4.2.1. Kết quả tính toán mô hình ARDL
Kết quả tính toán mô hình ARDL cho kết quả tối ưu là mô hình ARDL (2,5,0,0,0,2,1) cho ở bảng sau:
Bảng 4.7: Kết quả tính toán mô hình ARDL Biến phụ thuộc: GIAVANGTRONGNUOC
Biến Hệ số hồi
quy
Sai số
chuẩn Thống kê t Xác suất
GIAVANGTRONGNUOC(-1) -0.047058 0.050820 -0.925987 0.3555 GIAVANGTRONGNUOC(-2) 0.041017* 0.023360 1.755909 0.0805 GIATG 0.995165*** 0.004139 240.4467 0.0000 GIATG(-1) 0.052275 0.050397 1.037270 0.3008 GIATG(-2) -0.041405* 0.023616 -1.753220 0.0810 GIATG(-3) -0.006161 0.006096 -1.010644 0.3133 GIATG(-4) 0.019783*** 0.006020 3.286091 0.0012
GIATG(-5) -0.013762*** 0.004251 -3.237306 0.0014 CPIM -0.053678** 0.021896 -2.451521 0.0150 CPIVN -0.000936 0.002963 -0.316021 0.7523 GIADAU 0.000783 0.000962 0.813475 0.4168 LAISUATCHOVAY -0.001209 0.003417 -0.353964 0.7237 LAISUATCHOVAY(-1) 0.013186*** 0.004981 2.647325 0.0087 LAISUATCHOVAY(-2) -0.010123*** 0.003301 -3.066980 0.0024 TIGIA 0.557412*** 0.016346 34.09988 0.0000 TIGIA(-1) 0.449620*** 0.039688 11.32896 0.0000 C -0.026027 0.044100 -0.590178 0.5557 @TREND 0.000103** 5.13E-05 2.017074 0.0449 R-squared 0.999993 Mean dependent var 16.11525 Adjusted R-squared 0.999992 S.D. dependent var 0.822939 S.E. of regression 0.002268 Akaike info criterion -9.266053 Sum squared resid 0.001117 Schwarz criterion -9.001063 Log likelihood 1106.761 Hannan-Quinn criter. -9.159221 F-statistic 1811719. Durbin-Watson stat 1.972050 Prob(F-statistic) 0.000000
*Ghi chú: *** ứng với mức ý nghĩa 1%, ** ứng với mức ý nghĩa 5% và * ứng với mức ý nghĩa 10%.
Nguồn: Tác giả tự tính toán trên phần mềm Eviews 9.0
Mô hình ARDL vừa tìm được có R2 = 0.999993 và R2 hiệu chỉnh (R-Bar-Squared) bằng 0.999992, tức là mô hình giải thích đến hơn 99% sự biến động của giá vàng theo các thành phần giá vàng trong quá khứ, giá vàng thế giới, lạm phát, tỷ giá, giá dầu và lãi suất cho vay.
4.2.2. Kết quả tính toán tác động dài hạn:
Kết quả tính toán tác động dài hạn từ mô hình ARDL(2,5,0,0,0,2,1) ở bảng sau:
Bảng 4.8: Kết quả tính toán tác động dài hạn
Biến phụ thuộc: GIAVANGTRONGNUOC
Biến Hệ số hồi
quy
Sai số
chuẩn Thống kê t Xác suất
GIATG 0.999856*** 0.001646 607.593900 0.0000 CPIMY -0.053355 0.021641 -2.465468 0.1145 CPIVN -0.000931 0.002945 -0.315999 0.7523 GIADAU 0.000778 0.000954 0.815187 0.4159 LAISUATCHOVAY 0.001842 0.001578 1.167558 0.2443 TIGIA 1.000985*** 0.004032 248.240772 0.0000 C -0.025870 0.043851 -0.589962 0.5558 @TREND
Ghi chú: *** ứng với mức ý nghĩa 1%, ** ứng với mức ý nghĩa 5% và * ứng với mức ý nghĩa 10%.
Nguồn: Tác giả tự tính toán trên phần mềm Eviews 9.0
Với kết quả tính toán tác động dài hạn từ mô hình ARDL cho thấy giá vàng thế giới và tỷ giá, giá dầu và lãi suất cho vay đều có tác động cùng chiều lên giá vàng trong dài hạn nhưng chỉ có giá vàng thế giới và tỷ giá là tác động có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Trong khi đó chỉ số giá tiêu dùng của Mỹ và Việt Nam lại có mối quan hệ ngược chiều với giá vàng và không có ý nghĩa thống kê.
Ý nghĩa các hệ số hồi quy có thể được được giải thích như sau:
- Giá vàng thế giới (GIATG): hệ số hồi quy của biến giá vàng thế giới là dương cho thấy kết quả phù hợp với giả thuyết nghiên cứu. Cụ thể, với mức ý nghĩa 1%, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, giá vàng thế giới tăng 1% làm cho giá vàng trong nước tăng khoảng 0.999856%..
- Tỷ giá (TIGIA): Tỷ giá có quan hệ cùng chiều với giá vàng trong dài hạn, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, tỷ giá VND/USD tăng 1% dẫn đến giá vàng trong nước tăng lên khoảng 1.000985%. Hệ số hồi quy của biến tỷ giá là dương với mức ý nghĩa 1% cho thấy kết quả phù hợp với giả thuyết nghiên cứu.
Như vậy, trong dài hạn yếu tố giá vàng thế giới và tỷ giá sẽ tác động với giá vàng trong nước với một cường độ không chênh lệch nhiều.
4.2.3. Kết quả tính toán mô hình ECM dựa trên cách tiếp cận ARDL
Gujarati (2003, trang 824), khi hai biến đồng liên kết, giữa chúng có mối quan hệ dài hạn, đang ở trạng thái cân bằng dù có thể không cân bằng trong ngắn hạn. Để phân tích ảnh hưởng của xu hướng thay đổi ngắn hạn lên cân bằng trong dài hạn, nghiên cứu sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số. Như vậy ở phương trình chính (phương trình (iii), giữa các biến tồn tại đồng liên kết, nghĩa là trong dài hạn phương trình (iii) đạt trạng thái cân bằng, tuy nhiên trong ngắn hạn có thể mất cân bằng và vì thế sai số hay phần dư được tạo ra từ phương trình (iii) được gọi là sai số cân bằng và có thể được sử dụng để liên hệ trạng thái ngắn hạn với dài hạn của chỉ số tăng trưởng kinh tế.
Nếu hệ số hồi quy của ECM (-1) khác không một cách có ý nghĩa thống kê thì trong ngắn hạn phương trình (iii) không đạt trạng thái cân bằng, tuy nhiên trong dài hạn cân bằng. Hệ số hồi quy của ECM (-1) được kỳ vọng mang dấu âm, vì bản thân ECM(- 1) là sai số điều chỉnh.
Kết quả tính toán mô hình ECM dựa trên cách tiếp cận ARDL cho kết quả như sau:
Bảng 4.9: Kết quả tính toán tác động ngắn hạn bằng mô hình ECM dựa trên cách tiếp cận ARDL
Biến phụ thuộc: GIAVANGTRONGNUOC
Biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Thống kê t Xác suất ∆(GIAVANGTRONGNUOC(-1)) -0.041017* 0.023360 -1.755909 0.0805 ∆(GIATG) 0.995165*** 0.004139 240.446748 0.0000 ∆(GIATG(-1)) 0.041405* 0.023616 1.753220 0.0810 ∆(GIATG(-2)) 0.006161 0.006096 1.010644 0.3133 ∆(GIATG(-3)) -0.019783*** 0.006020 -3.286091 0.0012 ∆(GIATG(-4)) 0.013762*** 0.004251 3.237306 0.0014 ∆(CPIM) -0.053678** 0.021896 -2.451521 0.0150 ∆(CPIVN) -0.000936 0.002963 -0.316021 0.7523 ∆(GIADAU) 0.000783 0.000962 0.813475 0.4168 ∆(LAISUATCHOVAY) -0.001209 0.003417 -0.353964 0.7237 ∆(LAISUATCHOVAY(-1)) 0.010123*** 0.003301 3.066980 0.0024 ∆(TIGIA) 0.557412*** 0.016346 34.099878 0.0000 ∆(@TREND()) 0.000103** 0.000051 2.017074 0.0449 CointEq(-1) -1.006041*** 0.035443 -28.384933 0.0000 Ghi chú: *** ứng với mức ý nghĩa 1%, ** ứng với mức ý nghĩa 5% và * ứng với mức ý nghĩa 10%.
Nguồn: Tác giả tự tính toán trên phần mềm Eviews 9.0
ECM(-1) = GIAVANGTRONGNUOC - (0.9999*GIATG - 0.0534*CPIM - 0.0009*CPIVN + 0.0008*GIADAU +0.0018*LAISUATCHOVAY + 1.0010+TIGIA -0.0259+0.0001*@TREND) (iv)
Trong ngắn hạn, kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa các yếu tố vĩ mô và biến động giá vàng trong nước có ý nghĩa thống kê như sau:
GIAVANGTRONGNUOC(-1): biến thiên của giá vàng trong nước ở một tháng trước đó có tác động ngược chiều với biến thiên giá vàng trong nước với mức ý nghĩa 10% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Biến thiên của giá vàng trong nước ở một tháng trước đó tăng 1% thì biến thiên của giá vàng trong nước hiện tại giảm 0.041017%.
GIATG: biến thiên của giá vàng thế giới có tác động cùng chiều với biến thiên giá vàng trong nước với mức ý nghĩa 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Biến thiên của giá vàng thế giới tăng 1% thì biến thiên của giá vàng trong nước hiện tại tăng 0.995165%.
GIATG(-1): biến thiên của giá vàng thế giới một tháng trước đó có tác động cùng chiều với biến thiên giá vàng trong nước với mức ý nghĩa 10% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Biến thiên của giá vàng thế giới một tháng trước đó tăng 1% thì biến thiên của giá vàng trong nước hiện tại tăng 0.041405%.
GIATG(-3): biến thiên của giá vàng thế giới ba tháng trước đó có tác động nghịch chiều với biến thiên giá vàng trong nước với mức ý nghĩa 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Biến thiên của giá vàng thế giới ba tháng trước đó tăng 1% thì biến thiên của giá vàng trong nước hiện tại giảm 0.019783%.
GIATG(-4): biến thiên của giá vàng thế giới bốn tháng trước đó có tác động cùng chiều với biến thiên giá vàng trong nước với mức ý nghĩa 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Biến thiên của giá vàng thế giới bốn tháng trước đó tăng 1% thì biến thiên của giá vàng trong nước hiện tại tăng 0.013762%.
CPIM: biến thiên của chỉ số giá tiêu dùng Mỹ có tác động ngược chiều với biến thiên giá vàng trong nước với mức ý nghĩa 5% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Biến thiên của chỉ số giá tiêu dùng Mỹ giảm 1% thì biến thiên của giá vàng trong nước hiện tại tăng 0.053678%.
LAISUATCHOVAY(-1): biến thiên của chỉ số lãi suất cho vay một tháng trước đó có tác động cùng chiều với biến thiên giá vàng trong nước với mức ý nghĩa 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Biến thiên của chỉ số lãi suất cho vay một tháng trước đó tăng 1% thì biến thiên của giá vàng trong nước hiện tại tăng 0.010123%.
TIGIA: biến thiên của chỉ số tỷ giá có tác động cùng chiều với biến thiên giá vàng trong nước với mức ý nghĩa 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Biến thiên của chỉ số tỷ giá tăng 1% thì biến thiên của giá vàng trong nước hiện tại tăng 0.557412%.
Hệ số của phần sai số hiệu chỉnh ECM(-1) là -1.006041có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, có nghĩa là giá trị biến thiên của chỉ số giá vàng bị khử đi khoảng 1.006041; đây cũng là mức chênh lệch giữa biến thiên ngắn hạn và dài hạn. Điều này chứng tỏ những cú sốc hoặc biến động ngắn hạn sẽ làm ảnh hưởng đến biến động giá vàng để đạt được điểm cân bằng trong dài hạn. Theo ước lượng này, tốc độ điều chỉnh chậm. Hệ số của phần sai số hiệu chỉnh ECM(-1) có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đã đảm bảo rằng nghiên
cứu có tồn tại quan hệ đồng tích hợp như đã tìm ra ở phần kiểm định đường bao theo Pesaran (1997).
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Bằng việc xử dụng phần mềm Eview 9 phân tích dữ liệu về tác động của các nhân tố vĩ mô đến biến động giá vàng Việt Nam trên cơ sở mô hình phân tích tác động ngắn hạn, dài hạn của mô hình ARDL. Kết quả phân tích cho ta biết rằng trong dài hạn thì giá vàng thế giới và tỷ giá có tác động đến biến động của giá vàng Việt Nam với độ tin cậy 99%. Trong ngắn hạn, tất cả các nhân tố trong mô hình đều có tác động đến biến động của giá vàng, tuy nhiên các tác động này có các độ trễ khác nhau và có độ tin cậy 90%. Thêm vào đó giá trị biến thiên của chỉ số giá vàng bị khử đi khoảng 1.006041; đây cũng là mức chênh lệch giữa biến thiên ngắn hạn và dài hạn. Điều này chứng tỏ những cú sốc hoặc biến động ngắn hạn sẽ làm ảnh hưởng đến biến động giá vàng để đạt được điểm cân bằng trong dài hạn.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN, GIẢI PHÁP VÀ KIẾN NGHỊ 5.1. Tóm tắt các kết quả chính của mô hình
5.1.1. Tác động trong dài hạn
Với kết quả tính toán tác động dài hạn từ mô hình ARDL cho thấy giá vàng thế giới và tỷ giá, chỉ số giá tiêu dùng trong nước, giá dầu đều có tác động cùng chiều lên giá vàng trong dài hạn nhưng chỉ có giá vàng thế giới và tỷ giá là tác động có ý nghĩa thống kê. Cụ thể, với mức ý nghĩa 1%, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, giá vàng thế giới tăng 1% làm cho giá vàng trong nước tăng khoảng 0.999856% và tỷ giá VND/USD tăng 1% dẫn đến giá vàng trong nước tăng lên khoảng 1.000985%. Trong khi đó chỉ số giá tiêu dùng của Mỹ, chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam, lãi suất cho vay và giá dầu không có ý nghĩa thống kê. Như vậy, trong dài hạn yếu tố giá vàng thế giới và tỷ giá sẽ tác động cùng chiều với giá vàng trong nước với một cường độ không chênh lệch nhiều.
5.1.2. Tác động trong ngắn hạn
Trong ngắn hạn, kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa các yếu tố và biến động giá vàng như sau:
Tương quan cùng chiều (+)/ ngược chiều (-) với giá vàng Việt Nam Giá vàng thế giới Giá vàng VN trong quá khứ Giá dầu Tỷ giá USD/ VND Lãi suất Lạm phát
DỰ BÁO CỦA TÁC GIẢ + + + + - +
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU + - + + -
Như vậy, so với dự báo trong chương 2, kết quả nghiên cứu trong ngắn hạn về tác động của các yếu tố vĩ mô đến biến động giá vàng Việt Nam, có sự khác biệt về tác động của giá vàng Việt Nam trong quá khứ, lãi suất và chỉ số giá tiêu dùng đến giá vàng Việt Nam. Cụ thể, như dự báo của tác giá, giá vàng Việt Nam trong quá khứ sẽ có tác động cùng chiều đến giá vàng Việt Nam. Tuy nhiên, như kết quả nghiên cứu, giá vàng Việt Nam của một tháng trước đó có tác động ngược chiều đến giá vàng Việt Nam. Có thể giải thích kết quả này như sau: Khi giá vàng Việt Nam của một tháng trước đó tăng, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, điều đó có thể dẫn đến tâm lý đổ xô bán vàng
của người dân và nhà đầu tư để thu lợi nhuận chênh lệch, dẫn đến cung vàng tăng so với cầu, giá vàng sẽ có xu hướng giảm nhẹ.
Theo kết quả nghiên cứu, lãi suất cho vay của một tháng trước đó tăng dẫn đến giá vàng Việt Nam tăng. Điều đó có thể giải thích như sau: Khi lãi suất của một tháng trước đó tăng, đồng nghĩa giá vàng của một tháng trước đó sẽ có xu hướng giảm. Khi đó, người dân và nhà đầu tư sẽ có xu hướng mua vàng đầu tư, cầu vàng tăng sẽ dẫn đến giá vàng tăng trở lại cân bằng với nguồn cung vàng.
Chỉ số giá tiêu dùng, cụ thể là chỉ số giá tiêu dùng Mỹ tăng sẽ dẫn đến giá vàng Việt Nam giảm. Theo phân tích, việc chỉ số giá tiêu dùng Mỹ tăng phần lớn xuất phát chủ yếu từ giá xăng dầu tăng. Dấu hiệu lạm phát tăng này làm cho Fed tăng lãi suất để kiểm soát tình trạng hiện tại. Khi đó, vàng thế giới sẽ kém hấp dẫn tới nhà đầu tư hơn và giảm giá.
Ngoài ra kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng, hệ số của phần sai số hiệu chỉnh ECM(- 1) là -0.992915 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, có nghĩa là giá trị biến thiên của chỉ số giá vàng bị khử đi khoảng 0.992915; đây cũng là mức chênh lệch giữa biến thiên ngắn hạn và dài hạn. Điều này chứng tỏ những cú sốc hoặc biến động ngắn hạn sẽ làm ảnh hưởng đến biến động giá vàng để đạt được điểm cân bằng trong dài hạn.
5.2. Kết luận và dự báo giá vàng trong nước cho giai đoạn sắp tới (Qúy 4/2016 – Qúy 1/2017) Qúy 1/2017)
Dựa trên kết quả phân tích trên về những nhân tố vĩ mô có tác động đến biến động giá vàng Việt Nam, có thể thấy rằng trong ngắn hạn, có tồn tại sự tác động từ những yếu tố vĩ mô đến giá vàng hiện tại, tuy nhiên mức độ không đáng kể ngoại trừ giá vàng thế giới và tỷ giá. Không chỉ trong ngắn hạn mà trong dài hạn, đây cũng là hai yếu tố có tác động cùng chiều lên lên giá vàng Việt Nam.
Kết quả của mô hình cho thấy tác động của các yếu tố vĩ mô đến giá vàng trong nước rất thấp. Điều này phản ánh đúng thực tế khi Việt Nam là nước nhập khẩu vàng trên 95% từ thị trường vàng bên ngoài. Bên cạnh đó, chính sách kiểm soát chặt chẽ của Chính phủ và Ngân hàng nhà nước lên giá vàng đã hạn chế những tác động của các yếu tố cung cầu đến biến động giá vàng Việt Nam. Đây cũng là nét đặc thù khác biệt của giá
vàng Việt Nam so với các thị trường khác trên thế giới khi không thể phản ánh đúng những thay đổi của các biến kinh tế vĩ mô khi xảy ra biến động.
Từ những kết luận này, có thể thấy, việc dự đoán giá vàng Việt Nam trong thời gian tới, mà cụ thể là quý 4 năm 2016 và quý 1 năm 2017, tác giả sẽ hướng đến việc dựa vào dự báo về sự biến động của hai yếu tố chính là giá vàng thế giới và tỷ giá.
5.2.1. Dự báo giá vàng thế giới
Để có thể có cái nhìn chính xác về xu hướng giá vàng Việt Nam trong giai đoạn sắp tới, chúng ta sẽ cùng nhìn lại bối cảnh nền kinh tế Việt Nam và thế giới với một số