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 thông tin đang được chú ý ở thời điểm hiện tại sẽ ảnh hưởng đến biến động của giá vàng thế giới như:
- Lãi suất cơ bản của Cục dự trữ Liên bang Mỹ (FED) tiếp tục duy trì ở mức thấp gây sức ép giảm giá đồng USD và tăng lợi thế cho vàng. Việc cơ quan này chưa vội thắt chặt lãi suất sau lần tăng đầu tiên trong vòng 7 năm hồi tháng 12/2015 đã giúp hỗ trợ đà tăng của giá vàng thế giới. Tuy nhiên, thị trường vàng thế giới luôn trong trạng thái cảnh giác trước các động thái của FED. Nhiều nhà đầu tư tin tưởng FED sẽ không tăng mạnh lãi suất trong năm tới, trong bối cảnh triển vọng kinh tế ở châu Âu và Trung Quốc còn bấp bênh, và nước Mỹ sẽ có tổng thống mới. Một yếu tố vĩ mô nữa cũng chi phối biến động trên thị trường vàng thế giới đó là lạm phát. Theo nhà quản lý quỹ James Luke thuộc Schroders, nếu lạm phát tăng nhanh hơn tốc độ nâng lãi suất của ngân hàng trung ương, giá vàng thế giới vẫn sẽ đi lên. - Hoạt động mua bán của các quỹ trao đổi vàng (ETF) được xem là yếu tố quan trọng đối với giá vàng thế giới. Theo BlackRock – một công ty quản lý tài sản, có khoảng 27 tỷ USD đã chảy vào các quỹ trao đổi vàng, qua đó góp phần hỗ trợ kịp thời giá vàng thế giới. Theo đánh giá, đà xuống giá của vàng sẽ ở mức hạn chế, do những yếu tố giúp đẩy nhu cầu mua vàng giao ngay và vàng thanh của ETF tăng cao từ đầu năm 2016 sẽ tiếp tục được duy trì.
- Nhu cầu vàng của Trung Quốc và Ấn Độ – hai nước tiêu thụ vàng lớn nhất thế giới, cũng là một yếu tố chi phối triển vọng của giá kim loại quý này. Trung Quốc hiện giữ vai trò quan trọng trong giao dịch vàng thông qua hai sở giao dịch là Shanghai Gold Exchange và Shanghai Futures Exchange. Tuy nhiên, nhu cầu vàng từ đầu
năm tới nay rất nhỏ. Giới phân tích đang cân nhắc xem liệu sự rớt giá gần đây của vàng thế giới có thúc đẩy các hoạt động mua vàng tại châu Á, đặc biệt là tại Ấn Độ vào thời điểm mùa cưới hỏi đang đến gần. Trong khi đó, bong bóng bất động sản phình to tại Trung Quốc cùng với sự yếu đi của đồng Nhân dân tệ có thể sẽ thúc đẩy hoạt động mua vàng.
- Ngân hàng trung ương Anh (BOE) quyết định hạ lãi suất cơ bản xuống mức thấp kỷ lục 0.25% từ mức lãi suất 0.5% vốn được duy trì từ tháng 03/2009, đồng thời mở rộng chương trình nới lỏng định lượng thêm 60 tỷ bảng lên 435 tỷ bảng nhằm khuyến khích đầu tư để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế thời kỳ hậu Brexit.
- Ngân hàng Trung ương châu Âu (ECB) giảm lãi suất tái cấp vốn và lãi suất cho vay, giảm lãi suất tiền gửi và tăng chương trình mua trái phiếu chính phủ, doanh nghiệp từ 20 tỷ lên 80 tỷ euro/ tháng để kích thích nền kinh tế và đẩy lạm phát tăng cao.
- Ngân hàng trung ương Nhật Bản nới lỏng chính sách tài khóa khi khởi động gói kích thích kinh tế mới trị giá 4.600 tỷ yên (~45 tỷ USD) trong năm 2016 nhằm thúc đẩy nền kinh tế Nhật Bản.
- Ngân hàng trung ương Trung Quốc (PBC) tiếp tục mở rộng các chương trình tín dụng, hạ dự trữ bắt buộc nhằm chặn đà suy giảm tăng trưởng và đối phó với những khó khăn trước mắt, bất chấp những cảnh báo về rủi ro dài hạn khi nợ doanh nghiệp và quốc gia đang nằm trong ngưỡng nguy hiểm. Dự báo có thể phá giá nhân dân tệ để hỗ trợ xuất khẩu do nỗ lực chuyển đổi sang mô hình tăng trưởng cân bằng hơn đang vấp phải nhiều khó khăn.
- Trong báo cáo cập nhật của Qũy Tiền tệ quốc tế (IMF) về triển vọng toàn cầu, kinh