CHƯƠNG I : GIỚI THIỆU
3.3. Kỳ vọng về chiều hướng ảnh hưởng của các yếu tố lên giá vàng VN
3.3.1. Ảnh hưởng của Tỷ lệ lạm phát đến Giá vàng Việt Nam
Vàng là cơng cụ tài chính hữu hiệu để phịng ngừa lạm phát. Thơng thường để đối phó với tình trạng lạm phát tăng cao, thị trường có khuynh hướng mua vàng với kỳ vọng giá trị tài sản sẽ không bị giảm sút. Do đó, một trong những
nguyên nhân khiến vàng tăng giá là mối lo ngại của giới đầu tư và người dân đối với sự leo thang không ngừng của lạm phát. Khi nền kinh tế rơi vào giai đoạn khó khăn, tình trạng lạm phát cao thì vàng ln là thứ an tồn nhất, lúc đó giá vàng sẽ tăng lên. Vì vậy giá vàng trong nước có quan hệ cùng chiều với lạm phát.
Hình 3.1: Tỷ lệ lạm phát và Giá vàng Việt Nam
Nguồn: tổng hợp từ www.gso.vn và www.sbv.org.vn, www.sjc.com.vn 3.3.2. Ảnh hưởng của Tỷ giá hối đoái USD/VND đến Giá vàng VN
Nhìn vào đồ thị ta thấy tỉ giá gần như là một đường thẳng có xu hướng đi lên, trong khi đó giá vàng Việt Nam xu hướng tăng theo thời gian. Bên cạnh đó theo cơng thức quy đổi giá vàng theo VND cho thấy giữa tỷ giá USD/VND có quan hệ cùng chiều với giá vàng Việt Nam. Như vậy giữa tỷ giá USD/VND và giá vàng Việt Nam có quan hệ cùng chiều.
Hình 3.2: Tỷ giá hối đối USD/VND và Giá vàng Việt Nam
Nguồn: tổng hợp từ www.customs.gov.vn và www.sbv.org.vn, www.sjc.com.vn 3.3.3. Ảnh hưởng của Cung tiền M1 đến Giá vàng Việt Nam
Khi cung tiền tăng lên mức cao thì nguy cơ lạm phát vẫn đang tiềm ẩn và vẫn luôn là mối đe dọa thường trực đối với các nhà đầu tư. Nhân tố này được đánh giá sẽ hỗ trợ tốt cho việc đầu cơ và tích trữ vàng, bởi tâm lý e ngại lạm phát của người Việt Nam, điều này sẽ làm tăng giá vàng hay giữa cung tiền và giá vàng trong nước có quan hệ cùng chiều.
Hình 3.3: Cung tiền M1 và Giá vàng Việt Nam
20
3.3.4. Ảnh hưởng của Chỉ số VN Index đến Giá vàng Việt Nam
Nhiều năm qua, thị trường trong nước đã tạo lập sự liên thông của các thị trường vàng, bất động sản và thị trường chứng khốn. Do sự liên thơng các thị trường, các nhà đầu tư ln có sự phân tích, quyết định và hành động thích ứng kèm theo là rút tiền từ thị trường này để chuyển sang thị trường khác. Do đó, khi thị trường bất động sản đóng băng, các nhà đầu tư sẽ chuyển sang kênh đầu tư khác.
Tương tự như vậy, khi TTCK Việt Nam khơng cịn rơi vào thời điểm “nóng” như cuối năm 2006 thì sự biến động liên tục, mạnh mẽ của thị trường vàng tạo ra khả năng sinh lời cao đã thu hút nhiều NĐT chuyển dịch nguồn vốn của mình từ TTCK sang đầu tư vàng. Điều này làm cho giá vàng trong nước tăng nhanh. Nói cách khác, giá vàng sẽ tăng khi các kênh đầu tư khác kém hấp dẫn hơn hay giá vàng trong nước có quan hệ ngược chiều với chỉ số chứng khốn.
Hình 3.4: Chỉ số VN Index và Giá vàng Việt Nam
Nguồn: tổng hợp từ www.hsx.vn và www.sbv.org.vn, www.sjc.com.vn 3.3.5. Ảnh hưởng của Giá vàng thế giới đến Giá vàng Việt Nam
Trên 90% vàng được nhập khẩu để đáp ứng nhu cầu nội địa, nên Giá vàng thế giới sẽ chi phối giá vàng Việt Nam, một xu hướng tăng hay giảm của giá
vàng thế giới sẽ làm tăng hoặc giảm giá vàng Việt Nam bất kể nguyên nhân do sự biến động của nền kinh tế toàn cầu hay những bất ổn, xung đột về chính trị xảy ra.
Do có sự liên thông của thị trường vàng trong nước và quốc tế, những nhân tố tác động tới giá vàng thế giới, sẽ gián tiếp tác động đến giá vàng Việt Nam. Dù trên thị trường thực hay sàn giao dịch ảo, giá vàng Việt Nam cũng đều phụ thuộc vào biểu giá thế giới và chịu ảnh hưởng lớn từ tác động của các nền kinh tế chủ chốt. Vì vậy giá vàng thế giới có quan hệ cùng chiều với giá vàng Việt Nam.
Hình 3.5: Giá vàng thế giới và Giá vàng Việt Nam
Nguồn: tổng hợp từ www.kitco.com và www.sbv.org.vn, www.sjc.com.vn Theo kết quả nghiên cứu thực nghiệm và phân tích trên, tác giả tóm tắt kỳ vọng chiều hướng ảnh hưởng của các nhân tố đến giá vàng Việt Nam trong bảng dưới đây:
Bảng 3.1: Kỳ vọng chiều hướng tác động của các biến đến giá vàng
STT Nhân tố Kết quả nghiên cứu thực nghiệm Kỳ vọng ảnh hưởng trong bài nghiên cứu 1 Tỷ lệ lạm phát +/- +
2 Chỉ số chứng khoán + - 3 Cung tiền M1/M3 +/- + 4 Giá vàng thế giới +/- + 5 Tỷ giá hối đoái +/- -
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ các nghiên cứu thực nghiệm
Ghi chú: (+) có nghĩa là các nhân tố có tương quan thuận, (-) nhân tố có tương quan nghịch.
3.4. Phương pháp nghiên cứu
Các biến độc lập được sử dụng trong mơ hình gồm INF, EX, VNI, WGP, M1 và biến phụ thuộc là VGP. Phương pháp bình phương bé nhất OLS được sử dụng để thực hiện hồi quy, trong mơ hình hồi quy này các chuỗi thời gian phải dừng, vì thế nếu các chuỗi chưa dừng thì sẽ lấy sai phân bậc 1, bậc 2, sau đó hồi quy theo phương pháp bình phương bé nhất OLS để tránh hiện tượng hồi quy giả mạo.
- Kiểm định nghiệm đơn vị ADF (Augmented Dickey-Fuller-1981)
Phương pháp này được thực hiện để kiểm tra tính dừng của các chuỗi dữ liệu. Một khái niệm quan trọng trong phân tích chuỗi thời gian là tính dừng, theo Gujarati (2003), nếu một chuỗi thời gian không dừng chúng ta chỉ xem xét hành vi của chuỗi trong khoảng thời gian đang được xem xét, và sẽ khơng khái qt hóa được cho các giai đoạn tương lai, dự báo các chuỗi thời gian như vậy sẽ khơng có ý nghĩa thực tiễn vì với dữ liệu chuỗi thời gian chúng ta luôn giả định rằng xu hướng vận động trong quá khứ và hiện tại sẽ được duy trì trong tương lai và như vậy chúng ta sẽ không dự báo được điều gì cho tương lai nếu bản thân dữ liệu thay đổi. Hơn nữa đối với phân tích hồi quy, nếu như chuỗi thời gian khơng
dừng thì tất các các kết quả điển hình của một phân tích hồi quy tuyến tính sẽ khơng có giá trị, khơng có ý nghĩa và thường gọi là “hồi quy giả mạo”.
- Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Mơ hình lý tưởng là mơ hình mà các biến độc lập khơng có sự tương quan với nhau. Trong trường hợp có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra với mức độ cao, một biến độc lập thay đổi sẽ kéo theo sự thay đổi của những biến cộng tuyến với nó, do vậy giả định cố định các biến độc lập còn lại để xem xét ảnh hưởng của chính biến đó với biến phụ thuộc Y là không hợp lý.
Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, chúng ta căn cứ vào kết quả của ma trận tương quan giữa các biến trong mơ hình, với hệ số tương quan r > 0.8 thì chứng tỏ có đa cộng tuyến cao giữa 2 biến và lúc này cần thiết phải khắc phục hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình.
- Kiểm tra hiện tượng tự tương quan (Kiểm định Breusch – Godfrey)
Đối với số liệu chuỗi thời gian, hiện tượng tự tương quan (Autocorrelation) là sự tương quan giữa các thành phần của dãy quan sát theo thời gian. Mơ hình hồi quy cần có tính chất khơng có tự tương quan của nhiễu xảy ra, điều này có nghĩa là nhiễu của một quan sát khơng bị ảnh hưởng bởi nhiễu của quan sát khác. Nếu kiểm định tự tương quan của nhiễu xảy ra khơng như kì vọng, các kiểm định t, F cũng mất ý nghĩa, sai số dự báo có thể khơng hiệu quả và có khả năng ước lượng quá cao R2.
Kiểm định này được thực hiện để phát hiện có xuất hiện hay không hiện tượng tự tương quan của nhiễu. Kiểm định cho tự tương quan bậc p bất kỳ. Giả thiết khơng có tự tương quan bậc p tương đương với Ho: p1=p2=…. =pn. Kiểm định này có thể thực hiện cho cỡ mẫu lớn.
Mơ hình hồi quy tốt cần có phương sai của nhiễu Ut không thay đổi, đây là một trong những giả thiết đặt ra đối với mơ hình hồi quy tuyến tính. Nếu vi phạm giả thiết này, các ước lượng OLS khơng cịn là ước lượng hiệu quả nữa, ước lượng phương sai và hiệp phương sai của các ước lượng OLS bị chệch, việc sử dụng thống kê t và F để kiểm định giả thuyết khơng cịn đáng tin cậy nữa.
Kiểm định White là mơ hình tổng qt nhất về sự thuần nhất của phương sai, kiểm định này khảo sát phần dư (resid) theo các biến độc lập. Kiểm định này được thực hiện nhằm xác định có phương sai sai số thay đổi trong mơ hình hay khơng.
Kết luận chương 3
Chương 3 trình bày chi tiết dữ liệu, biến số, mơ hình, phương pháp nghiên cứu. Theo đó, luận văn có một biến phụ thuộc và năm biến độc lập. Biến phụ thuộc là Giá vàng Việt Nam, biến độc lập bao gồm Tỷ lệ lạm phát, Tỷ giá USD/VND, Cung tiền M1, Chỉ số chứng khoán VN Index và Giá vàng thế giới. Mặc khác dựa trên kết quả nghiên cứu thực nghiệm, tác giả cũng tập trung phân tích để đưa ra kỳ vọng về chiều hướng tác động của các biến trên đến giá vàng Việt Nam.
Bên cạnh các phương pháp kiểm tra sự phù hợp của mơ hình, việc kiểm định tính dừng đối với chuỗi dữ liệu thời gian là một yêu cầu cần thiết để tránh hiện tượng bị hồi quy giả mạo, cần thực hiện đầu tiên trước khi tiến hành chạy mơ hình chuỗi dữ liệu thời gian. Tác giả hy vọng rằng các kết luận rút ra từ phương pháp nghiên cứu này sẽ đáng tin cậy và có sức thuyết phục cao. Các kết quả nghiên cứu của luận văn sẽ được trình bày trong chương tiếp theo.
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Thống kê mô tả các biến:
Sau khi thu thập số liệu, tính tốn các biến đưa vào mơ hình nghiên cứu, kết quả thống kê mô tả biến phụ thuộc và các biến độc lập được trình bày tóm tắt như sau:
Bảng 4.1: Thống kê mơ tả các biến
VGP WGP VNI EX M1 INF Mean 21.73852 938.4081 475.3256 17600.68 409154.5 0.885463 Median 17.91000 848.8550 430.8700 16586.00 390968.9 0.600000 Maximum 46.68000 1771.880 1137.690 21015.00 730790.3 3.910000 Minimum 7.430000 383.4500 214.3200 15669.00 153007.2 -0.760000 Std. Dev. 13.10632 444.1248 224.3389 1981.436 178171.6 0.902490 Skewness 0.689844 0.502918 1.410135 0.675408 0.140387 1.160092 Kurtosis 2.057148 1.950196 4.417422 1.826177 1.636734 4.193089 Observations 108 108 108 108 108 108
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
Kết quả ở Bảng 4.1 cho thấy Giá vàng Việt Nam trung bình trong giai đoạn 2004 – 2012 là 21.73852 triệu đồng/lượng, trong đó Giá vàng Việt Nam lớn nhất trong dữ liệu phân tích là 46.68 triệu đồng/lượng và nhỏ nhất là 7.43 triệu đồng/lượng.
Giá vàng thế giới trung bình trong giai đoạn 2004 – 2012 là 938.4081 USD/ounce trong đó Giá vàng thế giới cao nhất trong dữ liệu phân tích là 1771.88 USD/ounce và nhỏ nhất là 383.45 USD/ounce.
Chỉ số chứng khoán VN Index trung bình trong giai đoạn 2004 – 2012 là 475.3256 điểm trong đó VN Index cao nhất trong dữ liệu phân tích là 1137.69 điểm và thấp nhất là 214.32 điểm.
Tỷ giá hối đối trung bình trong giai đoạn 2004 – 2012 là 17600.68 đồng cho 1 USD trong đó Tỷ giá hối đoái cao nhất trong dữ liệu phân tích là 21015 đồng và thấp nhất là 15669 đồng cho 1 USD.
Cung tiền M1 trung bình trong giai đoạn 2004 – 2012 là 409154.5 tỷ đồng trong đó Cung tiền M1 cao nhất trong dữ liệu phân tích là 730790.3 tỷ đồng, nhỏ nhất là 153007.2 tỷ đồng.
Tỷ lệ lạm phát trung bình trong giai đoạn 2004 – 2012 là 0.885463%, trong đó Tỷ lệ lạm phát cao nhất trong dữ liệu phân tích là 3.91%, nhỏ nhất là -0.76%.
4.2. Kiểm định nghiệm đơn vị ADF
Tác giả sử dụng phương pháp (ADF test) để kiểm tra tính dừng của các chuỗi dữ liệu của phương trình nghiên cứu sau:
VGP = β0 + β1 INF + β2 EX + β3 M1+ β4 VNI + β5 WGP + u
Theo phương pháp này tác giả đi kiểm định giả thuyết Ho; chuỗi dữ liệu không dừng, nếu giá trị P-value < mức ý nghĩa α (= 0.05) hoặc nếu | t| tính tốn > |t|α=5% (= 2.8922), thì bác bỏ giả thuyết Ho và kết luận chuỗi dừng.
Khi chuỗi dữ liệu gốc chưa dừng, tác giả tiếp tục lấy sai phân bậc 1, bậc 2 để kiểm tra và thu được kết quả như sau (Tham khảo chi tiết tại phụ lục 1):
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định tính dừng
Dữ liệu Giá trị t P-value Kết luận Trật tự dừng
VGP 1.192314 0.9980 Không thể bác bỏ Ho
D(VGP) -8.331981 0.0000 Bác bỏ Ho I(1) INF -5.149884 0.0000 Bác bỏ Ho I(0) VNI -2.158395 0.2228 Không thể bác bỏ Ho
D(VNI) -7.317712 0.0000 Bác bỏ Ho I(1) EX -0.022400 0.9538 Không thể bác bỏ Ho D(EX) -13.31521 0.0000 Bác bỏ Ho I(1) WGP 0.240198 0.9740 Không thể bác bỏ Ho D(WGP) -10.08508 0.0000 Bác bỏ Ho I(1) M1 0.150887 0.9681 Không thể bác bỏ Ho D(M1) -11.11731 0.0000 Bác bỏ Ho I(1) Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
Kết luận: Các biến VGP, VNI, EX, WGP, M1 dừng ở sai phân bậc 1, biến INF dừng ở nguyên phân.
4.3. Mơ hình hồi quy bội
Việc kiểm định nghiệm đơn vị ADF cho thấy các biến đều có tính dừng, mơ hình hồi quy là thực và khơng có hiện tượng hồi quy giả mạo. Các biến VGP, VNI, EX, WGP, M1 dừng ở sai phân bậc 1, biến INF dừng ở nguyên phân. Vì vậy ta có mơ hình (1) như sau:
D(VGPt) = β0 + β1INFt + β2D(EXt) + β3D(M1t) + β4D(VNIt)+ β5D(WGPt) + ut Trong đó:
β : là các hệ số hồi quy, u: là sai số hệ thống
D(VGP): giá vàng Việt Nam sai phân bậc 1 (ĐVT: triệu đồng/lượng) INF: tỷ lệ lạm phát (đơn vị tính: %)
D(EX): tỷ giá đồng Việt Nam và Đô la Mỹ sai phân bậc 1 (ĐVT: USD/VND) D(M1): cung tiền M1 sai phân bậc 1 (đơn vị tính: tỷ đồng)
D(VNI): chỉ số chứng khốn VN Index sai phân bậc 1 (ĐVT: điểm) D(WGP): giá vàng thế giới sai phân bậc 1 (đơn vị tính: USD/ounce) Kết quả hồi quy của mơ hình (1) được thể hiện ở bảng sau:
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy của mơ hình (1)
Dependent Variable: D(VGP) Method: Least Squares
Date: 05/29/13 Time: 20:28
Sample (adjusted): 2004M02 2012M12 Included observations: 107 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.024933 0.116496 -0.214025 0.8310 INF 0.180377 0.088950 2.027838 0.0452 D(EX) -0.000243 0.000225 -1.079339 0.2830 D(M1) 1.42E-05 4.85E-06 2.916779 0.0044 D(VNI) -0.000318 0.001194 -0.266267 0.7906 D(WGP) 0.013848 0.001765 7.845085 0.0000 R-squared 0.434280 Mean dependent var 0.363271 Adjusted R-squared 0.406274 S.D. dependent var 0.999081 S.E. of regression 0.769828 Akaike info criterion 2.369143 Sum squared resid 59.85620 Schwarz criterion 2.519021 Log likelihood -120.7491 Hannan-Quinn criter. 2.429902 F-statistic 15.50671 Durbin-Watson stat 2.201804 Prob(F-statistic) 0.000000
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
Kết quả trên cho thấy, giá trị P-value của các hệ số hồi quy của các biến D(M1), D(WGP) và INF đều nhỏ hơn 0.05, chứng tỏ rằng các hệ số hồi quy ước lượng có ý nghĩa về mặt thống kê. Biến D(VNI) và D(EX) có P-value lần lượt là 0.7906, 0.2830 lớn hơn 0.05 nên khơng có ý nghĩa thống kê, do đó ta loại biến D(VNI) và D(EX) ra khỏi mơ hình (1) để có mơ hình (2) như sau:
Tiếp tục thực hiện và kết quả hồi quy của mơ hình (2) được thể hiện như sau:
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy của mơ hình (2)
Dependent Variable: D(VGP) Method: Least Squares
Date: 05/29/13 Time: 20:24
Sample (adjusted): 2004M02 2012M12 Included observations: 107 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.035820 0.115008 -0.311462 0.7561 INF 0.175095 0.087165 2.008779 0.0472 D(M1) 1.47E-05 4.81E-06 3.050070 0.0029 D(WGP) 0.013892 0.001758 7.902557 0.0000 R-squared 0.427339 Mean dependent var 0.363271 Adjusted R-squared 0.410659 S.D. dependent var 0.999081 S.E. of regression 0.766980 Akaike info criterion 2.343955 Sum squared resid 60.59062 Schwarz criterion 2.443874 Log likelihood -121.4016 Hannan-Quinn criter. 2.384460 F-statistic 25.62067 Durbin-Watson stat 2.222651 Prob(F-statistic) 0.000000
Nguồn: Tác giả tính tốn từ chương trình Eviews
Kết quả trên cho thấy, giá trị P-value của các hệ số hồi quy đều nhỏ hơn 0.05, chứng tỏ rằng các hệ số hồi quy ước lượng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Mơ hình (2) được viết lại thành:
D(VGP) = -0.035820 + 0.175095*INF + 1.47e-05*D(M1) + 0.013892*D(WGP) 4.4. Kiểm tra sự phù hợp của mơ hình
4.4.1.Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Ma trận tương quan của các hệ số hồi quy trong mơ hình (2) được thể hiện ở bảng dưới đây:
30
Bảng 4.5: Ma trận tương quan của các hệ số hồi quy của mơ hình (2)