Năm 2005, bình quân giá vàng miếng SJC ở mức khoảng 8,5 triệu đồng/lƣợng. Kể từ năm 2005 đến năm 2011 giá vàng tăng liên tục qua các năm, đến năm 2011 giá vàng ở mức 40 triệu đồng/lƣợng gần gấp 5 lần năm 2005. Tốc độ gia tăng bình quân trong giai đoạn này là xấp xỉ 30%. Trƣớc diễn biến này, Chính phủ đã phải can thiệp vào thị trƣờng này bằng Nghị định 24/2012/NĐ-CP ngày 03/4/2012 của Chính phủ về quản lý hoạt động kinh doanh vàng thì Việt Nam. Sau một thời gian Nghị định 24 đi vào cuộc sống, đặc biệt là từ sau thời điểm 30/6/2013, giá vàng trong nƣớc đã diễn biến theo xu thế giảm dần và sau đó duy trì quanh mốc 35 - 36 triệu đồng/lƣợng trong 2 năm 2013 - 2014, mức độ biến động giá vàng đã giảm hẳn.
Việc giá vàng miếng trong nƣớc đã bắt đầu xu thế giảm dần từ cuối năm 2012 và thị trƣờng vàng khá ổn định trong 2 năm gần đây đã phần nào cho thấy những bƣớc đi đúng đắn của NHNN trong nỗ lực bình ổn thị trƣờng trƣớc sự đe dọa của tình trạng “vàng hóa” nền kinh tế - nhu cầu và giá vàng vật chất trên thị trƣờng Việt Nam không ngừng đà tăng cao và liên tục đạt những đỉnh mới trong bối cảnh kinh tế vĩ mơ cịn nhiều bất ổn, khó khăn những năm 2010 - 2011. Tuy nhiên, hoạt động của thị trƣờng vàng chịu ảnh hƣởng tổng hịa của nhiều nhân tố nhƣ tác động từ mơi trƣờng kinh tế (lạm phát, tỷ giá...) và sự biến động của thị trƣờng hàng hóa liên
20 05 Q 1 20 05 Q 3
quan (USD...), tâm lý và thói quen dân cƣ, sự biến động nhu cầu vàng tại các quốc gia, và nhiều tác nhân ngoại sinh khác (chính trị, thiên tai, chu kỳ lễ hội…). Vì vậy, kết quả hoạt động của thị trƣờng vàng miếng, bên cạnh việc chịu sự tác động trực tiếp từ các chính sách quản lý kinh doanh vàng, cịn chịu ảnh hƣởng của các chính sách kinh tế vĩ mơ khác, trong đó CSTT, chính sách tỷ giá và quản lý ngoại hối là những chính sách tạo nền tảng cho việc thực hiện hiệu quả các chính sách quản lý thị trƣờng vàng miếng. Nhìn lại chính sách quản lý hoạt động kinh doanh vàng của Việt Nam từ năm 2011 đến nay có thể thấy, để ổn định lại thị trƣờng vàng, NHNN đã quyết tâm chấm dứt tình trạng “vàng hóa” trong nền kinh tế với các bƣớc đi cơ bản từ việc xây dựng khuôn khổ pháp lý chặt chẽ đến hành động, chính sách nhất qn để chuyển hồn tồn quan hệ huy động, cho vay vốn bằng vàng sang quan hệ mua, bán vàng miếng. Có thể khẳng định rằng Nghị định 24, kèm theo đó là một loạt các văn bản chính sách về quản lý hoạt động kinh doanh vàng đã ra đời rất kịp thời và chuẩn xác, có sự kết hợp nhuần nhuyễn giữa kinh nghiệm quốc tế và thực tiễn trong nƣớc, bƣớc đầu tạo dựng nên một khuôn khổ pháp lý và diện mạo mới cho thị trƣờng vàng Việt Nam. Với trật tự mới đƣợc thiết lập, sức cầu phát sinh từ yêu cầu tất toán tài khoản vàng của các ngân hàng thƣơng mại (NHTM) theo yêu cầu của NHNN nhằm chấm dứt hoạt động huy động và cho vay vốn bằng vàng xuất hiện đã tạo ra áp lực nhất định cho thị trƣờng. Với vai trò mới là nhà cung cấp vàng miếng độc quyền cho thị trƣờng trong nƣớc, NHNN đã nắm bắt đƣợc nhu cầu vàng miếng của các Tổ chức tín dụng và ra các quyết định thơng qua hoạt động đấu thầu để can thiệp bình ổn thị trƣờng vàng miếng để hồn thành mục tiêu chuyển hoàn toàn quan hệ huy động, cho vay vốn bằng vàng sang quan hệ mua, bán vàng miếng, hƣớng tới một thị trƣờng vàng ổn định và minh bạch trong tƣơng lai.
2.2.THIẾT KẾ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU
2.2.1. Xây dựng hàm cầu tiền và lựa chọn biến số
Chƣơng 1 cho thấy có rất nhiều lý thuyết về cầu tiền đƣợc xây dựng nhằm lý giải tại sao mọi ngƣời lại nắm giữ tiền dựa trên cơ sở xem xét các động cơ giao dịch, đầu cơ, dự phòng. Các lý thuyết cầu tiền đƣợc xây dựng dựa trên rất nhiều giả thiết và
có chung một số biến số quan trọng gắn liền với khu vực kinh tế thực. Mặc dù các biến số đƣợc xem nhƣ tƣơng tự nhau để giải thích về cầu tiền, nhƣng gần nhƣ lại có vai trị riêng biệt khác nhau. Tuy vậy, tất cả những kết quả nghiên cứu thực nghiệm về cầu tiền vẫn phản ảnh bản chất chính đƣợc đƣa ra từ các mơ hình lý thuyết. Các mơ hình lý thuyết cầu tiền có quan hệ hàm số cơ bản đƣợc viết dƣới dạng tổng quát nhƣ sau:
M
f
(S,OC) P
Trong đó M là tổng khối lƣợng tiền danh nghĩa đƣợc chọn lựa, P là mức giá chung, M/P là cầu tiền thực tế, M/P là một hàm của biến quy mơ (S) và chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền (OC). Tùy thuộc vào thực tiễn kinh tế của mỗi nƣớc mà các biến qui mô và chi phí cơ hội đƣợc lựa chọn khác nhau.
Trong nghiên cứu này,
+ Khối lƣợng tiền đƣợc chọn là M1 vì ở một nƣớc đang phát triển nhƣ Việt Nam, khối tiền hẹp thƣờng ổn định hơn và có mức độ phù hợp với chính sách tiền tệ cao. Ngồi ra, khối tiền M2 cũng đƣợc chọn vì các nhà hoạch định chính sách của Việt Nam đặt tỷ lệ tăng trƣởng hàng năm của M2 nhƣ một mục tiêu để đạt đƣợc mục tiêu chính sách tiền tệ.
+ Biến quy mơ (y) đƣợc lựa chọn là biến GDP thực. Vì GDP thực thể hiện đƣợc thu nhập và của cải của một quốc gia. Theo lý thuyết, GDP thực và cầu tiền có mối quan hệ dƣơng.
+ Chỉ số giá tiêu dùng CPI đƣợc lựa chọn để thể hiện mức giá P. + Biến chi phí cơ hội
Khi xác định chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền, ngƣời ta xem xét tỷ suất sinh lợi của việc nắm giữ tiền và tỷ suất sinh lợi của việc nắm giữ các tài sản thay thế tiền trong danh mục đầu tƣ (Klein, 1974; Tobin, 1956). Đối với hàm cầu tiền M1, lãi suất tiền gửi chính là chi phí cho việc nắm giữ tiền. Do đó, biến lãi suất tiền gửi có xu hƣớng biến động âm với cầu tiền M1.
Với tham chiếu đến tỷ lệ lợi nhuận trên tài sản thay thế, một số biến khác có thể đƣợc xem xét.
Thứ nhất, tỷ lệ lạm phát kỳ vọng (π) trong ƣớc tính là cần thiết (Friedman, 1956, 1969) bởi vì nó đƣợc coi là khoản tổn thất cho việc nắm giữ tiền mặt so với việc nắm giữ hàng hóa trong trƣờng hợp lạm phát xảy ra. Lợi tức dự tính về giữ hàng hóa là tỷ lệ dự tính của khoản lợi về vốn phát sinh khi giá cả của chúng tăng lên và nhƣ vậy là bằng tỷ lệ lạm phát dự tính. Khi tỷ lệ lạm phát dự tính tăng lên, lợi tức dự tính về hàng hóa so với tiền tăng lên và cầu tiền giảm. Tuy nhiên, tỷ lệ lạm phát kỳ vọng ở Việt Nam chƣa đƣợc thống kê. Tác giả sử dụng CPI nhƣ tỷ lệ lạm phát kỳ vọng.
Thứ hai, thị trƣờng tài chính của Việt Nam đã phát triển nhanh chóng trong những năm gần đây đã tạo nhiều kênh đầu tƣ trong đó có thị trƣờng chứng khốn (vnindex). Theo Friedman, tỷ suất sinh lợi trên cổ phiếu có mối quan hệ âm với cầu tiền. Nhƣ vậy, nếu thị trƣờng chứng khoán phát triển, đồng nghĩa với việc sẽ có nhiều tài sản tài chính khác có thể thay thế tiền. Sự phát triển của thị trƣờng này sẽ có tác động ngƣợc chiều với nhu cầu nắm giữ tiền của ngƣời dân.
Thứ ba, do nền kinh tế Việt Nam có hiện tƣợng đơ la hóa cao2nên ngƣời dân có xu hƣớng chọn USD để làm nơi trú ẩn khi VND mất giá. Biến động của tỷ giá ngoại tệ (e) có tác động đến cầu tiền M2. Tác giả chọn tỷ giá VND/USD làm biến tỷ giá. Thứ tƣ, từ xa xƣa vàng đƣợc đánh giá cao tại Việt Nam và đƣợc xem nhƣ
phƣơng tiện cất trữ giá trị. Hiện tại, ngƣời dân Việt có thói quen mua vàng về cất trữ. Do đó, vàng đƣợc xem là tài sản có thể thay thế tiền thực hiện chức năng cất trữ giá trị. Theo Friedman, tỷ suất sinh lợi của vàng hay là sự biến động giá vàng (gold) cần đƣợc vào xem xét khi ƣớc lƣợng hàm cầu tiền.
Hàm cầu tiền của Việt Nam có dạng nhƣ sau:
m = f (y, i, π, vnindex, e, gold)
2 Hà Quỳnh Hoa (2008) Cầu về tiền và hệ quả đối với chính sách tiền tệ ở Việt Nam, luận án tiến sĩ, NEU, tr 130.
Dựa trên cơ sở lý thuyết đã đƣợc tổng kết ở phần 1.1 thì cầu tiền (m) đƣợc mong đợi có quan hệ dƣơng với thu nhập (y). Lãi suất (i) trong ƣớc lƣợng hàm cầu tiền hẹp là chi phí cơ hội của việc giữ tiền nên nó có quan hệ âm với cầu tiền. Lạm phát kỳ vọng (π) chính là chi phí cơ hội của việc giữ tiền so với việc giữ hàng hóa. Lạm phát kỳ vọng gia tăng có nghĩa là giá cả hàng hóa trong tƣơng lai gia tăng làm cho nhu cầu tích trữ hàng hóa thay vì giữ tiền của ngƣời dân gia tăng. Do đó lạm phát kỳ vọng (π) đƣợc dự đốn là có quan hệ âm với cầu tiền. Cũng giống nhƣ hàng hóa, cổ phiếu, đơ la và vàng đƣợc xem là những tài sản có thể thay thế tiền để thực hiện chức năng cất trữ giá trị nên theo lý thuyết, tỷ suất sinh lợi của chúng có quan hệ âm với cầu tiền.
2.2.2. Phƣơng pháp ƣớc lƣợng
Trong phân tích chuỗi thời gian, biến giải thích có thể tác động lên biến phụ thuộc với độ trễ thời gian. Điều này cần thiết đƣa độ trễ của biến giải thích vào trong hồi quy. Hơn nữa, biến phụ thuộc cịn có thể tƣơng quan với độ trễ của chính nó. Nghĩa là, độ trễ của biến phụ thuộc cũng nên đƣa vào hồi quy. Những xem xét này đƣợc đề cập trong mơ hình ARDL (p,q) (Autoregressive Distributed Lag). Cách tiếp cận này đƣợc đề xuất bởi Pesaran et al. (1998, 2001).
Kỹ thuật này có nhiều ƣu điểm hơn so với phƣơng pháp đồng liên kết của Johansen (1988,1990):
+ Thứ nhất, trong trƣờng hợp số lƣợng mẫu nhỏ, mơ hình ARDL là cách tiếp cận có ý nghĩa thống kê hơn để kiểm định tính đồng liên kết, trong khi đó kỹ thuật đồng liên kết của Johansen yêu cầu số mẫu lớn hơn để đạt độ tin cậy.
+ Thứ hai, các kỹ thuật đồng liên kết khác yêu cầu biến hồi quy đƣợc đƣa vào liên kết có độ trễ nhƣ nhau thì tronh cách tiếp cận ARDL, các biến hồi quy có thể dung nạp các độ trễ tối ƣu khác nhau (I(1) hoặc I(0)). Nếu nhƣ chúng ta khơng đảm bảo về thuộc tính về nghiệm đơn vị hay tính dừng của hệ thống dữ liệu thì áp dụng thủ tục ARDL là thích hợp nhất cho nghiên cứu thực nghiệm.
+ Thứ ba, ARDL bao quát cả mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn của các biến đƣợc kiểm định.
Nhƣ vậy, hàm cầu tiền của Việt Nam trong mơ hình ARDL có thể đƣợc viết dƣới dạng sau: p1 q1 mt c0 c1t mt 1 Xt 1 i mt 1 i Xt 1 ut (2.1) i1 i0
Trong đó, mt là cầu tiền thực, Xtlà vec tơ các biến giải thích, t là một khuynh hƣớng thời gian và utbiểu thị nhiễu trắng.
Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị ADF để kiểm tra thuộc tính dừng của các chuỗi biến đảm bảo các biến chỉ dừng ở I(0) và I(1).
Ƣớc lƣợng hàm cầu tiền độ trễ giống nhau cho tất cả các biến (p=q) sau đó dùng AIC và BIC để kiểm tra sự tƣơng quan giữa các chuỗi biến.
Các bƣớc thực hiện mơ hình ARDL trên nền Eview 9 theo đề xuất của Dave Giles Bƣớc 1_ Kiểm tra tính dừng của các biến nghiên cứu, để chạy đƣợc ARDL model, các biến phải dừng tối đa ở sai phân bậc 1. Nghiên cứu sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị unit root test để kiểm tra tính dừng giá trị log của các biến nghiên cứu.
Bƣớc 2_ Xác định độ trễ thích hợp. Nghiên cứu xác định độ trễ thích hợp cho mơ hình bằng cách sử dụng mơ hình VAR và đánh giá độ trễ tối ƣu thông qua các chỉ số AIC, SC, LR, FPE, HQ. Đây là các tiêu chí phổ biến trong nghiên cứu định lƣợng để tìm độ trễ tối ƣu.
Bƣớc 3_ Dùng eview 9 chạy mơ hình ARDL.
Bƣớc 4_ Kiểm định tính tự tƣơng quan của mơ hình.
Bƣớc 5_ Kiểm định đƣờng bao (Bound test) để xác định đồng liên kết và chạy mối quan hệ dài hạn giữa các biến ARDL Cointegrating And Long Run Form.
2.2.3. Mô tả dữ liệu
Tác giả sử dụng số liệu theo quý từ Q1/2005 -Q4/2014 (40 quan sát). Dữ liệu đƣợc thu thập từ IFS của IMF qua trang web
http://elibrary-data.imf.org/QueryBuilder.aspx?key=19784651&s=322
Dữ liệu về GDP thực trích xuất từ báo cáo Tình hình kinh tế - xã hội hàng quý và cuối năm từ trang web của Tổng Cục Thống Kê Việt Nam
Bảng 2.2. Mô tả dữ liệu
STT Tên biến Ký hiệu Nguồn số liệu
1 Cầu tiền hẹp logM1/P IFS
2 Cầu tiền rộng logM2/P IFS
3 Thu nhập thực logGDP GSO
4 Lạm phát logCPI IFS
5 Lãi suất tiền gửi VND logLSTG IFS
6 Tỷ giá hối đoái danh nghĩa VND/USD logTYGIA IFS
7 Chỉ số giá chứng khoán logVNIN
Sở giao dịch chứng khốn Tp.HCM http://www.hsx.vn/ 8 Giá vàng (tác giả sử dụng giá vàng SJC vì SJC đƣợc xem là thƣơng hiệu vàng quốc gia chiếm 90% thị phần của thị trƣờng vàng trong nƣớc)
logGOLD
Trang web của Công ty TNHH MTV Vàng bạc đá quý Sài Gịn SJC
(www.sjc.com.vn).
Dữ liệu đƣợc trình bày tại bảng 2.2.1 phần phụ lục.
Kết luận chƣơng hai
Qua tổng quan kinhtế Việt Nam từ năm 2005 đến 2014, cho thấy, nền kinh tế Việt Nam có nhiều bất ổn. Những năm đầu, tốc độ tăng trƣởng kinh tế khá cao sau đó ảnh hƣởng của khủng hoảng kinh tế thế giới đã giảm xuống thấp và hiện nay đã ổn định trở lại. Tình trạng lạm phát của nền kinh tế cũng tƣơng tự nhƣ vậy. Lạm phát có sự biến động lớn vào những năm kinh tế thế giới khủng hoảng, tuy nhiên, với nhiều biện pháp điều hành kinh tế vĩ mô chặt chẽ, lạm phát dần đƣợc kiềm chế và đi vào ổn định. Giai đoạn này cũng là giai đoạn nền kinh tế Việt Nam trên tiến trình hội nhập nền kinh tế tồn cầu. Thị trƣờng tài chính ngày càng phát triển mở ra nhiều cơ hội và thách thức cho nền kinh tế Việt Nam.
Chƣơng 3.PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.1.KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ ĐỂ KIỂM TRA TÍNH DỪNG
Biến nghiên cứu là chuỗi dừng khi trong kiểm định nghiệm đơn vị có trị tuyệt đối của t-Statistic lớn hơn trị tuyệt đối của giá trị giới hạn ở từng mức ý nghĩa (hoặc p- value của ƣớc lƣợng Dickey-Fuller có ý nghĩa ở mức 1%, 5% hay 10%), nghĩa là bác bỏ giả thiết Ho:
Giả thiết Ho: Chuỗi dữ liệu không dừng Giả thiết H1: Chuỗi dữ liệu dừng
Vì các biến nghiên cứu mang giá trị chênh lệch nhau rất lớn, nên để tăng hiệu quả mơ hình, nghiên cứu sẽ lấy log các biến.
Bảng 3.1. Bảng kết quả ADF unit root test
Biến Mức Sai phân bậc 1
logM1/P logM2/P LogGDP LogCPI LogLSTG LogGOLD LogTYGIA LogVNIN
Đây là bảng thống kê P-value của kiểm định ADF (1): intercept(2): trend and intercept
=> Tất cả các biến đều là chuỗi dừng tối đa ở sai phân bậc nhất. Nhƣ vậy, các biến thỏau cầu của mơ hình ARDL.
3.2.ƢỚC LƢỢNG ĐỘ TRỄ TỐI ƢU
Có nhiều tiêu chí để lựa chọn độ trễ thích hợp nhƣ AIC, SC, HQ, FPE, LR. Các tiêu chí này đƣợc phần mềm eview hỗ trợ. Kết quả xác định độ trễ tối ƣu cho mơ hình đƣợc trình bày trong bảng sau:
Bảng 3.2. Kiểm định về độ trễ của mơ hình
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 44.74840 NA 0.004446 -2.583227 -2.302987 -2.493576 1 64.40838 30.14531 0.001286 -3.827226 -3.500279 -3.722633 2 66.37002 2.877067 0.001211 -3.891335 -3.517682 -3.771800 3 69.61640 4.544937* 0.001049* -4.041094* -3.620734* -3.906617* (1) (2) (1) (2) 0.6504 0.4790 0.0002 0.0008 0.1667 0.5317 0.0003 0.0001 0.0058 0.0000 0.0812 0.4936 0.6417 0.8947 0.0048 0.0158 0.7340 0.9600 0.0001 0.0001 0.2059 0.9977 0.0036 0.0033 0.9000 0.7565 0.0000 0.0000 0.0011 0.0052 0.0611 0.0758
4 69.79400 0.236801 0.001116 -3.986267 -3.519201 -3.836849