng quan sát phải nhiều hơn số biến độc lập trong mơ hình tức là
27
3.2.1.3. Kiểm định giả thuyết
*Quan hệ giữa giá vàng trong nước với giá vàng thế giới:
Đặt H0: β1 = 0 khơng cĩ tương quan giữa giá vàng trong nước và giá vàng thế giới.
H1: β1 ≠ 0 cĩ tương quan giữa giá vàng trong nước và giá vàng thế giới.
Nguyên tắc: bác bỏ H0 ở mức thống kê t lớn hơn giá trị tới hạn dương và nhỏ hơn giá trị tới hạn âm, ngược lại thì khơng bác bỏ H0.
*Quan hệ giữa giá vàng trong nước với tỷ giá USD/VND:
Đặt H0: β1 = 0 khơng cĩ tương quan giữa giá vàng trong nước và tỷ giá USD/VND
H1: β1 ≠ 0 cĩ tương quan giữa giá vàng trong nước và tỷ giá USD/VND
Nguyên tắc: bác bỏ H0 ở mức thống kê t lớn hơn giá trị tới hạn dương và nhỏ hơn giá trị tới hạn âm, ngược lại thì khơng bác bỏ H0.
*Quan hệ giữa giá vàng trong nước với lạm phát CPI:
Đặt H0: β1 = 0 khơng cĩ tương quan giữa giá vàng trong nước và lạm phát.
H1: β1 ≠ 0 cĩ tương quan giữa giá vàng trong nước và lạm phát.
Nguyên tắc: bác bỏ H0 ở mức thống kê t lớn hơn giá trị tới hạn dương và nhỏ hơn giá trị tới hạn âm, ngược lại thì khơng bác bỏ H0.
*Quan hệ giữa giá vàng trong nước với lãi suất tiền gửi: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Đặt H0: β1 = 0 khơng cĩ tương quan giữa giá vàng trong nước và lãi suất tiền gửi.
H1: β1 ≠ 0 cĩ tương quan giữa giá vàng trong nước và lãi suất tiền gửi.
28
Nguyên tắc: bác bỏ H0 ở mức thống kê t lớn hơn giá trị tới hạn dương và nhỏ hơn giá trị tới hạn âm, ngược lại thì khơng bác bỏ H0.
3.2.2. Hồi quy bội:
3.2.2.1. Phƣơng trình hồi quy bội:
Tác giả sử dụng mơ hình hồi quy bội để đo lường tác động của nhiều nhân tố đến giá vàng tại cùng một thời điểm. Mơ hình bao gồm 4 biến độc lập cùng tác động đến giá vàng sẽ cung cấp một cái nhìn tổng quát về sự biến động của giá vàng trong nước.
Mơ hình tổng quan:
Giavang = β0 + β1 goldworld + β2 exr + β3 cpi + β4 lendrate + u
Với:
Giavang = giá vàng trong nước (ngàn đồng/chỉ) goldworld = giá vàng thế giới (USD/ounce) exr = tỷ giá USD/VND (đồng)
cpi = lạm phát thể hiện qua chỉ số giá tiêu dùng CPI lấy gốc 2005 (%) lendrate = lãi suất tiền gửi hàng tháng (lendrate)
3.2.2.2. Giả thiết của mơ hình hồi quy bội
Ngồi 5 giả thiết tương tự như ở hồi quy đơn, mơ hình hồi quy bội cịn bổ sung thêm 2 giả thiết nữa sau đây:
*Giả thiết 6: Khơng cĩ sự tương quan giữa các biến độc lập trong mơ hình, tức là xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến
Cov (Xi, Xj) = 0 với i ≠ j
*Giả thiết 7: Khơng cĩ sự tương quan giữa các sai số trong mơ hình tức là xuất hiện hiện tượng tự tương quan
Cov (ui, uj) = 0 với i ≠ j
Hoặc các quan sát phải độc lập với nhau Cov (Yi, Yj) = 0 với i ≠ j
3.2.2.3. Kiểm định các giả thuyết
29
Đặt H0: β1 = β2 = β3 = β4 khơng cĩ tương quan giữa giá vàng trong nước và lãi suất tiền gửi.
H1: cĩ ít nhất một giá trị β ≠ 0
Nguyên tắc: bác bỏ H0 ở mức thống kê F lớn hơn giá trị tới hạn dương và nhỏ hơn giá trị tới hạn âm, ngược lại thì khơng bác bỏ H0.
* Kiểm định đa cộng tuyến:
Kiểm tra dấu tương quan của mơ hình, sau đĩ so sánh với hệ số tương quan của Hồi quy bội.
* Kiểm định phương sai thay đổi
Đặt H0: khơng cĩ hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình H1: cĩ hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình
Nguyên tắc: bác bỏ H0 nếu giá trị Chi bình phương lớn hơn mức ý nghĩa α (0.05) ngược lại thì khơng bác bỏ H0.
* Kiểm định hiện tượng tự tương quan (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Đặt H0: cĩ hiện tượng tự tương quan trong mơ hình
H1: khơng cĩ hiện tượng tự tương quan trong mơ hình
Nguyên tắc: bác bỏ H0 nếu giá trị Chi bình phương lớn hơn mức ý nghĩa α (0.05) ngược lại thì khơng bác bỏ H0.
* Kiểm định phương trình thiếu biến
Đặt H0: cĩ hiện tượng thiếu biến trong mơ hình
H1: khơng cĩ hiện tượng thiếu biến trong mơ hình
Nguyên tắc: bác bỏ H0 nếu giá trị p trong thống kê t nhỏ hơn mức ý nghĩa α (0.05) ngược lại thì khơng bác bỏ H0.
3.2.3. Hồi quy log- log:
3.2.3.1. Phƣơng trình hồi quy bội log-log:
Sử dụng mơ hình log-log để khắc phục tình trạng đa cộng tuyến và kiểm định trong trường hợp tồn tại hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi trong mơ
30
hình. Để giảm hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi, các biến được chuyển đổi sang dạng log-log, tức là thể hiện bằng tỷ lệ % trong mơ hình.
logGiavang = β0 + β1 loggoldworld + β2 logexr + β3 logcpi + β4 loglendrate
Với:
logGiavang = cơ số log của giá vàng trong nước (ngàn đồng/chỉ) loggoldworld = cơ số log của giá vàng thế giới (USD/ounce) logexr = cơ số log của tỷ giá USD/VND (đồng)
logcpi = cơ số log của lạm phát thể hiện qua chỉ số giá tiêu dùng CPI lấy gốc 2005 (%)
loglendrate = cơ số log của lãi suất tiền gửi hàng tháng (lendrate)
3.2.3.2. Giả thiết của mơ hình:
Các giả thiết của mơ hình log-log cũng tương tự với mơ hình hồi quy bội, bao gồm 7 giả thiết, cụ thể như sau:
*Giả thiết 1: biến độc lập Xi và biến phụ thuộc Y là tuyến tính. Biến độc lập cho trước và khơng ngẫu nhiên
E(Y/Xi) = β0 + β1 Xi
*Giả thiết 2: Sai số trong mơ hình là ngẫu nhiên và cĩ giá trị trung bình bằng 0, phương sai khơng đổi
E(ui) = 0
Var (ui) = σ2 = const
*Giả thiết 3: Biến độc lập Xi và sai số u khơng được tương quan với nhau tức là xuất hiện hiện tượng nội sinh
Cov (X,u) = 0
*Giả thiết 4: Sai số trong mơ hình cĩ phân phối chuẩn ui ~ N (0, σ2 )
*Giả thiết 5: số lượng quan sát phải nhiều hơn số biến độc lập trong mơ hình tức là
n > k với k là số biến độc lập
*Giả thiết 6: Khơng cĩ sự tương quan giữa các biến độc lập trong mơ hình, tức là xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
31
Cov (Xi, Xj) = 0 với i ≠ j
*Giả thiết 7: Khơng cĩ sự tương quan giữa các sai số trong mơ hình tức là xuất hiện hiện tượng tự tương quan
Cov (ui, uj) = 0 với i ≠ j
Hoặc các quan sát phải độc lập với nhau Cov (Yi, Yj) = 0 với i ≠ j
3.2.3.3. Kiểm định các giả thiết
Đối với mơ hìng log-log, các kiểm định giả thiết cũng tương tự như với mơ hình hồi quy bội, bao gồm: kiểm định đa cộng tuyến, phương sai thay đổi, tự tương quan và phương trình thiếu biến…
32
Chƣơng 4: DỮ LIỆU THU THẬP VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Giới thiệu cơ sở dữ liệu và nguồn thu thập
Để cĩ thể đo lường tác động của các nhân tố đến giá vàng, tác giả sử dụng dữ liệu thu thập từ các nguồn đáng tin cậy như sau:
- Giá vàng trong nước (Giavang): là trung bình giá bán vàng SJC niêm yết tại cơng ty Vàng Bạc Đá Quý Sài Gịn từ tháng 1/2001 đến tháng 12/2011. Đơn vị tính là : ngàn đồng/chỉ.
- Giá vàng thế giới (goldworld): là trung bình giá vàng thế giới lấy từ nguồn kitco.com từ tháng 1/2001 đến tháng 12/2011. Đơn vị tính là : USD/ounce.
- Tỷ giá USD/VND (exr): là số trung bình tỷ giá của USD/VND tại nguồn Datastream từ 1/2001 đến tháng 12/2011. Đơn vị tính là : đồng
- Lạm phát: thể hiện qua chỉ số giá tiêu dùng CPI lấy từ nguồn IFS với chuẩn so sánh năm 2005 = 0 từ tháng 1/2001 đến tháng 12/2011. Đơn vị tính: %.
- Lãi suất tiền gửi (landing rate): lãi suất tiền gửi hàng tháng lấy từ nguồn IFS 1/2001 đến tháng 12/2011. Đơn vị tính là : %
4.2. Phƣơng pháp xử lý số liệu và thơng tin
Sử dụng phần mềm Eview8 để xử lý mơ hình bằng các bước: chạy hồi quy, kiểm định các giả thuyết với cả 3 mơ hình: hồi quy đơn, hồi quy bội và hồi quy dạng log-log.
4.3. Kết quả kiểm định và phân tích dữ liệu 4.3.1. Mơ hình hồi quy đơn: 4.3.1. Mơ hình hồi quy đơn:
Y = β0 + β1 Xi + u
Với Y : giá vàng trong nước (giavang) i = 1,2,3,4…
X1 : giá vàng thế giới (goldworld) X2 : tỷ giá USD/VND (exr)
X3 : lạm phát thể hiện qua chỉ số giá tiêu dùng CPI (cpi) X4 : lãi suất tiền gửi hàng tháng (lendrate)
33
Với nguồn số liệu thu thập ở trên, tác giả đưa 132 quan sát theo tháng từ tháng 1/2001 đến tháng 12/2011 vào phần mềm eview 8, chạy hồi quy đơn để xem xét tương quan giữa từng biến độc lập X với biến phụ thuộc Y.
Bảng 3: Kết quả hồi quy đơn Biến độc lập Hệ số tƣơng quan Kiểm định t
(Prob.) Kiểm định F (Prob. F-sta) Goldworld EXR CPI LENDRATE 2,683118 0,608997 28,29247 293,9644 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.00000 0.00000 0.00000 0.00000
Kết quả hồi quy đơn của mơ hình được trình bày trong Bảng 1. Ước lượng OLS (Bình phương bé nhất) được sử dụng để hồi quy mơ hình trong trường hợp này.
Từ kết quả hồi quy, ta thấy biến goldworld cĩ hệ số dương với giá trị 2,683118, hàm ý là khi giá vàng thế giới (goldworld) tăng một đơn vị (USD/ounce) thì giá vàng trong nước tăng tương ứng 2,683118 ngàn đồng/chỉ. Kết quả cũng cho thấy cĩ mối tương quan thuận chiều giữa giá vàng thế giới và giá vàng trong nước. Kết quả kiểm định thống kê t và F đều cho giá trị bằng 0, nhỏ hơn mức ý nghĩa α=1%. Điều này cho thấy biến goldworld cĩ ý nghĩa thống kê trong mơ hình.
Khi xem xét biến Tỷ giá USD/VND (EXR) ta thấy biến exr cĩ hệ số dương với giá trị 0,608997, nghĩa là khi tỷ giá USD/VND (exr) tăng một đơn vị (đồng) thì giá vàng trong nước tăng tương ứng 0,608997 ngàn đồng/chỉ. Kết quả hồi quy cũng cho thấy cĩ mối tương quan thuận chiều giữa tỷ giá USD/VND và giá vàng trong nước. Kết quả kiểm định thống kê t và F đều cho giá trị bằng 0, nhỏ hơn mức ý nghĩa α=1%. Điều này cho thấy biến exr cĩ ý nghĩa thống kê trong mơ hình. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Đối với biến lạm phát (CPI) ta thấy biến cpi cĩ hệ số dương với giá trị 28,29247, điều này cĩ ý nghĩa là khi lạm phát (cpi) tăng một đơn vị (%) thì giá vàng trong nước tăng tương ứng 28,29247 ngàn đồng/chỉ. Kết quả hồi quy cũng cho thấy cĩ mối tương quan thuận chiều giữa lạm phát (cpi) và giá vàng trong nước. Kết quả kiểm định thống kê t và F đều cho giá trị bằng 0, nhỏ hơn mức ý nghĩa α=1%. Điều này cho thấy biến exr cĩ ý nghĩa thống kê trong mơ hình.
34
Đối với biến lãi suất tiền gửi (lendrate) ta thấy biến lendrate cĩ hệ số dương với giá trị 293,9644, điều này cĩ ý nghĩa là khi lãi suất tiền gửi (lendrate) tăng một đơn vị (%) thì giá vàng trong nước tăng tương ứng 293,9644 ngàn đồng/chỉ. Kết quả hồi quy cũng cho thấy cĩ mối tương quan thuận chiều giữa lãi suất tiền gửi (lendrate) và giá vàng trong nước. Kết quả kiểm định thống kê t và F đều cho giá trị bằng 0, nhỏ hơn mức ý nghĩa α=1%. Điều này cho thấy biến exr cĩ ý nghĩa thống kê trong mơ hình.
Tĩm lại: Cả 4 biến độc lập (goldworld, exr, cpi, lendrate) đều cĩ ý nghĩa thống kê trong mơ hình hồi quy đơn và đều cĩ tương quan cùng chiều dương với giá vàng trong nước.
4.3.2. Mơ hình hồi quy bội:
Trong kinh tế học, khi xem xét biến động của một biến phụ thuộc, người ta thường xét nĩ trong mối quan hệ với nhiều nhân tố tác động khác. Vì vậy, nhĩm tác giả sử dụng phương trình hồi quy bội để ước lượng các nhân tố cùng tác động đến giá vàng. Phương trình kinh tế lượng được diễn giải như sau:
Giavang = β0 + β1 goldworld + β2 exr + β3 cpi + β4 lendrate
Với:
Giavang = giá vàng trong nước (ngàn đồng/chỉ) goldworld = giá vàng thế giới (USD/ounce) exr = tỷ giá USD/VND (đồng)
cpi = lạm phát thể hiện qua chỉ số giá tiêu dùng CPI lấy gốc 2005 (%) lendrate = lãi suất tiền gửi hàng tháng (lendrate)
Bảng 4: Kết quả hồi quy bội
Biến độc lập Hệ số tƣơng quan Thống kê t (Prob)
Goldworld EXR CPI LENDRATE 2.307217 1.236062 -7.869888 18.52918 0.0000 0.0000 0.0000 0.0002 R2 = 0.993715.
35
Nhìn vào kết quả hồi quy bội ở bảng 2, ta thấy 4 biến độc lập đều cĩ giá trị p- value thống kê t bằng 0, tức cả 4 biến độc lập đều cĩ ý nghĩa thống kê trong mơ hình.
Biến giá vàng thế giới cĩ hệ số tương quan 2,307217 nghĩa là khi giá vàng thế giới tăng 1 đơn vị (1USD/ounce) thì giá vàng trong nước tăng 2,307217 đơn vị (ngàn đồng/chỉ) trong điều kiện các biến khác khơng đổi. Tương quan thuận chiều giữa giá vàng thế giới và giá vàng trong nước.
Biến tỷ giá USD/VND (exr) cĩ hệ số tương quan 0.236062 nghĩa là khi tỷ giá USD/VND tăng 1 đơn vị (đồng) thì giá vàng trong nước tăng 0.236062 đơn vị (ngàn đồng/chỉ) trong điều kiện các biến khác khơng đổi. Giữa tỷ giá và giá vàng trong nước cĩ tương quan thuận chiều.
Biến lãi suất tiền gửi (lendrate) cĩ hệ số tương quan 18.52918 nghĩa là khi lãi suất tiền gửi tăng 1 đơn vị (1%) thì giá vàng trong nước tăng 18.52918 đơn vị (ngàn đồng/chỉ) trong điều kiện các biến khác khơng đổi. Xuất hiện tương quan cùng chiều giữa lãi suất tiền gửi với giá vàng trong nước.
Biến lạm phát (cpi) cĩ hệ số tương quan -7,869888 nghĩa là khi lạm phát tăng 1 đơn vị (%) thì giá vàng trong nước giảm 7,869888 đơn vị (ngàn đồng/chỉ) trong điều kiện các biến khác khơng đổi. Ở đây ta thấy cĩ sự khác biệt về dấu giữa biến cpi với biến giá vàng trong nước so với hồi quy đơn.
Ta xét thêm về tương quan dấu khi sử dụng eview để xử lý, kết quả như sau: Như vậy, tương quan về dấu của biến cpi là cùng chiều với biến goldsell, nhưng khi hồi quy mơ hình lại cho ra dấu nghịch chiều, chúng ta cĩ thể kết luận: khi hồi quy mơ hình trong trường hợp này đã xuất hiện đa cộng tuyến đối với biến cpi.
Trong mơ hình Hồi Quy bội, khi kiểm định các giả thiết khác, ta cũng cĩ kết quả như sau:
Bảng 5: Kết quả kiểm định giả thiết Hồi Quy Bội.
Kiểm định hồi quy Kết quả
+Tự tương quan
+Phương sai khơng đổi +Đa cộng tuyến
0.0000 0.0000
36
Kết quả kiểm định cho thấy: biến cpi xuất hiện đa cộng tuyến do dấu tương quan khơng cùng chiều với kết quả xem xét dấu khi dùng eview để kiểm tra.
Đối với phần kiểm định tự tương quan, chúng ta xem xét số Prob. Chi-Square(2) = 0.0000 < 5%, tức là bác bỏ Ho, chấp nhận H1, nghĩa là khơng cĩ hiện tượng tự
(adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});