4.1.2.1 Ƣớc lƣợng các hệ số hồi quy Bảng 4.2. Kết xuất hệ số hồi quy
Mô hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Hệ số Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phƣơng sai (Constant) 0,050 1,291 -0,038 0,970 LnM2 Cung tien 0,024 0,428 0,011 2,056 0,040 0,496 2,017 LnTDNH Tin dung NH 0,439 0,385 0,181 2,143 0,027 0,760 1,316 LnLSCK Lai suat CK -0,145 0,258 -0,144 -0,563 0,581 0,291 3,432 LnTTGD Thi truong GD 0,758 0,201 0,560 3,760 0,002 0,857 1,167 LnLP Lam phat 0,053 0,093 0,098 0,574 0,573 0,654 1,528 LnGV Gia vang 0,260 0,121 0,591 2,153 0,046 0,252 3,967 (Nguồn: Từ kết xuất SPSS)
Từ kết xuất ở Bảng 4.2, Các hệ số hồi quy đƣợc nhận dạng ở cột Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa (Unstandardized Coefficients), Các hệ số đó chính là các hệ số co dãn của mô hình: hệ số của biến LnM2 là 0,024, tƣơng tự các biến khác lần lƣợt: LnTDNH: 0,439; LnLSCK: -0,145; LnTTGD: 0,758; LnLP: 0,053; LnGV: 0,260. Nhƣ vậy, mô hình ƣớc lƣợng hồi quy mẫu là:
LnBDG = 0,050 + 0,024LnM2 + 0,439LnTDNH - 0,145LnLSCK + 0,758LnTTGD + 0,053LnLP + 0,260LnGV (4.2)
4.1.2.2 Diển giải các tham số βi trong mô hình hồi quy
(Xem Bảng 4.2: Kết xuất hệ số hồi quy)
(i) Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Nhận thấy các hệ số của các biến độc lập trong mô hình có dấu dƣơng (+), có nghĩa là các biến độc lập có tƣơng quan cùng chiều cùng với biến BDG. Hệ số của biến độc lập có dấu âm (-), có nghĩa biến độc lập đó có tƣơng quan nghịch chiều với biến phụ thuộc BDG.
Trong đó:
β0: Hệ số tự định, β0 = 0,050, ý nghĩa kinh tế, khi các yếu tố khác trong mô hình đều có hệ số bằng không, thì sự biến động giá của thị trƣờng nhà đất tại thành phố Hồ Chí Minh cũng sẽ biến động ở mức 0,05%.
Biến M2: Có hệ số β1 = + 0,024, tƣơng quan thuận chiều với biến phụ thuộc BDG. Khi tất cả các lƣợng tiền mặt kể cả các khoản tiết kiệm của mọi thành phần ở thành phố Hồ Chí Minh tăng thêm 1%, trong khi các yếu tố khác không đổi, thì tốc độ biến động giá thị trƣờng nhà đất tại thành phố Hồ Chí Minh sẽ tăng lên là 0,024%.
Biến TDNH: Có hệ số β2 = + 0,439, tƣơng quan thuận chiều với biến phụ thuộc BDG. Khi Tín dụng ngân hàng tăng lãi suất 1% thì các nhà đầu tƣ kinh doanh nhà đất cũng sẽ cộng 0,439% đƣa vào giá thành để bán ra thị trƣờng, tƣơng ứng với sự biến động giá chung của thị trƣờng nhà đất tại thành phố Hồ Chí Minh sẽ tăng là 0,439%. (điều kiện các biến độc lập khác không thay đổi).
Biến LSCK: Có hệ số β3 = - 0,145, tƣơng quan nghịch chiều với biến phụ thuộc BDG. Ý nghĩa kinh tế của mô hình, khi Ngân hàng Trung ƣơng giảm lãi suất chiết khấu 1% đối với các tín phiếu, các thƣơng phiếu có giá trị và giảm lãi suất cho các Ngân hàng thƣơng mại. Trên cơ sở đó, các Ngân hàng thƣơng mại sẽ giảm lãi suất cho vay, các nhà đầu tƣ kinh doanh nhà đất sẽ vay tăng lên là 0,145%. Nếu Ngân hàng Trung ƣơng tăng lãi suất chiết khấu 1% thì ngƣời vay để kinh doanh nhà đất giảm lại 0,145%. (điều kiện các biến độc lập khác không thay đổi)
Biến TTGD: Có hệ số β4 = 0,758, tƣơng quan thuận chiều với biến BDG, có nghĩa khi cung - cầu về nhà đất đột biến tăng lên 1%, các dịch vụ giao dịch nhà đất tăng lên 1%, thì biến động về giá trên thị trƣờng giao dịch nhà đất tại thành phố Hồ Chí Minh cũng có tốc độ tăng là 0,758%. (điều kiện các biến độc lập khác không thay đổi).
Biến LP: Có hệ số β5 = 0,053, tƣơng quan thuận chiều với biến phụ thuộc BDG. Khi nhà đầu tƣ nhận định đồng nội tệ có thể bị mất giá (có nghĩa lạm phát tăng), Nếu chỉ số lạm phát tăng 1% trong thời gian tới thì nhà đầu tƣ sẽ quyết định không đầu tƣ vào chứng khoán hoặc sẽ không gửi ngân hàng. Thay vào đó, có thể đầu tƣ vào thị trƣờng nhà đất, lúc đó sẽ tạo ra một chu kỳ biến động khác với mức tăng tƣơng ứng là 0,053%.
Biến GV: Có hệ số β6 = 0,260, tƣơng quan thuận chiều với biến phụ thuộc BDG. Khi giá vàng tăng 1 triệu đồng/lƣợng, trong khi các yếu tố khác không đổi thì các nhà đầu tƣ sẽ chú ý nhiều về lĩnh vực nhà đất, Khi cầu nhà đất tăng dẫn đến thị trƣờng nhà đất tại thành phố Hồ Chí Minh sẽ có biến động giá tăng thêm 0,26%. Thực tế, giá vàng và giá nhà đất thƣờng thể hiện mối quan hệ đồng biến.
(ii) Hệ số hồi quy chuẩn hóa (Standardized Coefficients)
Hệ số này xác định vị trí ảnh hƣởng của các biến độc lập. Trong mô hình này 4 biến độc lập đƣợc xem là quan trọng nhất: biến GV: có hệ số là 0,591; biến TTGD: có hệ số là 0,560; biến TDNH: có hệ số 0,181; biến M2: có hệ số là 0,011.
4.1.2.3 Phân tích các kiểm định (i) Kiểm định hệ số hồi quy (i) Kiểm định hệ số hồi quy
Trong Bảng 4.2 , cột mức ý nghĩa Sig. cho thấy:
- Biến M2 (cung tiền) có Sig. = 0,040 < 0,05, tƣơng quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc BDG với độ tin cậy 95%.
- Biến TDNH có Sig. = 0,027 < 0,05, tƣơng quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc BDG, với độ tin cậy 95%.
- Biến LSCK có Sig. = 0,581> 0,05, t = 0,563 < 2, tƣơng quan không có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc BDG.
- Biến TTGD có Sig. = 0,002 < 0,01, tƣơng quan có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc BDG, với độ tin cậy là 99%.
- Biến LP lạm phát có Sig. = 0,573 > 0,05 và t = 0,574< 2, nên tƣơng quan không có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc, với độ tin cậy 95%.
- Biến GV Giá vàng có Sig. = 0,046 < 0,05, tƣơng quan có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc BDG, với độ tin cậy là 95%.
Nhƣ vậy, qua kiểm định hệ số hồi quy, mô hình có 2 biến LSCK Lãi suất chiết khấu và LP Lạm phát đều có Sig. > 0,05, do đó không có ý nghĩa thống kê, mô hình chỉ còn lại 4 biến có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc, đó là: Biến M2 Cung tiền; TDNH Tín dụng Ngân hàng; TTGD Thị trƣờng giao dịch và GV Giá vàng.
(ii) Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình
Có 2 mức độ cần xem xét đó là: Mức độ giải thích của mô hình và xét mức độ phù hợp của mô hình:
Mức độ giải thích của mô hình
Bảng 4.3. Tóm tắt mô hình (Model Summary)
Hệ số R Hệ số R bình phƣơng Hệ số R bình phƣơng – hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng
Thống kê thay đổi
Hệ số Durbin - Watson Hệ số R bình phƣơng sau khi đổi Hệ số F sau khi đổi Bậc tự do 1 Bậc tự do 2 Hệ số sig. F sau khi đổi 0,823 0,677 0,563 0,26054 0,677 5,936 6 17 0,002 1,689 (Nguồn: Từ kết xuất SPSS) Trong bảng 4.3, R2
hiệu chỉnh (Adjusted R Square) là 0,563. Nhƣ vậy, 56,3% thay đổi của BDG đƣợc giải thích bởi các biến độc lập: M2, TDNH, TTGD và GV.
Mức độ phù hợp của mô hình
Bảng 4.4. Phân tích phƣơng sai – ANOVA
Model Tổng bình phƣơng Bậc tự do Bình phƣơng trung bình Hệ số F Hệ số Sig. Hồi quy 2,418 6 0,403 5,936 0,002 a Phần dƣ 1,154 17 0,068 Tổng 3,572 23 (Nguồn: Từ kết xuất SPSS)
Theo Bảng 4.4, Mức ý nghĩa hồi quy, Mô hình có Sig. = 0,000 < 0,01, cho thấy mô hình đƣa ra là có cơ sở và phù hợp với dữ liệu thực tế. Có nghĩa là các biến độc lập có tƣơng quan tuyến tính với biến phụ thuộc BDG với mức độ tin cậy 99%.
(iii) Kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến của các biến độc lập
Xét theo Bảng 4.2, trong cột VIF, tất cả các biến có trị số từ 1,167 đến 3,967, tất cả đều nhỏ hơn 10. Nhƣ vậy, các biến độc lập không có tƣơng quan với nhau, có nghĩa không có đa cộng tuyến.
(iv) Kiểm định tính dừng bằng phƣơng sai số dƣ không đổi Bảng 4.5. Bảng tƣơng quan – Correllation- Spearman
Tƣơng quan các biến ABSRES LnM2 Cung tien LnTDNH Tin dung NH LnTTGD Thi truong GD LnGV Gia vang Kiểm định phần dƣ Spearman's rho ABSRES Tƣơng quan Coefficient 1,000 -0,131 -0,219 0,219 -0,524** Sig. (2-tailed) . 0,541 0,305 0,304 0,109 Cỡ mẫu 24 24 24 24 24 LnM2 Cung tien Tƣơng quanCoefficient -0,131 1,000 0,366 -0,114 0,330 Sig. (2-tailed) 0,541 . 0,078 0,596 0,115 Cỡ mẫu 24 24 24 24 24 LnTDNH Tindung NH Tƣơng quanCoefficient -0,219 0,366 1,000 0,121 0,403 Sig. (2-tailed) 0,305 0,078 . 0,573 0,051 Cỡ mẫu 24 24 24 24 24 LnTTGD Thi truong GD Tƣơng quanCoefficient 0,219 -0,114 0,121 1,000 -0,043 Sig. (2-tailed) 0,304 0,596 0,573 . 0,840 Cỡ mẫu 24 24 24 24 24 LnGV Gia vang Tƣơng quanCoefficient -0,524** 0,330 0,403 -0,043 1,000 Sig. (2-tailed) 0,109 0,115 0,051 0,840 . Cỡ mẫu 24 24 24 24 24 (Nguồn: Kết xuất từ SPSS)
Để kiểm định phƣơng sai số dƣ không đổi, mô hình cần sử dụng kiểm định Spearman. Xác định giá trị tuyệt đối số dƣ đƣợc chuẩn hóa.Trong Bảng 4.5, Tất cả các biến M2, TDNH, TTGD, GV có mức ý nghĩa Sig. lần lƣợt là: 0,541; 0,305; 0,304; 0,109 tất cả đều lớn hơn 0,05. Nhƣ vậy, cho biết qua kiểm định phƣơng sai phần dƣ là không thay đổi, cho nên các biến số liệu trong mô hình có tính dừng.
4.1.2.4 Xác định mức đóng góp cùa các yếu tố quan trong trong biến động giá Bảng 4.6. Vị trí quan trọng của các yếu tố ảnh hƣớng Biến động giá Bảng 4.6. Vị trí quan trọng của các yếu tố ảnh hƣớng Biến động giá
Biến độc lập Giá trị tuyệt đối Phần trăm %
GV 0,591 44,01
TTGD 0,560 41,70
TDNH 0,181 13,48
M2 0,011 0,82
Tổng cộng 1,343 100
Biến GV Giá vàng đóng góp 44,01%; Biến TTGD Thị trƣờng giao dịch nhà đất góp 41,70%; Biến TDNH đóng góp 13,48%; Biến M2 Cung tiền đóng góp 0,82%.
4.2 Kết quả nghiên cứu
Qua phân tích hồi quy và thực hiện 4 kiểm định, kết quả Mô hình cho biết các yếu tố ảnh hƣởng đến biến động giá nhà và đất tại thành phố Hồ Chí Minh, đƣợc xác định có tầm quan trọng tính theo thứ tự lần lƣợt là: Yếu tố Giá vàng; Thị trƣờng giao dịch, Yếu tố Tín dụng Ngân hàng và yếu tố Cung tiền. Tổng các hệ số hồi quy trong mô hình này cũng chính là các hệ số co dãn, có tổng (0,260; 0,758; 0,439; 0,024) = 1,481. Mô hình cho biết có tổng hệ số co dãn lớn hơn 1, có nghĩa là thời gian qua vấn đề thị trƣờng nhà đất có sự biến động lớn hơn bình thƣờng. Vì vậy, cần căn cứ vào các yếu tố có tầm quan trọng để đề ra giải pháp ổn định và nhằm phát triển thị trƣờng nhà đất trong tƣơng lai. Tuy nhiên cũng cần lý luận những nguyên nhân gây ra sự yếu kém của các yếu tố làm biến động giá, trên cơ sở đó đề ra các giải pháp cũng nhƣ các kiến nghị là thiết thực nhất.
4.3 Nguyên nhân biến động giá và những tồn tại
Có rất nhiều nguyên nhân làm cho thị trƣờng nhà đất biến động giá liên tục, Luận văn này chủ yếu cô động những vấn đề cụ thể và thực tiễn nhƣ:
Thứ nhất, về Giá vàng hiện nay đang có biến động giảm, lý giải các hiện tƣợng trên, theo các chuyên gia kinh tế, yếu tố vàng do nhà nƣớc độc quyền siết chặt vàng miếng, cấm vàng hóa, không đƣợc giao dịch trong thanh toán nhà đất. Hơn nữa, vấn đề chống buôn lậu vàng có phát huy hiệu lực, nhƣng yếu tố vàng ảnh hƣởng từ thế giới, ảnh hƣởng đến các hàng hóa khác. Từ đó, giá nhà đất tại thành phố Hồ Chí Minh hiện nay đang có biến động giảm, một phần do nguồn cung đã bắt đầu đáp ứng đƣợc nhu cầu của thị trƣờng trong khi đó nhu cầu về căn hộ chung cƣ tại thành phố Hồ Chí Minh vẫn còn rất cao.
Thứ hai, thị trƣờng giao dịch nhà đất thực tế trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh, hiện đang trầm lắng, nhiều căn hộ cao cấp bán giá rất cao, không thể hạ sát xuống thấp quá mức, vì đã vƣớng nhiều yếu tố về chi phí đầu tƣ trƣớc kia. Đồng
thời có nhiều hộ dân sử dụng nhà, đất không có giấy tờ hợp lệ, theo quy định pháp luật thì không đủ điều kiện cấp giấy chứng nhận và không đƣợc bồi thƣờng khi Nhà nƣớc thu hồi đất, dẫn đến chỉ đƣợc hỗ trợ; chỉ đƣợc bồi thƣờng theo pháp lý sử dụng đất mà không đƣợc bồi thƣờng theo hiện trạng bị quy hoạch. Do đó, làm cho thị trƣờng không giao dịch nhanh đƣợc, trong khi chủ đầu tƣ và hộ dân kẹt vốn, nên phải hạ giá, chấp nhận lỗ, nhƣng còn ảnh hƣởng nguồn cung tiền từ Ngân hàng, vay không đƣợc vì tính pháp lý thế chấp nhà không đảm bảo. Nguyên nhân đó dẫn đến thị trƣờng giao dịch biến động làm cho biến động giá trên thị trƣờng Nhà đất trong thời gian qua. Hơn nữa, quy định về giao dịch nhà ở vẫn còn nhiều khó khăn, bất cập về xác định điều kiện của nhà ở tham gia giao dịch, dẫn đến không thế chấp đƣợc nhà ở hình thành trong tƣơng lai do chƣa có giấy chứng nhận quyền sở hữu đối với nhà ở theo quy định pháp luật.
Thứ ba, từ yếu tố tín dụng Ngân hàng, trong lúc giá thị trƣờng nhà đất đang tăng cao, Lạm phát nhiều, chính sách thắt chặt tín dụng của Ngân hàng Nhà nƣớc trong thời gian qua đã có tác động đến việc mua bán nhà đất. Nhiều nhà đầu tƣ cá nhân đang bán tháo các căn hộ vì họ không thể duy trì khoản vay ngân hàng. Lãi suất vay cao cùng với việc tăng chi phí xây dựng lên 15% đã làm giảm sức hấp dẫn của dịch vụ vay thế chấp đối với ngƣời mua, nhƣng lại có tác dụng hạ nhiệt, giảm bớt những rủi ro do thị trƣờng giao dịch nhà đất đang biến động về giá rất cao.
Thứ tƣ, về lực cung tiền trên thị trƣờng cũng tạo nhiều thay đổi trong môi trƣờng kinh doanh. Một trong những vấn đề gây bức xúc về vốn tồn tại rất lâu là tình trạng dự án bị quy hoạch ''treo'', khiến cho ngƣời dân không yên tâm. Ngoài ra, Cơ chế chính sách phát triển, kinh doanh nhà ở và bất động sản Luật nhà ở đã có nhiều quy định cụ thể về việc phát triển nhà ở nhƣng vẫn còn nhiều quy định chƣa có tính khả thi, chƣa khuyến khích đƣợc các chủ thể tham gia phát triển nhà ở, làm cho quan hệ cung cầu về nhà ở vẫn còn mất cân đối và nhiều bất cập. Luật Nhà ở chƣa có quy định cụ thể để điều tiết thị trƣờng nhà ở, đặc biệt là điều tiết về giá cả, các phân khúc nhà ở, các loại nhà ở.
công tác quản lý Nhà nƣớc của các địa phƣơng, làm hạn chế vai trò và quyền chủ động năng động của Bộ Xây dựng và các địa phƣơng. Đồng thời, với gói hỗ trợ 30.000 tỷ của chính phủ để cung ra kích thích thị trƣờng nhà đất cũng bị vƣớng bởi những quy định về Luật. Luật nhà ở chƣa quy định cụ thể các yêu cầu cho phát triển nhà ở, đặc biệt là chƣa thực sự dựa trên nền tảng công tác quy hoạch, và chƣa có giải pháp hiệu quả cho công tác phát triển nhà ở của các cá nhân tại khu vực đô thị. Vì vậy, hiện trạng về phát triển nhà ở thiếu quy hoạch, sai quy hoạch, xây dựng, cải tạo không theo đúng thiết kế, tiêu chuẩn và mỹ quan đô thị đã và đang xảy ra khá phổ biến nhƣng cơ quan chức năng thiếu cơ sở pháp lý để xử lý. Vấn đề quản lý nhà chung cƣ, giá dịch vụ nhà chung cƣ, quy định về diện tích sở hữu chung và riêng còn nhiều bất cập, đã nảy sinh nhiều vƣớng mắc, gây tranh chấp. Cơ chế chính sách phát triển và quản lý thị trƣờng không đồng bộ.
Tuy nhiên, Luật chƣa đáp ứng đầy đủ một quy trình hoàn chỉnh về đầu tƣ kinh