CHƯƠNG 3: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.5. Mô hình hồi quy đồng tích hợp
Nghiên cứu mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến nhằm mục đích cho thấy rằng các biến quan sát trong dài hạn sẽ dao động theo quan hệ cung cầu và có xu hướng xoay quanh giá trị thực của nó. Khi quan sát dài hạn sẽ thấy các biến có xu hướng biến động cùng nhau hay không loại bỏ các tác nhân tức thời, ngẫu nhiên trong ngắn hạn, các biến thiên trong ngắn hạn.
Các giả thiết nghiên cứu được đưa ra ở chương 1 “Cơ sở lý thuyết”:
STT Giả thiết
1 Giá vàng trong nước và chỉ số chứng khoán có mối tương quan nghịch biến 2 Giá vàng trong nước và chỉ số lạm phát có mối tương quan đồng biến
3 Giá vàng trong nước và lãi suất huy động có mối tương quan nghịch biến 4 Giá vàng trong nước và giá dầu thế giới có mối tương quan đồng biến
Với kết quả ước lượng FMOLS, chúng ta có mô hình ảnh hưởng của LVNI, LCPI, LI và LO lên LV trong dài hạn.
Mô hình hàm hồi quy tổng thể:
LVt = β1 + β2LVNIt + β3LCPIt + β4LIt + β5LOt + Ut
Trong đó:
Biến phụ thuộc: Logarith tự nhiên của giá vàng bình quân của tất cả các ngày mỗi tháng (LV).
Bốn biến độc lập:
Logarith tự nhiên của giá bình quân của tất cả các ngày giao dịch mỗi tháng (LVNI)
Logarith tự nhiên của chỉ số tiêu dùng hàng tháng (LCPI)
Logarith tự nhiên của lãi suất tiền gửi kỳ hạn hàng tháng (LI)
Logarith tự nhiên của giá dầu thế giới bình quân của tất cả các ngày mỗi tháng (LO)
β1 : Hệ số chặn
β2 : Hệ số góc của biến LVNI β3 : Hệ số góc của biến LCPI β4 : Hệ số góc của biến LI β5 : Hệ số góc của biến LO Ut: Sai số ngẫu nhiên
Bảng 3.7. Kết quả chạy mô hình hồi trên Eviews
Biến số Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kế t P-value
C 13.92791 0.434475 32.056880 0.0000
LVNI -0.238174 0.042586 -5.592746 0.0000
LCPI 0.12098 0.039098 3.094310 0.0031
LI -0.234839 0.115430 -2.034465 0.0467
LO 1.15872 0.082285 14.081790 0.0000
Nguồn: Phụ lục 5 và 12
Bảng 3.8. Kết quả chạy mô hình hồi trên Eviews
Tiêu chí Giá trị
R bình phương (hệ số xác định) 0.849362 R bình phương hiệu chỉnh 0.838407
Thống kê F 77.52854
P-value( Thống kê F) 0.0000 Hệ số Durbin-Watson 0.57867
Nguồn: Phụ lục 5 và 12
Mô hình hàm hồi quy:
LV = 13.927908195 - 0.2381739345*LVNI + 0.12098012092*LCPI - 0.23483892179*LI + 1.158720056*LO [32.05688]** [-5.592746]* [3.094310]** [-2.034465]* [14.08179]**
Ghi chú: ** có ý nghĩa ở mức 1%; * có ý nghĩa ở mức 5%
Nghiên cứu sử dụng giá trị P-value để kiểm định xem các biến độc lập có thực sự ảnh hưởng đến biến phụ thuộc trong dài hạn hay không. Với kết quả này cho thấy các hệ số của các biến LVNI, LCPI, LI và LO đều có ý nghĩa thống kê và có mối quan hệ tuyến tính với biến LV (P-value của LVNI, LCPI và LO nhỏ hơn 1% còn P-value của LI nhỏ hơn 5%).
Hệ số xác định (R-squared) mô hình đạt 84.49% và hệ số xác định hiệu chỉnh (Adjusted R-squared) là 83.84% cho biết sự thay đổi của các biến kinh tế vĩ mô giải thích được 83.84% sự biến động của giá vàng tại Việt Nam. Mô hình hồi quy có P- value < 1% : ước lượng hồi quy đạt ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 99%. Ngoài ra, hệ số chặn β1 = 13.927908195 cho ta biết khi các biến độc lập LVNI, LCPI, LI và LO đồng thời bằng 0 thì biến LV đạt giá trị là 13.927908195.
Từ kết quả mô hình hồi quy đồng tích hợp, bài nghiên cứu đi đến kết luận các giả thiết được đưa ra ở Chương 1 như sau:
Biến chỉ số VN-Index (LVNI)
Chỉ số VN-Index có mối tương quan âm (-) với Giá vàng: Kết quả trong dài hạn, tác động của biến chỉ số VN-Index trong mô hình phù hợp so với giả thuyết nghiên cứu. Khi chỉ số VN-Index tăng 1% thì giá vàng giảm 0.238%
trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi.
Biến chỉ số lạm phát (LCPI):
Chỉ số lạm phát (CPI) có mối tương quan dương (+) với Giá vàng: Kết quả trong dài hạn, tác động của biến chỉ số lạm phát (CPI) trong mô hình phù hợp so với giả thuyết nghiên cứu. Khi chỉ số lạm phát tăng 1% làm cho giá vàng trong nước tăng 0.121% trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi.
Biến lãi suất huy động (LI):
Chỉ số lãi suất huy động (I) có mối tương quan dương (-) với Giá vàng:
Kết quả trong dài hạn, tác động của biến chỉ số lãi suất huy động (I) trong mô hình phù hợp so với giả thuyết nghiên cứu. Khi chỉ số lãi suất huy động tăng 1%
làm cho giá vàng trong nước giảm 0.235% trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi.
Biến giá dầu (LO):
Chỉ số giá dầu (O) có mối tương quan dương (+) với Giá vàng: Kết quả trong dài hạn, tác động của biến chỉ số giá dầu (O) trong mô hình phù hợp so với giả thuyết nghiên cứu. Khi giá dầu thế giới tăng 1% làm cho giá vàng trong nước tăng 1.159% trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi.
Kết luận:
Như vậy, các giả thiết được đưa ra ở Chương 1 đều được chấp nhận. Cụ
thế trong dài hạn giai đoạn từ năm 2009-2013:
Yếu tố lạm phát và yếu tố giá dầu thế giới có mối quan hệ cùng chiều với yếu tố giá vàng, trong đó giá dầu thế giới tác động đến giá vàng trong nước mạnh hơn lạm phát (1.159% > 0.121%).
Yếu tố chỉ số VN-Index và yếu tố lãi suất huy động có mối quan hệ ngược chiều với yếu tố giá vàng và gần như có cùng mức độ ảnh hướng đến giá vàng (-0.238% và -0.235%).