2.5 Phân tích sự tác động lạm phát, giá vàng thế giới và tỷ giá hố
2.5.3.2 Kiểm định sự tác động giữa các biến
Nhằm thu thập được bằng chứng chắc chắn hơn, tác giả tiến hành chạy mơ hình với đầy đủ các biến, thay vì loại bỏ biến INF ngay từ đầu, vì khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả như sau:
Dependent Variable: GOLD_VN Method: Least Squares
Date: 05/24/14 Time: 22:55 Sample: 1989 2013
Included observations: 25
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
INF 0.003972 0.018085 0.219649 0.8283
GOLD_WORLD 25.93386 1.203824 21.54290 0.0000
EXC 0.552422 0.154143 3.583815 0.0017
C -11.47745 1.875281 -6.120391 0.0000
R-squared 0.990067 Mean dependent var 11.92309 Adjusted R-squared 0.988648 S.D. dependent var 12.98712 S.E. of regression 1.383695 Akaike info criterion 3.633038 Sum squared resid 40.20684 Schwarz criterion 3.828059 Log likelihood -41.41298 Hannan-Quinn criter. 3.687129 F-statistic 697.7496 Durbin-Watson stat 0.422477 Prob(F-statistic) 0.000000
Bảng 2.3: Bảng hệ số kiểm định các biến
Với số liệu chạy được bằng Eviews, ta có thể thấy được kết quả Prob. của lần lượt các biến GOLD_WORLD và EXC đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, do đó, kết quả có ý nghĩa về mặt thống kê, hay nói các khác, các biến này có mối tác động
vào biến GOLD_VN. Tuy nhiên, biến INF lại có Prob. là 0.8283, rất lớn khi so sánh với mức ý nghĩa 5%.
Như vậy có thể khẳng định rằng: lạm phát khơng hề có sự tác động đến giá vàng trong nước, đặt trong bối cảnh nền kinh tế của Việt Nam, giai đoạn 1989- 2013. Điều này là phù hợp với nghiên cứu của Jana Šimáková (2011) và các nghiên cứu trước đây.
2.5.3.3 Kiểm định biến thừa trong mơ hình kiểm định
Như vậy, với kết quả thu được như trên, có thể nói giả định lạm phát tác động đến giá vàng trong nước, đặt trong bối cảnh Việt Nam đã hồn tồn có được câu trả lời. Và câu hỏi được đặt ra, đâu là nguyên nhân chính tác động đến sự tăng giá của vàng.
Tác giả sử dụng kiểm định biến thừa nhằm loại bỏ đi biến INF, đồng thời tiếp tục kiểm tra sự tác động của các biến cịn lại trong mơ hình lên GOLD_VN thơng qua kiểm định thừa biến, liệu rằng biến GOLD_WORLD và EXC có tác động lên GOLD_VN hay không.
Redundant Variables Test Equation: UNTITLED
Specification: GOLD_VN INF GOLD_WORLD EXC C Redundant Variables: INF
Value df Probability
t-statistic 0.219649 21 0.8283
F-statistic 0.048246 (1, 21) 0.8283 Likelihood ratio 0.057369 1 0.8107 F-test summary:
Sum of Sq. df Mean Squares
Test SSR 0.092372 1 0.092372
Restricted SSR 40.29921 22 1.831782 Unrestricted SSR 40.20684 21 1.914611 Unrestricted SSR 40.20684 21 1.914611
LR test summary:
Value df
Restricted LogL -41.44166 22 Unrestricted LogL -41.41298 21
Restricted Test Equation:
Dependent Variable: GOLD_VN Method: Least Squares
Date: 05/24/14 Time: 22:55 Sample: 1989 2013
Included observations: 25
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
GOLD_WORLD 26.08947 0.952003 27.40482 0.0000
EXC 0.526981 0.099484 5.297141 0.0000
C -11.14578 1.087709 -10.24702 0.0000
R-squared 0.990045 Mean dependent var 11.92309 Adjusted R-squared 0.989140 S.D. dependent var 12.98712 S.E. of regression 1.353434 Akaike info criterion 3.555333 Sum squared resid 40.29921 Schwarz criterion 3.701598 Log likelihood -41.44166 Hannan-Quinn criter. 3.595901 F-statistic 1093.925 Durbin-Watson stat 0.450228 Prob(F-statistic) 0.000000
Bảng 2.4: Bảng kiểm định biến thừa trong mơ hình kiểm định
Kết quả hồi quy trên cho thấy giá trị xác suất F-Statistic là 0.8283 rất lớn khi so sánh với giá trị kiểm định 5%. Qua đó, ta có thể chấp nhận giả thuyết H0, có nghĩa là biến INF là biến thừa trong mơ hình, hay nói cách khác sự tăng giảm của lạm phát khơng có tác động đến giá vàng trong nước.
Mơ hình thể hiện sự thay đổi với số lượng biến độc lập còn lại là GOLD_WORLD và EXC. Kết quả cho thấy, chỉ số tác động của 2 biến này tăng lên
đáng kể, đặc biệt là biến EXC, thay đổi từ 0.0017 thành 0.0000 khi tác giả loại bỏ biến INF. Chỉ số R2 hiệu chỉnh cũng khá tốt, tương đương 98.9%.
2.5.3.4 Kiểm định một số khuyết tật của mơ hình
Nhằm mục đích tối ưu hóa mơ hình, tác giả tiến hành thực hiện một số kiểm định mơ hình nhằm loại bỏ một số khuyết tật của mơ hình như : Đa cộng tuyến, phương sai thay đổi và tự tương quan.
Giả thuyết mơ hình có đa cộng tuyến bị bác bỏ, ngun nhân là chỉ số Prob của các biến GOLD_WORLD và EXC là khá tốt, nhỏ hơn giá trị kiểm định 5%.
2.5.3.4.1 Kiểm định phương sai thay đổi
Tác giả sử dụng kiểm định White để chạy mơ hình trên Eviews, kết quả như sau:
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 9.032648 Prob. F(5,19) 0.0002 Obs*R-squared 17.59701 Prob. Chi-Square(5) 0.0035 Scaled explained SS 17.19231 Prob. Chi-Square(5) 0.0041
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares
Date: 05/24/14 Time: 22:59 Sample: 1989 2013
Included observations: 25
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 19.27220 6.131800 3.142992 0.0054
GOLD_WORLD -38.25950 13.95055 -2.742509 0.0129 GOLD_WORLD^2 -35.11530 6.881701 -5.102707 0.0001 GOLD_WORLD*EXC 5.219765 1.290910 4.043478 0.0007
EXC^2 -0.000599 0.032298 -0.018537 0.9854 R-squared 0.703880 Mean dependent var 1.611968 Adjusted R-squared 0.625954 S.D. dependent var 2.613370 S.E. of regression 1.598319 Akaike info criterion 3.981345 Sum squared resid 48.53784 Schwarz criterion 4.273875 Log likelihood -43.76681 Hannan-Quinn criter. 4.062480 F-statistic 9.032648 Durbin-Watson stat 1.066083 Prob(F-statistic) 0.000158
Bảng 2.5: Bảng kiểm định phương sai thay đổi trong mơ hình kiểm định
Với kết quả thu được từ Eview, chỉ số Prob. Chi-Square đều rất nhỏ hơn giá trị kiểm định 5%, điều này chứng tỏ mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi. Tác giả quyết định khắc phục mơ hình bằng cách chia mơ hình gốc cho GOLD_WORLD, sau đó chạy lại mơ hình như sau:
Dependent Variable: GOLD_VN/GOLD_WORLD Method: Least Squares
Date: 05/24/14 Time: 23:03 Sample: 1989 2013
Included observations: 25
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 1/GOLD_WORLD -10.30477 0.740194 -13.92172 0.0000
C 23.54872 1.079391 21.81667 0.0000
EXC/GOLD_WORLD 0.559185 0.055564 10.06381 0.0000 R-squared 0.900882 Mean dependent var 16.58491 Adjusted R-squared 0.891872 S.D. dependent var 6.228758 S.E. of regression 2.048196 Akaike info criterion 4.383962 Sum squared resid 92.29233 Schwarz criterion 4.530227 Log likelihood -51.79953 Hannan-Quinn criter. 4.424530 F-statistic 99.97912 Durbin-Watson stat 0.635024 Prob(F-statistic) 0.000000
Tác giả tiếp tục kiểm định White nhằm kiểm tra liệu mơ hình khắc phục có cịn hiện tượng phương sai thay đổi hay không. Kết quả như sau:
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 1.232690 Prob. F(5,19) 0.3326
Obs*R-squared 6.123415 Prob. Chi-Square(5) 0.2944 Scaled explained SS 2.415874 Prob. Chi-Square(5) 0.7891
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares
Date: 05/24/14 Time: 23:04 Sample: 1989 2013
Included observations: 25
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -7.690202 9.733254 -0.790096 0.4392 1/GOLD_WORLD -38.93548 19.99966 -1.946807 0.0665 (1/GOLD_WORLD)^2 16.21789 9.391411 1.726886 0.1004 (1/GOLD_WORLD)*(EXC/GOLD_W ORLD) -1.183092 0.836043 -1.415110 0.1732 EXC/GOLD_WORLD 3.188817 1.782281 1.789178 0.0895 (EXC/GOLD_WORLD)^2 -0.001810 0.012228 -0.148015 0.8839 R-squared 0.244937 Mean dependent var 3.691693 Adjusted R-squared 0.046236 S.D. dependent var 3.803318 S.E. of regression 3.714353 Akaike info criterion 5.667849 Sum squared resid 262.1319 Schwarz criterion 5.960379 Log likelihood -64.84811 Hannan-Quinn criter. 5.748985 F-statistic 1.232690 Durbin-Watson stat 1.704368 Prob(F-statistic) 0.332585
Chỉ số Prob. Chi-Square của mơ hình khắc phục khi chia mơ hình gốc cho biến GOLD_WORLD đều lớn hơn giá trị kiểm định 5%, điều này chứng tỏ mơ hình đã khơng cịn hiện tượng phương sai thay đổi nữa.
2.5.3.4.2 Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Bằng cách sử dụng kiểm định Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test bậc 1, tác giả kiểm tra liệu mơ hình có hiện tượng tự tương quan hay không. Kết quả thu được từ Eview như sau:
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 47.24527 Prob. F(1,21) 0.0000 Obs*R-squared 17.30716 Prob. Chi-Square(1) 0.0000
Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/25/14 Time: 15:05 Sample: 1989 2013
Included observations: 25
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
GOLD_WORLD 1.574398 0.587051 2.681876 0.0140
EXC -0.053966 0.057027 -0.946315 0.3548
C -0.031995 0.617590 -0.051806 0.9592
RESID(-1) 1.109444 0.161408 6.873519 0.0000
R-squared 0.692286 Mean dependent var 4.97E-16 Adjusted R-squared 0.648327 S.D. dependent var 1.295814 S.E. of regression 0.768444 Akaike info criterion 2.456748 Sum squared resid 12.40062 Schwarz criterion 2.651768 Log likelihood -26.70934 Hannan-Quinn criter. 2.510838 F-statistic 15.74842 Durbin-Watson stat 2.372122
Prob(F-statistic) 0.000014
Bảng 2.7: Bảng kiểm định hiện tượng tự tương quan
Kết quả thu được từ Eview cho thấy chỉ số Prob. Chi-Square(1) là rất thấp khi so sánh với giá trị kiểm định 5%. Điều này có thể kết luận rằng mơ hình có hiện tượng tự tương quan bậc 1.
Trong Eview cho phép chúng ta sử dụng ký hiệu AR(1) cho mơ hình có tương quan bậc 1, AR(2) cho mơ hình có tương quan bậc 2 và AR(p) cho mơ hình có tương quan bậc p. Vì vậy, ta có thể gõ trực tiếp từ cửa sổ lệnh. Ví dụ, nếu tương quan bậc 1, ta gõ:
LS Y C X1 X2 AR(1). Diễn giải kết quả như sau:
- Hệ số ước lượng β4 của AR(1) cho ta biết giá trị của ρ.
- Các hệ số β1, β2 và β3 chính là hệ ước lượng của mơ hình ban đầu - Hàng “Convergence achieved after 15 iterations” là kết quả ước lượng hội tự sau 15 lần lặp.
- Ngồi ra, ta nhìn vào thống kê Durbin-Watson để kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi bằng cách xem DW và giá trị d
L và d
u tra bảng.
Dependent Variable: GOLD_VN Method: Least Squares
Date: 05/25/14 Time: 15:07 Sample (adjusted): 1990 2013
Included observations: 24 after adjustments Convergence achieved after 15 iterations
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GOLD_WORLD 24.90613 1.687493 14.75925 0.0000
EXC 0.655647 0.212004 3.092616 0.0055
AR(1) 0.993141 0.020472 48.51161 0.0000
Adjusted R-squared 0.995230 S.D. dependent var 13.09384 S.E. of regression 0.904363 Akaike info criterion 2.753298 Sum squared resid 17.17533 Schwarz criterion 2.900554 Log likelihood -30.03957 Hannan-Quinn criter. 2.792365 Durbin-Watson stat 1.220321 Inverted AR Roots .99
Mơ hình trên được chạy lại khi thêm AR(1). Tiếp tục kiểm định mơ hình với Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test bậc 1, ta thu được kết quả sau:
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 1.569357 Prob. F(1,20) 0.2248 Obs*R-squared 1.741535 Prob. Chi-Square(1) 0.1869
Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/25/14 Time: 15:07 Sample: 1990 2013
Included observations: 24
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
GOLD_WORLD -0.161717 1.670067 -0.096832 0.9238
EXC -0.026452 0.210249 -0.125813 0.9011
AR(1) -0.005319 0.020641 -0.257687 0.7993
RESID(-1) 0.317544 0.253480 1.252740 0.2248
R-squared 0.072564 Mean dependent var
-
0.012256 Adjusted R-squared -0.066551 S.D. dependent var 0.864058 S.E. of regression 0.892347 Akaike info criterion 2.761090
Sum squared resid 15.92568 Schwarz criterion 2.957432 Log likelihood -29.13307 Hannan-Quinn criter. 2.813179 Durbin-Watson stat 2.053833
Bảng 2.8: Bảng kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan
Kết quả thu được từ Eview cho thấy chỉ số Prob. Chi-Square(1) đã cao hơn giá trị kiểm định 5%. Điều này có thể kết luận rằng mơ hình đã khơng cịn hiện tượng tự tương quan bậc 1.
Như vậy mơ hình tổng qt rút ra được từ Eview có dạng như sau (làm trịn 2 chữ số thập phân):
GOLD_VN = 23.55*GOLD_WORLD + 0.56*EXC - 10.3
Như vậy, nhìn vào mơ hình ta có thể thấy được sự tác động rất mạnh đến giá vàng trong nước từ giá vàng thế giới và tỷ giá hối đoái.
2.6 Đánh giá sự tác động của lạm phát, giá vàng thế giới và tỷ giá hối đoái USD/VND lên giá vàng trong nước USD/VND lên giá vàng trong nước
Trong bài nghiên cứu, mục đích chính của tác giả là đi sâu vào phân tích sự tác động của các biến vĩ mô như lạm phát, giá vàng thế giới và TGHĐ USD/VND đối với giá vàng. Dữ liệu được hồi quy dựa trên phương pháp bình phương bé nhất OLS, kết quả từ Eviews cho thấy lạm phát khơng có sự tác động lên giá vàng trong nước, đặt trong bối cảnh của nền kinh tế Việt Nam, giai đoạn 1989-2013. Sau đó, tác giả tiếp tục sử dụng mơ hình hồi quy để làm rõ mối quan hệ của giá vàng trong nước, giá vàng thế giới và TGHĐ. Kết quả kiểm định cho thấy sự tác động rất mạnh của hai biến này lên giá vàng trong nước theo sự biến thiên cùng chiều. Sau đó, tác giả tiếp tục kiểm định một số khuyết điểm của mơ hình mới như: kiểm định thừa biến, kiểm định phương sai thay đổi và kiểm định tính tự tương quan của mơ hình nhằm đạt được mơ hình tốt nhất.
Chỉ số thu thập được mơ hình cũng cho thấy sự phụ thuộc của giá vàng trong nước vào hai biến độc lập là rất lớn. Kết quả chạy được từ mơ hình cho thấy
sự hợp lý với tình hình biến động thực tế đang diễn ra, phản ánh được tính chất phụ thuộc của giá vàng trong nước vào giá vàng thế giới và TGHĐ, vì bản chất của Việt Nam là nước nhập khẩu vàng.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 2
Như vậy, với kết quả chạy được từ mơ hình Eview, tác giả đã có những bằng chứng mang ý nghĩa thống kê trong việc chứng minh sự tác động của biến giá vàng thế giới và TGHĐ lên giá vàng trong nước. Đây là những kết luận quan trọng, giúp các nhà hoạch định kinh tế khoanh vùng những nguyên nhân, yếu tố vĩ mô cụ thể nhằm đưa ra những chính sách hiệu quả nhất, sáng suốt nhất trong việc kiểm soát tốt giá vàng trong nước.
CHƯƠNG 3: MỘT SỐ GIẢI PHÁP VỀ CHÍNH SÁCH QUẢN LÝ THỊ TRƯỜNG VÀNG VÀ KIỀM CHẾ TỶ GIÁ
Theo thống kê từ một số tờ báo uy tín, kể từ năm 1999 đến nay, NHTW và Chính phủ đã ban hành hơn 40 Nghị định và thông tư nhằm quản lý và điều chỉnh những điều bất cập về kinh doanh vàng theo từng thời kỳ. Việt Nam không phải là một nước có thể tác động đến giá vàng thế giới, lại càng khơng thể nắm vai trị là người dẫn dắt giá của kim loại quý này, hơn nữa nền kinh tế của Việt Nam luôn chịu sự ảnh hưởng rất lớn từ nền kinh tế của thế giới. Điều duy nhất chúng ta làm được đó chính là thu hẹp biên độ giữa giá vàng trong nước và thế giới, thực hiện chính sách TGHĐ theo hướng có lợi nhất cho sự phát triển kinh tế, nhằm phục vụ cho mục tiêu tăng trưởng mà khơng rơi vào tình trạng USD hóa và vàng hóa.
3.1 Rút ngắn khoảng cách giá giữa thị trường vàng trong nước và thế giới
Kể từ sau khi Nghị định 174/1999/NÐ-CP ngày 24/12/1999 ra đời, tiếp nối là Nghị định 64/2003/NĐ-CP của Chính phủ về việc sửa đổi, bổ sung Nghị định số 174/1999/NĐ-CP ngày 09/12/1999 của Chính phủ về quản lý hoạt động kinh doanh vàng, điểm nổi bật của những chính sách này chính là sự tự do hóa trong vấn đề quản lý thị trường vàng, theo đó vàng tiền tệ như thỏi vàng ký được quản lý chặt chẽ dưới sự kiểm sốt của chính sách dự trữ ngoại hối quốc gia, trong khi đó, vàng phi tiền tệ như vàng trang sức, thậm chí là vàng miếng lại được nới lỏng hơn. Theo đó, dưới sự hỗ trợ của chính sách nới lỏng, thị trường vàng trong thời kỳ này diễn ra rất sôi động, vàng được mua bán dễ dàng, giao dịch với khối lượng lớn, đặc biệt là năm 2006, Việt Nam lần đầu tiên cho ra đời hoạt động kinh doanh vàng tài khoản ở trong và cả ngoài nước.
Tuy nhiên, việc nới lỏng quản lý đối với thị trường vàng đã tạo ra những thách thức nhất định, nhất là khi giá vàng biến động phức tạp, vàng phi tiền tệ đã gây nên những tác động tiêu cực một cách sâu rộng cho nền kinh tế. Khi giá vàng có sự biến động tăng phức tạp kể từ năm 2002, các nhà đầu tư nhận thấy đầu tư vào vàng là kênh đầu tư mang lại tỷ suất lợi nhuận cao qua từng năm, trong khi các kênh
đầu tư khác lại mang nhiều rủi ro nhất định. Những đợt sóng vàng ngay lập tức thể hiện qua việc giá vàng tăng giảm khá bất ngờ. Từ những nhà đầu tư nhỏ lẻ, đến các tổ chức đầu tư mạo hiểm với tiềm lực tài chính mạnh mẽ lần lượt tham gia vào thị trường vàng, gây ra sự khan hiếm cung giả tạo, đồng thời kết hợp một số tin đồn