STT Yếu tố Kết quả nghiên cứu thực nghiệm Kỳ vọng ảnh hưởng trong bài nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu
1 Tỷ lệ lạm phát +/- + +
2 Chỉ số chứng khốn + - Khơng tác động
3 Cung tiền +/- + +
4 Tỷ giá hối đối +/- + Khơng tác động 5 Giá vàng thế giới +/- + +
Ghi chú: (+) có nghĩa là các nhân tố có tương quan thuận, (-) nhân tố có tương quan nghịch.
Ảnh hưởng của lạm phát đến giá vàng Việt Nam là cùng chiều phù hợp với kết quả nghiên cứu thực nghiệm và kỳ vọng của bài nghiên cứu. Lạm phát tăng làm cho giá cả hàng hóa tăng, giá trị thật của đồng Việt Nam sẽ giảm đi. Việc giữ tiền đồng hoặc các tài sản bằng tiền đồng sẽ giảm đi giá trị, nên xu hướng mua vàng để bảo toàn vốn sẽ gia tăng kéo theo sự gia tăng giá vàng nội địa.
Trong thời điểm nghiên cứu, kể từ năm 2004 lạm phát có dấu hiệu quay trở lại và có những tác động nhất định đặc biệt lạm phát tăng trở lại ở mức 2 con số từ năm 2007. Trong thời kỳ 2007-2012, chỉ số giá tiêu dùng tháng 12 so với tháng 12 năm trước đều tăng trên 10%/năm (trừ năm 2009 và năm 2012). Với thói quen tích trữ vàng (theo NHNN thì lượng vàng trong dân rất lớn, khoảng 300 - 500 tấn) và tâm lý e ngại lạm phát của người dân Việt Nam, khi lạm phát có xu hướng tăng là cơ hội tốt để thúc đẩy tăng giá vàng nội địa. Kết quả nghiên cứu này tương tự như kết luận của Sindhu (2013), nhưng ngược với Ismail và cộng sự (2009) – Tỷ lệ lạm phát và giá vàng có tương quan nghịch và khác với nghiờn cu ca Topỗu (2010) v Cengiz Toraman v cng sự (2011) – Tỷ lệ lạm phát không tác động đến giá vàng .
Cung tiền M1 cũng tác động theo chiều thuận với giá vàng Việt Nam phù hợp với kết quả nghiên cứu thực nghiệm và kỳ vọng của bài nghiên cứu. Mở rộng cung tiền quá mức trong thời gian qua, được đa số các nhà nghiên cứu và tổ chức quốc tế thừa nhận là tác nhân chính gây ra lạm phát nên cung tiền có những tác động đáng kể đến giá vàng Việt Nam. Thông qua biến động của Cung tiền là dấu hiệu kỳ vọng cho sự thay đổi lạm phát và tỷ giá nên giới đầu cơ gom vàng, điều này hỗ trợ tốt cho sự tăng giá vàng Việt Nam. Kết quả nghiên cứu này tương tự kết luận của Ismail và cộng sự (2009) nhưng ngược với kết lun ca Topỗu (2010) – Cung tiền tương quan nghịch với giá vàng.
Giá vàng thế giới ảnh hưởng theo chiều thuận với giá vàng Việt Nam, phù hợp với kỳ vọng của bài nghiên cứu. Giá vàng Việt Nam phụ thuộc vào giá quy đổi của thế giới, được neo theo giá vàng thế giới bất chấp sự chênh lệch lớn thậm chí ngược chiều giữa giá vàng thế giới và giá vàng quy đổi theo VND trong khoảng thời gian 2008 trở lại đây. Kết quả nghiên cứu này tương tự kết luận của Jitprapan (2006).
Đối với biến Tỷ giá hối đối USD/VND khơng có ý nghĩa thống kê, như vậy sự biến động của Giá vàng Việt Nam không phải là nguyên nhân gây ra bởi Tỷ giá hối đoái USD/VND, đây cũng là điểm khác biệt với kỳ vọng của bài nghiên cứu và kết quả nghiên cứu thực nghiệm Ismail và cộng sự (2009), Pravit Khaemasunun (2009) và Sindhu (2013). Tuy nhiên, trong phạm vi bài nghiên cứu tác giả chỉ xem xét tỷ giá liên ngân hàng mà chưa xem xét tỷ giá thị trường tự do. Vào thời điểm trước năm 2011, tình trạng Đơ la hóa rất báo động ở Việt Nam nên tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do là một yếu tố cần xem xét nghiên cứu.
Chỉ số chứng khốn VN Index khơng có ý nghĩa thống kê, như vậy sự biến động của giá vàng Việt Nam không phải là nguyên nhân gây ra bởi chỉ số VN Index. Điều này cũng có thể lý giải đầu tư vào chứng khoán chỉ giới hạn một nhóm đối tượng nhất định trong khi đối tượng mua vàng tại Việt Nam thể hiện đại đa số người dân. Khi thị trường chứng khốn có những biến động đi xuống thì khơng có sự dịch chuyển vốn của nhóm đối tượng này sang thị trường vàng, để thúc đẩy giá vàng tăng lên. Lý giải khác về việc không dịch chuyển vốn giữa hai thị trường này là hành vi mua bán trên thị trường vàng trong thời gian qua chủ yếu là đầu cơ, lướt sóng và phịng ngừa lạm phát nhiều hơn là đầu tư, trong khi hành vi mua bán trên TTCK nghiêng về hướng đầu tư nhiều hơn. Kết luận này trái với kỳ vọng của bài nghiên cứu và tương tự với kết luận của Ismail và
cộng sự (2009) - thị trường chứng khốn khơng tác động đến giá vàng, và khác với kết luận của Topỗu (2010).
Mụ hỡnh giải thích tác động của các yếu tố đến giá vàng Việt Nam khoảng 41%, phần còn lại là được giải thích bởi ảnh hưởng của các yếu tố khác ngồi mơ hình. Điều này có thể giải thích được từ những biến động tăng giá vàng Việt Nam do hiện tượng đầu cơ làm giá, tâm lý người dân và chính sách quản lý thị trường vàng của NHNN ảnh hưởng rất mạnh đến giá vàng trên thị trường Việt Nam như đã trình bày tại chương 2.
Kết luận chương 4
Chương 4 cho thấy kết quả hồi quy của mơ hình tuyến tính đa biến với các kiểm định đều phù hợp. Các biến nghiên cứu đều có tính dừng nên tránh được hiện tượng hồi quy giả mạo, khơng có tự tương quan, đa cộng tuyến và khơng có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Từ kết quả của mơ hình, có thể thấy sự tác động cùng chiều của Tỷ lệ lạm phát, Cung tiền M1 và Giá vàng thế giới đến Giá vàng Việt Nam. Việc so sánh với kết quả nghiên cứu trước đồng thời liên hệ thực nghiệm đến những biến động trong giai đoạn khảo sát đã cho thấy kết quả nghiên cứu là phù hợp với cơ sở lý thuyết và thực trạng nền kinh tế Việt Nam.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN
5.1. Những kết quả đạt được của luận văn
Nghiên cứu này đã tiến hành kiểm định các yếu tố tác động đến giá vàng Việt Nam trong giai đoạn 2004 – 2012. Biến phụ thuộc là Giá vàng Việt Nam và năm biến độc lập bao gồm Tỷ lệ lạm phát, Cung tiền M1, Tỷ giá USD/VND, Giá vàng thế giới, Chỉ số chứng khốn VN Index đã được đưa vào mơ hình nghiên cứu.
Để tiến hành nghiên cứu tác giả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu, trong đó chỉ có Tỷ lệ lạm phát dừng ở nguyên phân, năm biến còn lại bao gồm Giá vàng Việt Nam, Giá vàng thế giới, Tỷ giá hối đoái USD/VND, Chỉ số chứng khoán VN Index và Cung tiền M1 dừng ở sai phân bậc 1. Các biến nghiên cứu đều có tính dừng nên tránh được hiện tượng hồi quy giả mạo, mơ hình khơng có tự tương quan, đa cộng tuyến và khơng có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Kết quả nghiên cứu cho thấy:
Nhân tố Tỷ lệ lạm phát tương quan thuận với giá vàng Việt Nam. Nhân tố Giá vàng thế giới tương quan thuận với giá vàng Việt Nam. Nhân tố Cung tiền M1 tương quan thuận với giá vàng Việt Nam.
Nhân tố Tỷ giá hối đoái USD/VND và Chỉ số chứng khốn VN Index khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Mặc khác từ kết quả nghiên cứu cho thấy khoảng 41% sự thay đổi của giá vàng Việt Nam được giải thích bởi các biến trên, phần cịn lại sự thay đổi của giá vàng Việt Nam được giải thích bởi ảnh hưởng của các biến ngồi mơ hình.
5.2. Những mặt hạn chế của luận văn và hướng nghiên cứu tiếp theo.
Hạn chế nghiên cứu này là sử dụng tỷ giá hối đoái USD/VND liên ngân hàng, do số liệu tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do khơng có sẵn. Bên cạnh đó luận
văn chỉ dừng lại nghiên cứu một số yếu tố vĩ mô ảnh hưởng đến giá vàng Việt Nam, ngồi ra cịn có các yếu tố khác như chính sách quản lý thị trường vàng của Nhà nước, yếu tố đầu cơ, tâm lý nhà đầu tư và người dân rất cần được xem xét nghiên cứu. Hy vọng những hạn chế này sẽ được nghiên cứu ở các luận văn tiếp theo.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
A. TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT
1. Báo Hà Nội Mới, 2012. Ai gây ra tình trạng “vàng hóa” và “đơ la hóa” nền kinh tế?. <http://dddn.com.vn/20121110100338779cat54/ai-gay-ra-tinh- trang-vang-hoa-va-do-la-hoa-nen-kinh-te-.htm>. [Ngày truy cập: 15 tháng 11 năm 2012].
2. Báo Vietnamnet online, 2011. Người Việt giàu sụ, trữ vàng ngàn tấn. <http://vietnamnet.vn/vn/kinh-te/26203/nguoi-viet-giau-su--tru-vang-ngan- tan.html>. [Ngày truy cập: 05 tháng 08 năm 2012].
3. Đinh Thị Huyền Trân, 2008. Các giải pháp phát triển và kinh doanh Vàng. Luận văn thạc sĩ. Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
4. Huỳnh Đạt Hùng và cộng sự, 2011. Kinh tế lượng. Nhà xuất bản Phương
Đông.
5. Lê Thị Thanh Loan, 2012. Ảnh hưởng của các nhân tố Vĩ mô đến thị trường chứng khoán Việt Nam. Luận văn thạc sĩ. Đại học Kinh tế Thành
phố Hồ Chí Minh.
6. Nguyễn Thị Ngọc Trang, 2007. Quản Trị Rủi Ro tài Chính. TP.HCM: Nhà
xuất bản Thống Kê.
7. Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành, 2010. Các nhân tố vĩ mô quyết định lạm phát của Việt Nam giai đoạn 2000-2010: Các bằng chứng và thảo luận. <http://www.undp.org.vn/detail/publications/publication- details/? contentId=3863&languageId=4>. [ Ngày truy cập: 07 tháng 02 năm 2012]
8. Phạm Thị Huyền Trang, 2012. Các nhân tố ảnh hưởng đến thị trường vàng
Hồ Chí Minh.
9. Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2008. Tài Chính Quốc Tế. TP.HCM: Nhà xuất
bản Thống Kê.
10. Trang thơng tin tài chính cafef.vn, 2012. Cung cầu vàng thế giới hiện nay ra sao?.<http://cafef.vn/kim-loai/infographic-cung-cau-vang-the-gioi-hien- nay-ra-sao-20120916064217601ca53.chn>. [Ngày truy cập: 10 tháng 10 năm 2012].
11. TS Lê Xuân Nghĩa, 2011. Chính sách tiền tệ và thảm cảnh chứng khoán Việt Nam. < http://vef.vn/2011-07-27-chinh-sach-tien-te-va-tham-canh-
chung-khoan-viet-nam > [ ngày truy cập: 01 tháng 1 năm 2012]
12. TS Tôn Thanh Tâm và cộng sự, 2012. Cung tiền và lạm phát ở Việt Nam – nguyên nhân và khuyến nghị. <
http://www.scribd.com/doc/23157415/Cung-ti%E1%BB%81n-va- l
%E1%BA%A1m-phat-%E1%BB%9F-Vi%E1%BB%87t-Nam> [ ngày truy cập: 12 tháng 03 năm 2013]
B. TÀI LIỆU TIẾNG ANH
1. Cengiz Toraman và cộng sự (2011), Determination of Factors Affecting the Price of Gold: A Study of MGARCH Model. <
http://www.berjournal.com/wp-content/plugins/downloads-
manager/upload/BERJ%202(4)11%20Article%203%20pp.37-50.pdf>. [Ngày truy cập: 25 tháng 05 năm 2013]
2. Dr. Sindhu (2013), A study on impact of select factors on the price of Gold. < http://iosrjournals.org/iosr-jbm/papers/Vol8-
40
3. Ismail, Z., Yahya A. And Shabri A. (2009), Forecasting Gold Prices Using Multiple Linear Regression Method. <http://www.thescipub.com/abstract/10.3844/ajassp.2009.1509.1514>. [Ngày truy cập: 05 tháng 02 năm 2013]
4. Khaemasunun Pravit (2008), Forecasting Thai. <http://www.wbiconpro.com/3-Pravit-.pdf>. [Ngày truy cập: 05 tháng 02 năm 2013]
5. Topỗu, A. (2010). Altın Fiyatlarını Etkileyen Faktörler. <http://www.spk.gov.tr/yayingoster.aspx?yid=1016&ct=f&action=display file>. [Ngày truy cập: 25 tháng 05 năm 2013]
6. Vietnam: 2008 Article IV Consultation—Staff Report; Staff Supplement and Statement; Public Information Notice on the Executive Board Discussion; and Statement by the Executive Director for Vietnam”. IMF Country Report No. 09/110, International Monetary Fund. <http://www.imf.org/external/pubs/cat/longres.aspx?sk=22854.0>. [ ngày truy cập: 05 tháng 02 năm 2013]
7. Vietnam: Statistical Appendix. IMF Country Report No. 03/382, International Monetary Fund. <http://www.imf.org/external/pubs/ft/scr/2003/cr03382.pdf>. [ ngày truy cập: 12 tháng 3 năm 2013]
8. Vietnam: Statistical Appendix. IMF Country Report No. 06/52, International Monetary Fund.<
http://www.imf.org/external/pubs/ft/scr/2006/cr0652.pdf>. [ ngày truy
PHỤ LỤC
PHỤ LỤC 1: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ ADF – KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC CHUỖI DỮ LIỆU.
Null Hypothesis: INF has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.149884 0.0000 Test critical values: 1% level -3.492523
5% level -2.888669 10% level -2.581313 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(INF)
Method: Least Squares Date: 05/28/13 Time: 13:55
Sample (adjusted): 2004M02 2012M12 Included observations: 107 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. INF(-1) -0.405227 0.078687 -5.149884 0.0000
C 0.353387 0.099693 3.544771 0.0006 R-squared 0.201650 Mean dependent var -0.007757 Adjusted R-squared 0.194047 S.D. dependent var 0.816442 S.E. of regression 0.732960 Akaike info criterion 2.235064 Sum squared resid 56.40921 Schwarz criterion 2.285023 Log likelihood -117.5759 Hannan-Quinn criter. 2.255317 F-statistic 26.52130 Durbin-Watson stat 2.051265 Prob(F-statistic) 0.000001
Null Hypothesis: EX has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
Augmented Dickey-Fuller test statistic
t-Statistic Prob.* -0.022400 0.9538 Test critical values: 1% level -3.493129
5% level -2.888932 10% level -2.581453 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(EX)
Method: Least Squares Date: 05/28/13 Time: 14:29
Sample (adjusted): 2004M03 2012M12 Included observations: 106 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. EX(-1) -0.000371 0.016555 -0.022400 0.9822 D(EX(-1)) -0.260362 0.096037 -2.711059 0.0079 C 67.31657 292.3381 0.230270 0.8183 R-squared 0.067933 Mean dependent var 48.12264 Adjusted R-squared 0.049835 S.D. dependent var 338.9656 S.E. of regression 330.4115 Akaike info criterion 14.46645 Sum squared resid 11244694 Schwarz criterion 14.54183 Log likelihood -763.7218 Hannan-Quinn criter. 14.49700 F-statistic 3.753557 Durbin-Watson stat 2.072818 Prob(F-statistic) 0.026701
Null Hypothesis: D(EX) has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -13.31521 0.0000 Test critical values: 1% level -3.493129
5% level -2.888932 10% level -2.581453 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(EX,2)
Method: Least Squares Date: 05/28/13 Time: 14:30
Sample (adjusted): 2004M03 2012M12 Included observations: 106 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(EX(-1)) -1.260656 0.094678 -13.31521 0.0000
C 60.80871 32.26852 1.884459 0.0623 - R-squared 0.630281 Mean dependent var 0.547170 Adjusted R-squared 0.626726 S.D. dependent var 538.2010 S.E. of regression 328.8200 Akaike info criterion 14.44759 Sum squared resid 11244749 Schwarz criterion 14.49784 Log likelihood -763.7220 Hannan-Quinn criter. 14.46795 F-statistic 177.2949 Durbin-Watson stat 2.073044 Prob(F-statistic) 0.000000
Null Hypothesis: M1 has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic 0.150887 0.9681
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(M1)
Method: Least Squares Date: 05/28/13 Time: 14:30
Sample (adjusted): 2004M02 2012M12 Included observations: 107 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. M1(-1) 0.001356 0.008990 0.150887 0.8804
C 4830.113 3977.568 1.214338 0.2273 R-squared 0.000217 Mean dependent var 5381.074 Adjusted R-squared -0.009305 S.D. dependent var 16240.07 S.E. of regression 16315.45 Akaike info criterion 22.25613 Sum squared resid 2.80E+10 Schwarz criterion 22.30609 Log likelihood -1188.703 Hannan-Quinn criter. 22.27638 F-statistic 0.022767 Durbin-Watson stat 2.173931 Prob(F-statistic) 0.880354
Test critical values: 1% level -3.492523 5% level -2.888669 10% level -2.581313
Null Hypothesis: D(M1) has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -11.11731 0.0000 Test critical values: 1% level -3.493129
5% level -2.888932 10% level -2.581453 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(M1,2)
Method: Least Squares Date: 05/28/13 Time: 13:56
Sample (adjusted): 2004M03 2012M12 Included observations: 106 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(M1(-1)) -1.086244 0.097707 -11.11731 0.0000
C 5892.467 1672.392 3.523376 0.0006 R-squared 0.543047 Mean dependent var -7.833019 Adjusted R-squared 0.538654 S.D. dependent var 24039.61 S.E. of regression 16328.30 Akaike info criterion 22.25788 Sum squared resid 2.77E+10 Schwarz criterion 22.30813 Log likelihood -1177.667 Hannan-Quinn criter. 22.27824 F-statistic 123.5947 Durbin-Watson stat 1.990900 Prob(F-statistic) 0.000000
Null Hypothesis: VGP has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic 1.192314 0.9980 Test critical values: 1% level -3.492523
5% level -2.888669 10% level -2.581313 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VGP)
Method: Least Squares Date: 05/28/13 Time: 13:56
Sample (adjusted): 2004M02 2012M12 Included observations: 107 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. VGP(-1) 0.008921 0.007482 1.192314 0.2358
C 0.171404 0.187582 0.913753 0.3629 R-squared 0.013358 Mean dependent var 0.363271