Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến giá vàng Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM (cid:1)(cid:1)(cid:1)(cid:1) (cid:2)(cid:2)(cid:2)(cid:2) 

PHẠM VĂN BÌNH KIỂM ĐỊNH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN GIÁ VÀNG VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM (cid:1)(cid:1)(cid:1)(cid:1) (cid:2)(cid:2)(cid:2)(cid:2) 

PHẠM VĂN BÌNH

CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG

MÃ SỐ: 60340201

KIỂM ĐỊNH CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG

ĐẾN GIÁ VÀNG VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS.TS. NGUYỄN VĂN SĨ

TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan, Luận văn thạc sĩ Kinh tế với đề tài “Kiểm định các yếu tố ảnh

hưởng đến giá vàng Việt Nam” là kết quả của quá trình học tập, nghiên cứu khoa

học độc lập và nghiêm túc. Các thông tin sử dụng trong luận văn đáng tin cậy và

trung thực.

Học viên

Phạm Văn Bình

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

SGD: Sàn giao dịch NĐT: Nhà đầu tư CK: Chứng khoán GVVN: Giá vàng Việt Nam NHNN: Ngân hàng Nhà nước NHTM: Ngân hàng Thương mại TTCK: Thị trường chứng khoán HOSE: Sở giao dịch chứng khoán Tp.HCM

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Bảng 2.1: Tổng hợp kết quả nghiên cứu thực nghiệm ................................. 13 Bảng 3.1: Kỳ vọng chiều hướng tác động của các biến đến giá vàng .......... 21 Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến ............................................................ 25 Bảng 4.2: Kết quả kiểm định tính dừng ...................................................... 26 Bảng 4.3: Kết quả hồi quy của mô hình (1) ................................................ 28 Bảng 4.4: Kết quả hồi quy của mô hình (2) ................................................ 29 Bảng 4.5: Ma trận tương quan của các hệ số hồi quy của mô hình (2) ........ 30 Bảng 4.6: Kiểm tra phương sai sai số thay đổi ............................................ 31 Bảng 4.7: Kết quả chiều hướng ảnh hưởng của các yếu tố đến GVVN ....... 32

DANH MỤC HÌNH VÀ ĐỒ THỊ

Hình 3.1: Tỉ lệ lạm phát và Giá vàng Việt Nam .......................................... 18 Hình 3.2: Tỷ giá hối đoái USD/VND và Giá vàng Việt Nam ..................... 19 Hình 3.3: Cung tiền M1 và Giá vàng Việt Nam .......................................... 19 Hình 3.4: Chỉ số VN Index và Giá vàng Việt Nam ..................................... 20 Hình 3.5: Giá vàng thế giới và Giá vàng Việt Nam .................................... 21

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG BIỂU

DANH MỤC HÌNH VÀ ĐỒ THỊ

MỤC LỤC

TÓM TẮT

CHƯƠNG I: GIỚI THIỆU .............................................................................. 1

1.1. Lý do chọn đề tài ....................................................................................... 1

1.2. Mục tiêu nghiên cứu .................................................................................. 1

1.3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu ............................................................. 1

1.4. Phương pháp nghiên cứu .......................................................................... 2

1.5. Bố cục của luận văn ................................................................................... 2

Kết luận chương 1 ............................................................................................ 3

CHƯƠNG 2: LÝ THUYẾT VÀ CÁC CHỨNG CỨ THỰC NGHIỆM VỀ

SỰ ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẾN GIÁ VÀNG ............................ 4

2.1. Tổng quan về đặc điểm của vàng và thị trường vàng Việt Nam ............. 4

2.1.1. Đặc điểm của vàng ........................................................................... 4

2.1.2. Thị trường vàng Việt Nam ............................................................... 4

2.2. Những nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới về sự ảnh hưởng của các

yếu tố đến giá vàng ......................................................................................... 11

2.3. Tổng hợp kết quả nghiên cứu thực nghiệm ........................................... 12

2.4. Kết luận rút ra từ các nghiên cứu thực nghiệm và lý thuyết về các yếu

tố ảnh hưởng đến giá vàng ở Việt Nam ......................................................... 13

Kết luận chương 2 .......................................................................................... 15

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ........................................... 16

3.1. Mô hình nghiên cứu ................................................................................. 16

3.2. Dữ liệu và nguồn dữ liệu ......................................................................... 17

3.3. Kỳ vọng về chiều hướng ảnh hưởng của các yếu tố lên giá vàng VN ... 17

3.4. Phương pháp nghiên cứu ........................................................................ 22

Kết luận chương 3 .......................................................................................... 24

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ...................................................... 25

4.1. Thống kê mô tả các biến: ........................................................................ 25

4.2. Kiểm định nghiệm đơn vị ADF ............................................................... 26

4.3. Mô hình hồi quy bội ................................................................................ 27

4.4. Kiểm tra sự phù hợp của mô hình .......................................................... 29

4.4.1. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến ............................................... 29

4.4.2. Kiểm tra hiện tượng tự tương quan .............................................. 30

4.4.3. Kiểm tra phương sai sai số thay đổi .............................................. 31

4.5. Giải thích kết quả đạt được .................................................................... 31

4.6. Thảo luận kết quả đạt được .................................................................... 32

Kết luận chương 4 .......................................................................................... 35

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN .............................................................................. 36

5.1. Những kết quả đạt được của luận văn ................................................... 36

5.2. Những mặt hạn chế của luận văn và hướng nghiên cứu tiếp theo. ....... 36

TÀI LIỆU THAM KHẢO .............................................................................. 38

PHỤ LỤC

Phụ lục 1: Kết quả kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu (ADF)

Phụ lục 2: Kết quả kiểm định Breusch – Godfrey (Với các bậc tự tương quan

thực hiện từ 1 đến 5)

Phụ lục 3: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi

TÓM TẮT

Luận văn tập trung giải thích sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô như Tỷ

giá hối đoái, Tỷ lệ lạm phát, Chỉ số chứng khoán VN Index, Giá vàng thế giới,

Cung tiền M1 đến Giá vàng Việt Nam. Luận văn sử dụng chính là phương pháp

nghiên cứu định lượng để kiểm định và giải thích các yếu tố vĩ mô ảnh hưởng

đến giá vàng Việt Nam.

Với việc sử dụng chuỗi dữ liệu thời gian theo tháng tác giả đã sử dụng

phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị ADF để rút ra kết luận thống kê trong

ngắn hạn và dài hạn và kết quả đã chứng minh rằng Giá vàng thế giới, Tỷ lệ lạm

phát, Cung tiền M1, thực sự ảnh hưởng đến Giá vàng Việt Nam. Các biến vĩ mô

còn lại như Chỉ số chứng khoán VN Index và Tỷ giá hối đoái USD/VND không

có ý nghĩa về mặt thống kê. Tỷ lệ lạm phát tương quan thuận với Giá vàng Việt

Nam; Giá vàng thế giới tương quan thuận với Giá vàng Việt Nam; Cung tiền M1

tương quan thuận với Giá vàng Việt Nam.

So sánh với kết quả những nghiên cứu trước đây, đồng thời liên hệ thực

nghiệm đến những biến động trong giai đoạn khảo sát đã cho thấy kết quả

nghiên cứu phù hợp với cơ sở lý thuyết và thực trạng nền kinh tế Việt Nam.

1

CHƯƠNG I: GIỚI THIỆU

1.1. Lý do chọn đề tài

Trong những năm gần đây, khủng hoảng kinh tế diễn ra, giá vàng thế giới có

sự biến động tăng, giảm với biên độ lớn. Tại Việt Nam, môi trường kinh tế vĩ mô

chưa thật ổn định, tỷ lệ lạm phát còn cao. Giá vàng trong nước biến động thất

thường gây tâm lý bất ổn cho người dân, ảnh hưởng đến sự ổn định của nền kinh

tế, làm nhiều người dân thiệt hại khi chạy theo Vàng.

Môi trường kinh tế vĩ mô có tác động quan trọng đến sự ổn định của các thị

trường, trong đó thị trường vàng cũng không là một ngoại lệ. Do vàng vừa có

yếu tố của một hàng hóa thông thường vừa là tiền tệ nên mức tác động của các

yếu tố vĩ mô càng chặt chẽ hơn. Các thông tin về yếu tố vĩ mô tác động đến giá

vàng Việt Nam sẽ có ích cho các nhà hoạch định chính sách, các nhà đầu tư và

người dân.

Chính vì thế, việc phân tích, kiểm định, giải thích các yếu tố vĩ mô tác động

đến giá vàng, là một trong những việc làm hết sức cần thiết. Xuất phát từ những

lý do đó, tôi đã chọn đề tài “Kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến giá vàng

Việt Nam” làm đề tài nghiên cứu luận văn của mình.

1.2. Mục tiêu nghiên cứu

- Xác định các yếu tố tác động đến giá vàng ở Việt Nam, cùng mức độ và

chiều hướng tác động của các yếu tố đó nhằm phục vụ cho các nhà hoạch định

chính sách kinh tế của Việt Nam, các nhà đầu tư và người dân.

1.3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

- Đối tượng nghiên cứu của luận văn là sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô

đến giá vàng Việt Nam.

2

- Phạm vi nghiên cứu của luận văn là Giá vàng Việt Nam và các yếu tố vĩ

mô giai đoạn 2004 - 2012 bao gồm: Giá vàng thế giới, Cung tiền M1, Tỷ lệ lạm

phát, Tỷ giá hối đoái USD/VND, Chỉ số chứng khoán VN Index.

1.4. Phương pháp nghiên cứu

- Nghiên cứu định tính: Trong phạm vi đề tài, phương pháp định tính được

sử dụng bằng cách thu thập các số liệu và các thông tin liên quan để quan sát sự

biến động của giá vàng Việt Nam trong mối liên hệ với sự thay đổi của các yếu

tố vĩ mô từ 2004 đến 2012 qua đó phát hiện ra sự ảnh hưởng của các yếu tố đến

giá vàng Việt Nam.

- Nghiên cứu định lượng: Trong phạm vi bài nghiên cứu tác giả xác định

mô hình nghiên cứu, kiểm định các giả thuyết thông qua chương trình Eviews

6.0, các phương pháp sau đây được thực hiện:

+ Phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị ADF (Augmented Dickey-

Fuller) để xác định tính dừng của các chuỗi dữ liệu thời gian.

+ Phương pháp phân tích hồi quy bội, mô hình hồi quy tuyến tính đa biến.

+ Phương pháp kiểm định sự phù hợp của mô hình: khắc phục hiện tượng

tự tương quan và đa cộng tuyến nếu có.

1.5. Bố cục của luận văn

Luận văn được chia làm 5 chương như sau:

- Chương 1: Giới thiệu

- Chương 2: Lý thuyết và các chứng cứ thực nghiệm về các yếu tố ảnh

hưởng đến giá vàng

- Chương 3: Phương pháp nghiên cứu

- Chương 4: Kết quả nghiên cứu

3

- Chương 5: Kết luận

Kết luận chương 1

Giá vàng Việt Nam trong thời gian gần đây biến động phức tạp, gây tâm lý

hoang man đối với người dân và ảnh hưởng đến việc điều hành chính sách kinh

tế vĩ mô của nhà nước. Vì vậy tác giả đã chọn đề tài “Kiểm định các yếu tố ảnh

hưởng đến giá vàng Việt Nam” để nghiên cứu, tác giả hy vọng những phát hiện

trong nghiên cứu sẽ thực sự hữu ích không chỉ riêng các nhà đầu tư, các công ty

kinh doanh vàng mà còn đối với những nhà hoạch định chính sách.

4

CHƯƠNG 2: LÝ THUYẾT VÀ CÁC CHỨNG CỨ THỰC NGHIỆM VỀ

SỰ ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẾN GIÁ VÀNG

2.1. Tổng quan về đặc điểm của vàng và thị trường vàng Việt Nam

2.1.1. Đặc điểm của vàng

o Vàng là một kim loại quý: Vàng là kim loại quý được dùng trong ngành

trang sức, y học, công nghiệp,...Vàng có tính bền vững hóa học cao với vẻ đẹp

bề ngoài sáng bóng; Vàng nguyên chất có độ dẻo cao, dễ dát thành lá mỏng và

kéo sợi nên vàng rất phù hợp với việc chế tác đồ kim hoàn, các linh kiện và vi

mạch điện tử…; Ngoài ra, vàng là vật chất có độ dẫn điện, dẫn nhiệt cao, phản

ánh tia hồng ngoại rất mạnh.

o Vàng là một hàng hóa đặc biệt: Với tính chất ưu việt và được công nhận

rộng rãi, vàng đã trở thành một vật chất đặc biệt mang hình thái hàng hóa – tiền

tệ. Lịch sử tiền vàng kéo dài hàng mấy nghìn năm và phổ biến trên khắp các

nước với những biến cố, những giai đoạn thăng trầm khác nhau. Khi đóng vai trò

là tiền thì vàng đã có đầy đủ các chức năng của tiền tệ nói chung và cho đến

ngày nay chưa có loại tiền nào có chức năng đầy đủ như thế, bao gồm: chức

năng phương tiện thanh toán, thước đo giá trị và phương tiện tích trữ.

o Vàng là dự trữ Quốc gia: Mức dự trữ vàng của toàn thế giới gần đây lên

đến 130,000 tấn. Các quốc gia, ngân hàng và quỹ đầu tư trên toàn thế giới tăng

cường giữ vàng trong danh mục đầu tư của mình để tránh nguy cơ giảm giá trị

tài sản do lạm phát và phá giá tiền tệ trong điều kiện suy thoái kinh tế toàn cầu như hiện nay1.

1 Phạm Thị Huyền Trang, 2012. Các nhân tố ảnh hưởng đến thị trường vàng trong nền kinh tế Việt Nam. Luận văn thạc sĩ. Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.

2.1.2. Thị trường vàng Việt Nam

5

2.1.2.1. Hoạt động của thị trường vàng Việt Nam

Thị trường vàng Việt Nam hiện nay là một thị trường nhỏ với các hình thức

giao dịch lạc hậu so với thế giới. Trên thị trường vàng vật chất trong nước, Công

ty vàng bạc đá quý Sài Gòn (SJC) chiếm khoảng 90% thị phần, hiện nay thương

hiệu vàng miếng SJC do Nhà nước quản lý, độc quyền sản xuất. Ngoài ra còn có

khoảng 30 doanh nghiệp có quy mô lớn, cùng với rất nhiều doanh nghiệp kinh

doanh vàng vừa và nhỏ. Có thể chia làm 3 nhóm bao gồm nhóm ngân hàng, chủ

yếu tập trung kinh doanh và huy động vàng miếng đã bắt đầu chuyển sang kinh

doanh vàng trang sức sau khi Nhà nước ban hành nghị định 24/2012/NĐ-CP.

Nhóm công ty vàng, kinh doanh trang sức, vàng miếng và nhập khẩu vàng như

PNJ, SJC, Doji, Bảo tín minh châu và nhóm còn lại là các cửa hàng kinh doanh

nhỏ lẻ.

Đối với hoạt động xuất khẩu vàng ở nước ta được NHNN quản lý trên nguyên

tắc bảo đảm quyền và hiệu quả kinh doanh của các doanh nghiệp, ổn định thị

trường trong nước, thông qua cơ chế độc quyền và quy định mức thuế xuất tùy

hàm lượng vàng, theo từng năm. Việt Nam đóng vai trò là nước nhập khẩu hơn

là nước xuất khẩu mặt hàng này, hàng năm lượng xuất khẩu thấp do sản phẩm nữ

trang chưa đáp ứng được tiêu chuẩn quốc tế, xuất khẩu vàng diễn ra trong tình

huống chênh lệch giá trong nước và thế giới, các doanh nghiệp lách luật bằng

cách cho hàm lượng vàng cao vào trong thành phẩm nữ trang để xuất khẩu sang

nước ngoài, thành phẩm này được các doanh nghiệp nước ngoài chế biến lại

dưới dạng vàng nguyên liệu.

Về hoạt động nhập khẩu vàng ở nước ta: hàng năm phải nhập khẩu đáp ứng

đến gần 95% nhu cầu trong nước. Theo báo cáo của Bộ Công Thương, tổng kim

ngạch nhập khẩu kim loại quý này trong năm 2011 là 2.2 tỷ đôla. Trước đây việc

nhập khẩu vàng thường do các công ty ngoài ngân hàng thực hiện, mục đích là

lợi nhuận... Việc nhập khẩu vàng thường trong các tình huống cấp bách do giá

6

vàng trong nước tăng cao (nhập khẩu vàng để can thiệp giá, bình ổn thị trường).

Hiện nay do độc quyền sản xuất vàng miếng nên Nhà nước độc quyền nhập khẩu

vàng nguyên liệu để sản xuất vàng miếng. Đối với việc nhập khẩu vàng nguyên

liệu để sản xuất vàng trang sức, mỹ nghệ thì NHNN xem xét cấp Giấy phép nhập

khẩu cho doanh nghiệp được NHNN cấp giấy chứng nhận đủ điều kiện sản xuất

vàng trang sức, mỹ nghệ.

Tình trạng ăn gian tuổi vàng: thực tế tuổi vàng được thế hiện qua màu sắc,

song việc phân định màu sắc bằng mắt thường chỉ mang tính tương đối, vì thế rất

khó để biết được tuổi thật của vàng. Bên cạnh đó chất lượng sản phẩm là do

doanh nghiệp tự đăng ký chất lượng với cơ quan quản lý và chịu trách nhiệm về

chất lượng vàng đã đăng ký. Và khi cơ quan quản lý tổ chức thanh tra nếu phát

hiện vi phạm thì sẽ xử phạt nhưng các doanh nghiệp có nhiều cách thức để lách

luật trong khi các cơ quan quản lý hoạt động chưa thực sự hiệu quả. Do đó khi

giá vàng lên cao, các doanh nghiệp tư nhân thường có xu hướng ăn gian tuổi

vàng để cạnh tranh về giá cả, đồng thời thu lợi nhuận cao gây thiệt hại cho người

tiêu dùng.

Về thị trường vàng phi vật chất: từ năm 2006 đến năm 2010, có đến 19 SGD

vàng được thành lập, hoạt động kinh doanh vàng qua tài khoản diễn ra rất sôi

động với mức ký quỹ thấp (7%) trên các SGD đơn lẻ trong nước, do một số ngân

hàng, công ty hoặc tổ chức kinh doanh vàng thành lập, quản lý; một số NHTM

cũng được kinh doanh vàng trên tài khoản ở nước ngoài. Trước tình trạng tự phát

thiếu cơ chế quản lý nên từ đầu năm 2010, Chính phủ cấm SGD, kinh doanh

vàng qua tài khoản và cấm huy động vàng của các ngân hàng từ 2012.

2.1.2.2. Các nhân tố chính ảnh hưởng đến giá vàng ở Việt Nam

7

Giá vàng thế giới và cách quy đổi giá vàng theo VND: Giá 1 lượng vàng =

(Giá vàng thế giới + chi phí vận chuyển + phí bảo hiểm) x (1+ thuế nhập khẩu) x

1.20556 x tỷ giá USD/VND + phí gia công + phí hải quan.

Biến động cung – cầu vàng

- Biến động nguồn cung trên thị trường vàng Việt Nam: Nguồn cung

vàng của Việt Nam hàng năm chính là nguồn vàng nhập khẩu. Khi giá vàng

trong nước thấp hơn giá vàng thế giới quy đổi, các công ty kinh doanh vàng, có

sẵn nguồn vàng sẽ xuất khẩu vàng để thu lợi nhuận; Ngược lại, khi giá vàng

trong nước cao hơn giá vàng thế giới, họ lại nhập khẩu vàng để cung cấp cho thị

trường trong nước. Tuy nhiên, nguồn cung này lại phụ thuộc vào hạn ngạch do

NHNN cho phép nên đáp ứng chậm so với nhu cầu, điều này càng đẩy giá vàng

lên cao hơn, tạo điều kiện cho đầu cơ và buôn lậu vàng, khiến tình hình giá vàng

trong nước càng khó kiểm soát.

- Biến động về cầu vàng: Việt Nam thuộc top 10 nước tiêu thụ vàng nhiều

nhất trên thế giới. Tổng nhu cầu vàng cả năm 2012 là 77 tấn giảm 24% so với

năm 2011, trong năm 2011 nhu cầu vàng của Việt Nam 100.3 tấn tăng 23% so

với năm 2010. Nhu cầu vàng trên thị trường vàng Việt Nam bao gồm: Nhu cầu

trang sức, nhu cầu tích lũy, nhu cầu sản xuất và nhu cầu đầu tư. Cũng như trên

thị trường thế giới, nhu cầu đầu tư vàng trên thị trường có tác động mạnh đến giá

vàng.

Chính sách tiền tệ: Theo công thức quy đổi giá vàng, tỷ giá USD/VND tác

động cùng chiều lên giá vàng trong nước. Tuy nhiên, trên thực tế, tác động của

tỷ giá USD/VND lên giá vàng Việt Nam lại rất phức tạp, góp phần làm giá vàng

trong nước và giá vàng thế giới quy đổi có sự chênh lệch. Vì tỷ giá USD/VND

vừa là công cụ, vừa là kết quả của chính sách tiền tệ, tác động trực tiếp lên kỳ

vọng vào giá trị đồng VND, và là một trong những thông số tham chiếu trong

8

quyết định đầu tư của các nhà đầu tư trên thị trường tài chính mà vàng là một

kênh đầu tư trên thị trường đó. Từ đó, tỷ giá USD/VND đã gián tiếp tác động lên

giá vàng. Mặt khác, sự biến động tỷ giá USD/VND không phải là tác nhân chính

khiến giá vàng trong nước chênh lệch lớn so với giá vàng thế giới. Vì, khi ta

dùng tỷ giá USD/VND bình quân qua các năm để tính giá vàng thế giới quy đổi

tại các thời điểm khác nhau theo đơn vị triệu đồng/lượng thì chênh lệch giữa giá

vàng thế giới và Việt Nam vẫn rất lớn, thậm chí còn lớn hơn so với các giá trị thông thường khi ta dùng tỷ giá trần để quy đổi2.

Chính sách quản lý của nhà nước

- Quy định về việc nhập khẩu vàng của NHNN: Việc cấp hạn ngạch nhập

khẩu vàng là một biện pháp quản lý hành chính trong việc quản lý thị trường

vàng. Biện pháp này được NHNN đưa ra nhằm kiểm soát ngoại hối có liên quan

đến việc điều hành tỷ giá. Tuy nhiên, với diễn biến giá vàng như ba năm gần

đây, giá vàng trong nước tăng cao, chênh lệch lớn so với giá vàng thế giới, có

thời điểm lên đến 3-5 triệu đồng/lượng, cần bổ sung nguồn cung nhanh chóng để

giảm giá, bình ổn thị trường vàng thì việc cấp hạn ngạch nhập khẩu vàng đã gây

chậm trễ trong việc bổ sung nguồn cung, tạo điều kiện cho buôn lậu và đầu cơ

vàng thu lợi, càng làm rối loạn thị trường vàng.

- Quy định về thuế xuất đối với vàng xuất khẩu: Việt Nam vẫn hạn chế

xuất khẩu vàng miếng và nguyên liệu thông qua cơ chế cấp hạn ngạch cho một

số đầu mối. Đến tháng 8/2011, khi chênh lệch giữa giá vàng trong nước và thế

giới vẫn ở mức cao, Bộ tài chính đã ban hành Thông tư 111/2011/TT-BTC quy

định các sản phẩm vàng xuất khẩu có hàm lượng vàng từ 80% trở lên đều bị áp

2

Phạm Thị Huyền Trang, 2012. Các nhân tố ảnh hưởng đến thị trường vàng trong nền kinh tế Việt Nam. Luận văn thạc sĩ. Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.

thuế 10%. Do đó, để trốn thuế, doanh nghiệp sẽ phải mất thêm chi phí "hạ tuổi

9

vàng" và lượng vàng hao hụt trong quá trình gia công sẽ lớn hơn. Khi giá trong

nước thấp hơn thế giới, nếu không xuất được qua đường chính ngạch, vàng sẽ

chảy ra ngoài qua đường tiểu ngạch hoặc thậm chí xuất lậu, làm thất thu thuế của

Nhà nước và không kiểm soát được nguồn ngoại tệ.

Khi giá vàng trong nước biến động, thấp hơn giá vàng thế giới, người dân

không nhận được đầy đủ thông tin, do vậy giá vàng vừa lên đã bán theo số đông,

trong khi doanh nghiệp xuất khẩu thấy chênh lệch hấp dẫn là lập tức gom vàng

xuất khẩu. Theo tâm lý chung, khi giá vàng chỉ diễn tiến theo chiều lên, những

người bán trước đây sẽ cảm thấy bị thua lỗ vì đã bán vàng ở mức giá thấp hơn

hiện tại, dẫn đến hành vi mua vàng. Trong khi đó, thị trường trong nước lại khan

hàng do đã xuất khẩu quá nhiều, nên giá vàng trong nước cao hơn giá vàng thế

giới, kích thích hoạt động nhập lậu, tạo ra vòng luẩn quẩn và làm giá vàng trong nước biến động, khó kiểm soát3.

- Cấm sàn giao dịch vàng và kinh doanh vàng trên tài khoản: Việc đóng

cửa hoạt động sàn giao dịch vàng và cấm kinh doanh vàng trên tài khoản, thị

trường vàng Việt Nam sẽ chuyển hoàn toàn sang thị trường vàng vật chất, chủ

yếu giao dịch mua bán vàng miếng như hiện nay. Trong khi, nhu cầu thực của thị

trường đối với các loại hình giao dịch này rất lớn và phù hợp với xu hướng hội

nhập.

Mặt khác, việc cấm sàn vàng và kinh doanh vàng tài khoản khiến cho thông

tin đầu tư bị hạn chế, tạo điều kiện cho đầu cơ làm giá trên thị trường vàng vật

chất, ảnh hưởng xấu đến giá vàng trong nước và việc quản lý thị trường vàng

3 Phạm Thị Huyền Trang, 2012. Các nhân tố ảnh hưởng đến thị trường vàng trong nền kinh tế Việt Nam. Luận văn thạc sĩ. Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.

càng trở nên khó khăn.

10

- Hoạt động quản lý kinh doanh vàng: Từ năm 2008 Nhà nước đã có

những động tác can thiệp mạnh đối với thị trường Vàng, tuy nhiên từ 2011 sự

can thiệp đến thị trường vàng diễn ra mạnh hơn hướng đến cấu trúc lại thị trường

vàng như việc Nhà nước độc quyền sản xuất vàng miếng; cấm huy động và cho

vay bằng vàng đối với TCTD; quy định thương hiệu vàng miếng SJC; quy định

kinh doanh vàng miếng với các điều kiện khắt khe; quy định mức thuế xuất khẩu

vàng cao 10%. Tuy nhiên giá vàng Việt Nam không chỉ tiệm cận với giá vàng

thế giới mà mức chênh lệch ngày càng lớn. Điều này chứng tỏ tác động của

chính sách quản lý thị trường vàng đối với mặt hàng này là rất lớn.

Các yếu tố khác

- Tình trạng đầu cơ: Giới kinh doanh vàng tranh thủ giá vàng thế giới tăng

nhanh và đoán biết tâm lý của người đầu tư cho rằng giá vàng còn đi lên, đã

dùng kỹ xảo tạo ra cầu ảo, đẩy giá vàng trong nước tăng nhanh, cao hơn giá thế

giới để trục lợi. Có thể thấy rằng chính những bất hợp lý trong cơ chế điều hành

xuất nhập khẩu vàng, công tác quản lý thị trường vàng và hạn chế về công cụ

đầu tư của thị trường vàng đã tạo điều kiện cho hoạt động đầu cơ phát triển.

- Tâm lý nhà đầu tư – người dân: Hành vi “bầy đàn” và tâm lý e ngại lạm

phát của người dân cũng là một trong những nguyên nhân dẫn đến cơn sốt vàng

tại Việt Nam trong thời gian qua.

Đánh giá chung: Có nhiều nhân tố tác động đến giá vàng trong nước như sự

biến động giá vàng thế giới, biến động cung – cầu vàng trong nước, chính sách

tiền tệ, tình trạng đầu cơ, tâm lý nhà đầu tư - người dân và các chính sách quản

lý thị trường vàng của Nhà nước. Trong đó chính sách quản lý thị trường vàng

của Nhà nước có tác động rất lớn đến sự biến động của giá vàng trong những

năm gần đây.

11

2.2. Những nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới về sự ảnh hưởng của các

yếu tố đến giá vàng

Ismail và cộng sự (2009) đã tiến hành nghiên cứu dự báo giá vàng bằng mô

hình hồi quy tuyến tính đa biến. Mô hình nghiên cứu của các tác giả này có một

biến phụ thuộc và năm biến độc lập. Biến phụ thuộc là giá vàng thế giới. Năm

biến độc lập gồm có Chỉ số hàng hóa CRB, Tỷ giá EUR/USD; Tỷ lệ lạm phát

Mỹ, Cung tiền M1 của Mỹ, Chỉ số New York Stock Exchange, Chỉ số Standard

& Poor 500, Lãi suất trái phiếu của Mỹ và chỉ số USD. Kết quả nghiên cứu có

bốn biến tác động đến giá vàng bao gồm Chỉ số hàng hóa CRB tương quan

thuận, Tỷ giá EUR/USD tương quan thuận, Tỷ lệ lạm phát tương quan nghịch và

Cung tiền M1 tương quan thuận với giá vàng.

Pravit Khaemasunun (2009) đã tiến hành nghiên cứu dự báo giá vàng Thái

Lan. Mô hình nghiên cứu có một biến phụ thuộc và mười bốn biến độc lập. Biến

phụ thuộc là giá vàng Thái Lan. Mười bốn biến độc lập là Giá dầu, Chỉ số SET,

Lãi suất, Giá vàng phái sinh tương lai, Dịp tết âm lịch (biến giả), Tỷ giá

USD/THB, Tỷ giá AUD/THB, Tỷ giá CAD/THB, Tỷ giá PEN/THB, Tỷ giá

HKD/THB, Tỷ giá JPY/THB, Tỷ giá EU ponds (Đức & Ý)/THB, Tỷ giá

SGD/THB, Tỷ giá COP/THB (mười nước đứng đầu xuất khẩu vàng trong thời

gian nghiên cứu của tác giả). Kết quả nghiên cứu cho thấy mức độ ảnh hưởng

của các biến độc lập lên biến phụ thuộc như sau: Tỷ giá AUD/THB, Tỷ giá

JPY/THB, Tỷ giá CAD/THB, Tỷ giá EU ponds/THB, Giá vàng phái sinh tương

lai, Giá dầu tương quan thuận với giá vàng Thái Lan. Trong khi đó Tỷ giá

USD/THB tương quan nghịch với giá vàng Thái Lan.

Cũng trong bài nghiên cứu của Pravit Khaemasunun (2009) có trích dẫn kết

quả nghiên cứu của Jitprapan (2006) nghiên cứu về giá vàng hàng tháng của

Thái Lan trong thời gian 1/1/1998 – 30/10/2005, kết quả cho thấy có 4 yếu tố

12

ảnh hưởng đến giá vàng Thái Lan là Giá vàng thế giới, Tỷ giá USD/THB, Chỉ số

CPI Thái Lan và khủng bố ngày 11/9 ở Mỹ.

Topçu (2010) xem xét mối quan hệ giữa giá vàng và chỉ số Dow Jones, Chỉ

số USD, Giá dầu, Tỷ lệ lạm phát Mỹ, Cung tiền M3 của Mỹ từ 1995 đến 2009.

Kết quả cho thấy chỉ số Dow Jones tương quan thuận với giá vàng, Chỉ số USD

tương quan thuận với giá vàng, Cung tiền M3 tương quan nghịch với giá vàng.

Cengiz Toraman và cộng sự (2011), xác định các yếu tố ảnh hưởng đến giá

vàng: Một nghiên cứu của mô hình MGARCH. Các biến độc lập bao gồm Giá

dầu, Chỉ số USD, Tỷ lệ lạm phát Mỹ, Lãi suất thực Mỹ. Kết quả nghiên cứu cho

thấy Chỉ số USD và Giá vàng tương quan nghịch, Giá vàng và Giá dầu có mối

tương quan thuận.

Sindhu (2013), một nghiên cứu về sự tác động của các yếu tố được lựa chọn

lên giá vàng ở Ấn Độ. Các biến độc lập được chọn là Tỷ giá USD/ INR, Giá dầu,

Tỷ lệ Repo, Tỷ lệ lạm phát Ấn Độ. Kết quả nghiên cứu cho thấy Giá vàng và Tỷ

giá USD/INR tương quan thuận; Giá vàng và Giá dầu tương quan nghịch; Giá

vàng và Tỷ lệ Repo tương quan thuận trong thời gian 11/2006 - 08/2008;

03/2010 – 10/2011 và tương quan nghịch 09/2008-02/2010; Giá vàng và Tỷ lệ

lạm phát Ấn Độ tương quan thuận.

2.3. Tổng hợp kết quả nghiên cứu thực nghiệm

Qua những nghiên cứu thực nghiệm trên, chúng ta thấy được sự ảnh hưởng

của các yếu tố đến giá vàng là khác nhau. Các yếu tố ảnh hưởng đến giá vàng có

thể là Giá vàng thế giới, Tỷ giá hối đoái, Cung tiền, Tỷ lệ lạm phát, Thị trường

chứng khoán, Tỷ lệ Repo, Giá dầu thô, Chỉ số USD, Chỉ số hàng hóa CRB. Mối

quan hệ giữa các biến với giá vàng thể hiện trong bảng sau:

13

Bảng 2.1: Tổng hợp kết quả nghiên cứu thực nghiệm

STT Nhân tố Tương quan thuận với giá vàng (+) Tương quan nghịch với giá vàng (-)

1 Tỷ lệ lạm phát Sindhu (2013)

Ismail và cộng sự (2009)

2 Chỉ số chứng khoán Topçu (2010)

3 Cung tiền M1/M3 Topçu (2010)

Ismail và cộng sự (2009)

4 Giá dầu thô

Cengiz Toraman và cộng sự (2011) Sindhu (2013); Pravit Khaemasunun (2009)

5 Chỉ số hàng hóa CRB Ismail và cộng sự

(2009)

6 Chỉ số USD index

Topçu (2010); Sindhu (2013) Cengiz Toraman và cộng sự (2011)

7 Tỷ giá hối đoái

Ismail và cộng sự (2009); Sindhu (2013) Pravit Khaemasunun (2009)

8 Tỷ lệ Repo Sindhu (2013) Sindhu (2013)

9 Giá vàng thế giới (*) Jitprapan (2006) Jitprapan (2006)

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ các nghiên cứu thực nghiệm

Ghí chú: (*) Biến Giá vàng thế giới trong nghiên cứu của Jitprapan (2006), được

trích dẫn trong bài nghiên cứu của Pravit Khaemasunun (2009) là có tác động

mạnh đến giá vàng Thái Lan nhưng không nêu rõ mối tương quan thuận hay

nghịch với giá vàng Thái Lan. Ngoài ra, tác giả không thống kê các biến giả có

ảnh hưởng đến giá vàng trong bảng tóm tắt trên.

2.4. Kết luận rút ra từ các nghiên cứu thực nghiệm và lý thuyết về các yếu tố

ảnh hưởng đến giá vàng ở Việt Nam

Qua tham khảo các nghiên cứu thực nghiệm về sự ảnh hưởng của các yếu tố

đến giá vàng, chúng ta đều thấy rằng, ở mỗi thời điểm nghiên cứu khác nhau,

14

đặc thù kinh tế mỗi nước khác nhau, yếu tố ảnh hưởng đến giá vàng tương đối

khác nhau. Có những yếu tố ở thị trường, thời điểm này thì ảnh hưởng, nhưng ở

thị trường và thời điểm khác lại không ảnh hưởng, hay có những yếu tố ảnh

hưởng cùng chiều ở thị trường này nhưng lại ảnh hưởng ngược chiều ở thị

trường khác. Chẳng hạn Sindhu (2013) kết luận Tỷ lệ lạm phát tương quan thuận

với giá vàng, tuy nhiên Ismail và cộng sự (2009) kết luận Tỷ lệ lạm phát tương

quan nghịch với giá vàng. Trong khi đó Topçu (2010) và Cengiz Toraman và

cộng sự (2011) cho rằng Tỷ lệ lạm phát không tác động đến giá vàng. Pravit

Khaemasunun (2009) kết luận Tỷ giá hối đoái USD/THB tương quan nghịch với

giá vàng Thái Lan, Sindhu (2013) cho rằng Tỷ giá hối đoái USD/INR tương

quan thuận với giá vàng Ấn Độ. Topçu (2010) cho rằng Chỉ số chứng khoán tác

động đến giá vàng, tuy nhiên Ismail và cộng sự (2009) kết luận Chỉ số chứng

khoán không tác động đến giá vàng. Ismail và cộng sự (2009) cho rằng Cung

tiền tương quan thuận với giá vàng, trong khi Topçu (2010) kết luận Cung tiền

tương quan nghịch với giá vàng.

Do đó, khi nghiên cứu các yếu tố tác động đến giá vàng ở Việt Nam, tác giả

vận dụng các kết quả nghiên cứu trên và nhìn nhận thực tế ở trong nước cũng

như điều kiện thu thập dữ liệu, tác giả đưa các yếu tố Tỷ giá USD/VND, Tỷ lệ

lạm phát, Cung tiền M1, Chỉ số chứng khoán VN Index, Giá vàng thế giới để

kiểm định tác động của chúng đến giá vàng Việt Nam. Đây là năm biến trên tổng

số chín biến tác động đến giá vàng được tổng hợp từ các bài nghiên cứu trên.

Các biến còn lại bao gồm chỉ số hàng hóa CRB của Mỹ, Chỉ số USD index, Giá

dầu thô, Tỷ lệ Repo. Chỉ số kinh tế vĩ mô của Mỹ (CRB, USD index) và Giá dầu

thô sẽ tác động đến giá vàng thế giới, do đó tác giả sử dụng biến Giá vàng thế

giới thay cho các biến nghiên cứu trên. Đối với biến Tỷ lệ Repo, tại thị trường

Việt Nam chưa phổ biến, nên tác giả không đưa vào mô hình nghiên cứu.

15

Đối với biến Tỷ giá hối đoái tác giả sử dụng Tỷ giá USD/VND vì USD là

ngoại tệ sử dụng chính trong hoạt động ngoại thương, đầu tư, đầu cơ tại Việt

Nam, kể cả trong các giao dịch thương mại phổ thông – phổ biến từ trước năm

2011.

Đối với biến Chỉ số chứng khoán, tác giả sử dụng Chỉ số chứng khoán VN

Index vì chỉ số này ra đời từ tháng 7 năm 2000 nên cơ sở dữ liệu phù hợp với

khoảng thời gian nghiên cứu 2004 - 2012.

Kết luận chương 2

Vàng là một hàng hóa đặc biệt có chức năng của hàng hóa thông thường và

chức năng của tiền tệ nên sự biến động giá vàng vừa chịu ảnh hưởng của cung

cầu thị trường, vừa chịu ảnh hưởng của chính sách quản lý tiền tệ của quốc gia

đó. Mặc khác, đối với thị trường vàng Việt Nam, giá vàng chịu tác động rất lớn

bởi chính sách quản lý thị trường vàng.

Trên cơ sở tham khảo các bài nghiên cứu thực nghiệm, lý thuyết về các yếu

tố ảnh hưởng đến giá vàng và điều kiện thu thập dữ liệu, tác giả đưa ra các biến

số cho mô hình nghiên cứu là Tỷ giá USD/VND, Tỷ lệ lạm phát, Cung tiền M1,

Chỉ số chứng khoán VN Index, Giá vàng thế giới. Đây là cơ sở nền tảng để tác

giả tiếp tục nghiên cứu giá vàng Việt Nam ở các chương tiếp theo.

16

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1. Mô hình nghiên cứu

Yi = β0 + β1X1i + β2X2i + β3X3i + β4X4i + β5X5i + ui.

Trong đó:

(cid:4) β: là các hệ số hồi quy

(cid:4) u: là sai số hệ thống

(cid:4) Yi – VGP: giá vàng Việt Nam (ĐVT: triệu đồng/lượng)

(cid:4) X1i - INF: tỉ lệ lạm phát (ĐVT: %)

(cid:4) X2i - EX: tỷ giá hối đoái giữa đồng Việt Nam và Đô la Mỹ (ĐVT:

USD/VND)

(cid:4) X3i - M1: cung tiền M1 (ĐVT: tỷ đồng)

(cid:4) X4i - VNI: chỉ số chứng khoán VN Index (ĐVT: điểm)

(cid:4) X5i - WGP: giá vàng thế giới (ĐVT: USD/ounce)

Để giải thích sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô là các biến độc lập lên giá

vàng Việt Nam là biến phụ thuộc, tác giả thực hiện kiểm định các giả thuyết sau:

(cid:4) H01 : Tỷ lệ lạm phát không ảnh hưởng đến giá vàng Việt Nam

(cid:4) H02 : Tỉ giá hối đoái không ảnh hưởng đến giá vàng Việt Nam

(cid:4) H03 : Cung tiền M1 không ảnh hưởng đến giá vàng Việt Nam

(cid:4) H04 : Chỉ số VN Index không ảnh hưởng đến giá vàng Việt Nam

(cid:4) H05 : Giá vàng thế giới không ảnh hưởng đến giá vàng Việt Nam

17

3.2. Dữ liệu và nguồn dữ liệu

Số liệu phục vụ cho bài nghiên cứu này được thu thập và tính toán theo

tháng, trong khoảng thời gian từ tháng 01 năm 2004 đến tháng 12 năm 2012.

(cid:4) VGP: Giá vàng Việt Nam, số liệu theo tháng được tính trung bình cộng

của các ngày trong tháng và được tổng hợp từ website

http://www.sbv.org.vn và http://www.sjc.com.vn

(cid:4) INF: Tỉ lệ lạm phát được tính theo chỉ số giá tiêu dùng CPI của tháng

sau so với tháng trước, được lấy từ website của Tổng cục thống kê Việt

Nam, http://www.gso.gov.vn

(cid:4) EX: Tỉ giá hối đoái bình quân liên ngân hàng giữa đồng Việt Nam và

đồng đôla Mỹ (USD/VNĐ), số liệu theo tháng được tính trung bình

cộng của các ngày trong tháng và được lấy từ website của Cục hải

Quan Việt Nam, http://www.customs.gov.vn

(cid:4) M1: Cung tiền M1 của Việt Nam, số liệu theo tháng được tổng hợp từ

website: http://www.imf.org

(cid:4) VNI: Chỉ số chứng khoán VN index của HOSE, được lấy theo giá đóng

cửa ngày cuối tháng, số liệu được lấy từ website của Sở giao dịch

chứng khoán Tp.HCM, http://www.hsx.vn

(cid:4) WGP: Giá vàng thế giới được lấy giá trung bình tháng, số liệu được lấy

từ website: http://www.kitco.com

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 công cụ tài chính hữu hiệu để phòng ngừa lạm phát. Thông 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

18

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 luôn là thứ an toàn 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 công 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.

19

Hình 3.2: Tỷ giá hối đoái 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

Nguồn: tổng hợp từ www.imf.org và www.sbv.org.vn, www.sjc.com.vn

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 khoán. Do sự liên thông các thị

trường, các nhà đầu tư luôn 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 không còn 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 khoán.

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

21

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 +/- +

22

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 mô 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 mô 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 không khái quát

hóa được cho các giai đoạn tương lai, dự báo các chuỗi thời gian như vậy sẽ

không 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 không

23

dừng thì tất các các kết quả điển hình của một phân tích hồi quy tuyến tính sẽ

không có giá trị, không có ý nghĩa và thường gọi là “hồi quy giả mạo”.

- Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến

Mô hình lý tưởng là mô hình mà các biến độc lập không 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 mô 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 mô 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. Mô hình hồi

quy cần có tính chất không có tự tương quan của nhiễu xảy ra, điều này có nghĩa

là nhiễu của một quan sát không bị ảnh hưởng bởi nhiễu của quan sát khác. Nếu

kiểm định tự tương quan của nhiễu xảy ra không như kì vọng, các kiểm định t, F

cũng mất ý nghĩa, sai số dự báo có thể không 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 không có tự tương quan bậc p tương đương với Ho: p1=p2=…. =pn. Kiểm

định này có thể thực hiện cho cỡ mẫu lớn.

- Kiểm định White: kiểm định phương sai sai số thay đổi

24

Mô 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 mô hình hồi quy tuyến tính. Nếu vi

phạm giả thiết này, các ước lượng OLS không còn 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 không còn đáng tin cậy nữa.

Kiểm định White là mô hình tổng quát 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 mô hình hay

không.

Kết luận chương 3

Chương 3 trình bày chi tiết dữ liệu, biến số, mô 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 mô 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 mô

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.

25

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1. Thống kê mô tả các biến:

Sau khi thu thập số liệu, tính toán các biến đưa vào mô 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 mô tả các biến

VGP WGP

21.73852 938.4081 17.91000 848.8550 46.68000 1771.880 7.430000 383.4500 13.10632 444.1248 0.689844 0.502918 2.057148 1.950196

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis Observations 108 108 VNI 475.3256 430.8700 1137.690 214.3200 224.3389 1.410135 4.417422 108 EX 17600.68 16586.00 21015.00 15669.00 1981.436 0.675408 1.826177 108 INF M1 0.885463 409154.5 0.600000 390968.9 730790.3 3.910000 153007.2 -0.760000 0.902490 178171.6 1.160092 0.140387 4.193089 1.636734 108 108

Nguồn: Tác giả tính toán 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.

26

Tỷ giá hối đoái 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 toán

> |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

27

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 toán 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. Mô hình hồi quy bội

Việc kiểm định nghiệm đơn vị ADF cho thấy các biến đều có tính dừng, mô

hình hồi quy là thực và không 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 mô 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)

28

D(VNI): chỉ số chứng khoán 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 mô hình (1) được thể hiện ở bảng sau:

Bảng 4.3: Kết quả hồi quy của mô 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

Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

-0.024933 0.116496 0.180377 0.088950 -0.000243 0.000225 1.42E-05 4.85E-06 -0.000318 0.001194 0.013848 0.001765 -0.214025 2.027838 -1.079339 2.916779 -0.266267 7.845085 0.8310 0.0452 0.2830 0.0044 0.7906 0.0000

Variable C INF D(EX) D(M1) D(VNI) D(WGP) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.434280 Mean dependent var 0.363271 0.406274 S.D. dependent var 0.999081 0.769828 Akaike info criterion 2.369143 59.85620 Schwarz criterion 2.519021 -120.7491 Hannan-Quinn criter. 2.429902 2.201804 15.50671 Durbin-Watson stat 0.000000

Nguồn: Tác giả tính toán 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 không có ý nghĩa thống kê, do đó ta loại biến

D(VNI) và D(EX) ra khỏi mô hình (1) để có mô hình (2) như sau:

D(VGPt) = β0 + β1INFt + β3D(M1t) + β5D(WGPt) + ut (2)

29

Tiếp tục thực hiện và kết quả hồi quy của mô hình (2) được thể hiện như sau:

Bảng 4.4: Kết quả hồi quy của mô 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

Coefficient Std. Error t-Statistic

-0.035820 0.115008 0.175095 0.087165 1.47E-05 4.81E-06 0.013892 0.001758 -0.311462 2.008779 3.050070 7.902557

Prob. 0.7561 0.0472 0.0029 0.0000

0.363271 0.999081 2.343955 2.443874 2.384460 2.222651

Variable C INF D(M1) D(WGP) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.427339 Mean dependent var 0.410659 S.D. dependent var 0.766980 Akaike info criterion 60.59062 Schwarz criterion -121.4016 Hannan-Quinn criter. 25.62067 Durbin-Watson stat 0.000000 Nguồn: Tác giả tính toán 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.

Mô 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 mô hình

4.4.1. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến

Ma trận tương quan của các hệ số hồi quy trong mô hình (2) được thể hiện ở

bảng dưới đây:

30

Bảng 4.5: Ma trận tương quan của các hệ số hồi quy của mô hình (2)

INF

INF D(M1) D(WGP) D(M1) D(WGP) 1.000000 -0.298830 0.170867 -0.298830 1.000000 -0.079084 0.170867 -0.079084 1.000000

Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews

Kết quả cho thấy không có sự đa cộng tuyến trong mô hình, vì hệ số tương

quan giữa các biến nhỏ hơn 0.8.

4.4.2. Kiểm tra hiện tượng tự tương quan

Trong mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển chúng ta giả định không có tương

quan giữa các phần dư hay Cov (ui,uj) = 0 với mọi i, j. Khi Cov(ui,uj) ≠ 0 có

hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư.

Để kiểm tra phương trình có bị tự tương quan hay không, chúng ta dùng kiểm

định d của Durbin – Watson. Thông thường người ta thường áp dụng quy tắc

kinh nghiệm đơn giản sau:

- Nếu 0 < d < 1: mô hình có tự tương quan dương.

- Nếu 1 < d < 3: mô hình không có tự tương quan.

- Nếu 3 < d < 4 : mô hình có tự tương quan âm.

Có thể thấy từ kết quả hồi quy của mô hình (2), d có giá trị là 2.222651, như

vậy 1< d <3, chứng tỏ mô hình không có tự tương quan.

Tuy nhiên, kết quả này chỉ mới thể hiện mô hình (2) không xảy ra hiện tượng

tự tương quan bậc 1. Để đưa ra kết quả chính xác hơn, chúng ta sử dụng kiểm

định Breusch – Godfrey. Thông thường, người ta sẽ tiến hành kiểm định 5 bậc

của tự tương quan. Tất cả các kết quả đều cho thấy giá trị P-value (Probability) >

0.05. Do đó, chúng ta kết luận rằng mô hình (2) không có hiện tượng tự tương

quan. Kết quả kiểm định được thể hiện ở phụ lục 2.

31

4.4.3. Kiểm tra phương sai sai số thay đổi

Chúng ta sử dụng kiểm định White với giả thiết Ho: phương sai thay đổi. Kết

quả được thể hiện ở bảng sau:

Bảng 4.6: Kiểm tra phương sai sai số thay đổi

Heteroskedasticity Test: White

1.490758 Prob. F(9,97) 13.00164 Prob. Chi-Square(9) 95.17296 Prob. Chi-Square(9) 0.1621 0.1625 0.0000

F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS Nguồn: Tác giả tính toán từ chương trình Eviews

Ta có, giá trị P-value (Probability) = 0.1625> 0.05. Do đó ta bác bỏ giả thiết

Ho. Mô hình (2) đáp ứng giả thiết phương sai của nhiễu không thay đổi. Xem chi

tiết tại phụ lục 3.

4.5. Giải thích kết quả đạt được

Như vậy mô hình (2) không bị đa cộng tuyến, không tự tương quan, không bị

hồi quy giả mạo, vì thế các ước lượng trong mô hình (2) đáng tin cậy để giải

thích sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô lên giá vàng Việt Nam. Với những lý

do trên, tác giả hy vọng kết quả ước lượng hồi quy sẽ là cơ sở đáng tin cậy để

chúng ta nhìn nhận và giải thích các yếu tố vĩ mô ảnh hưởng đến giá vàng Việt

Nam. Các biến VGP, WGP, M1, INF có tính dừng. Biến INF dừng ở nguyên

phân và các biến còn lại dừng ở sai phân bậc 1. Do đó, phương trình hồi quy là

thực, không bị giả mạo. Mô hình cuối cùng thu được là:

D(VGP) = -0.035820 + 0.175095*INF + 1.47e-05*D(M1) + 0.013892*D(WGP)

R2 có giá trị 42.73% cho thấy mô hình có thể giải thích được 42.73% sự thay đổi của biến phụ thuộc Y. R2 điều chỉnh bằng 41.06% phản ánh: có 41.06% sự

thay đổi của giá vàng Việt Nam được giải thích bởi các biến có trong mô hình,

32

còn lại 58.94% sự thay đổi của giá vàng Việt Nam được giải thích bởi các biến

ngoài mô hình. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi Tỷ lệ lạm phát

tăng (giảm) 1%, thì sự biến động của Giá vàng Việt Nam so với thời kỳ trước đó

tăng (giảm) 0.17 đơn vị. Khi Giá vàng thế giới tăng (giảm) 1 đơn vị Giá vàng

Việt Nam tăng (giảm) 0.013 đơn vị. Khi Cung tiền M1 tăng (giảm) 1 đơn vị thì

Giá vàng Việt Nam tăng (giảm) 1.47 đơn vị.

4.6. Thảo luận kết quả đạt được

Theo kết quả nghiên cứu chỉ có Tỷ lệ lạm phát, Cung tiền M1 và Giá vàng thế

giới ảnh hưởng đến Giá vàng Việt Nam, các yếu tố khác như Tỷ giá hối đoái

USD/VND, Chỉ số chứng khoán VN Index không ảnh hưởng đến Giá vàng Việt

Nam. Như vậy không có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H02 và H04 và đủ cơ sở để

bác bỏ giả thuyết H01, H03, H05. Kết quả chiều hướng ảnh hưởng của các yếu

tố đến giá vàng Việt Nam được tóm tắt trong bảng sau:

Bảng 4.7: Kết quả chiều hướng ảnh hưởng của các yếu tố đến GVVN

STT Yếu tố Kết quả nghiên cứu

Kết quả nghiên cứu thực nghiệm Kỳ vọng ảnh hưởng trong bài nghiên cứu

1 Tỷ lệ lạm phát +/- + +

2 Chỉ số chứng khoán + - Không tác động

3 Cung tiền +/- + +

4 Tỷ giá hối đoái +/- + Không 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.

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ các nghiên cứu thực nghiệm

33

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

nghiên cứu của Topçu (2010) và Cengiz Toraman và cộng 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 luận của Topçu

(2010) – Cung tiền tương quan nghịch với giá vàng.

34

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 đoái USD/VND không 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 Đô 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 khoán VN Index không 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 khoán có những biến động đi xuống

thì không 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 phòng 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

35

cộng sự (2009) - thị trường chứng khoán không tác động đến giá vàng, và khác

với kết luận của Topçu (2010).

Mô hình 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 ngoài

mô 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 mô 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, không có tự tương quan, đa cộng tuyến và không có

hiện tượng phương sai sai số thay đổi.

Từ kết quả của mô 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.

36

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 khoán VN Index đã được đưa vào mô 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, mô hình không có

tự tương quan, đa cộng tuyến và không 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 khoán VN Index

không 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 còn lại sự thay đổi của giá

vàng Việt Nam được giải thích bởi ảnh hưởng của các biến ngoài mô 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 không có sẵn. Bên cạnh đó luận

37

văn chỉ dừng lại nghiên cứu một số yếu tố vĩ mô ảnh hưởng đến giá vàng Việt

Nam, ngoài ra còn 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.

38

TÀI LIỆU THAM KHẢO

A. TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT

1. Báo Hà Nội Mới, 2012. Ai gây ra tình trạng “vàng hóa” và “đô la hóa” nền

kinh tế?.

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.

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.

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

trong nền kinh tế Việt Nam. Luận văn thạc sĩ. Đại học Kinh tế Thành phố

39

Hồ Chí Minh.

9. Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2008. Tài Chính Quốc Tế. TP.HCM: Nhà xuất

bản Thống Kê.

10. Trang thông tin tài chính cafef.vn, 2012. Cung cầu vàng thế giới hiện nay ra

sao?.

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-

issue4/I0848493.pdf>. [Ngày truy cập: 16 tháng 05 năm 2013]

40

3. Ismail, Z., Yahya A. And Shabri A. (2009), Forecasting Gold Prices Using

Multiple Linear Regression Method.

.

[Ngày truy cập: 05 tháng 02 năm 2013]

4. Khaemasunun Pravit (2008), Forecasting Thai.

. [Ngày truy cập: 05 tháng 02

năm 2013]

5. Topçu, A. (2010). Altın Fiyatlarını Etkileyen Faktörler.

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.

. [ ngày

truy cập: 05 tháng 02 năm 2013]

7. Vietnam: Statistical Appendix. IMF Country Report No. 03/382,

International Monetary Fund.

. [ 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

cập: 12 tháng 3 năm 2013]

PHỤ LỤC

PHỤ LỤC 1: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ ADF – KIỂM

ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC CHUỖI DỮ LIỆU.

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: INF has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) 1% level 5% level 10% level t-Statistic -5.149884 -3.492523 -2.888669 -2.581313

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

Coefficient Std. Error t-Statistic

-0.405227 0.078687 0.353387 0.099693 -5.149884 3.544771

Variable INF(-1) C

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.0006 -0.007757 0.816442 2.235064 2.285023 2.255317 2.051265

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.201650 Mean dependent var 0.194047 S.D. dependent var 0.732960 Akaike info criterion 56.40921 Schwarz criterion -117.5759 Hannan-Quinn criter. 26.52130 Durbin-Watson stat 0.000001

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: EX has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) 1% level 5% level 10% level Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: t-Statistic -0.022400 -3.493129 -2.888932 -2.581453

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

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.9538 Prob. Coefficient

0.9822 0.0079 0.8183 -0.000371 -0.260362 67.31657 0.016555 -0.022400 0.096037 -2.711059 292.3381 0.230270

Variable EX(-1) D(EX(-1)) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

48.12264 0.067933 Mean dependent var 338.9656 0.049835 S.D. dependent var 14.46645 330.4115 Akaike info criterion 14.54183 11244694 Schwarz criterion -763.7218 Hannan-Quinn criter. 14.49700 2.072818 3.753557 Durbin-Watson stat 0.026701

Null Hypothesis: D(EX) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

1% level 5% level 10% level Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: t-Statistic -13.31521 -3.493129 -2.888932 -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

Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Prob.* 0.0000

-1.260656 60.80871 0.094678 32.26852 -13.31521 0.0000 1.884459 0.0623

Variable D(EX(-1)) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.630281 Mean dependent var 0.626726 S.D. dependent var 328.8200 Akaike info criterion 11244749 Schwarz criterion -763.7220 Hannan-Quinn criter. 177.2949 Durbin-Watson stat 0.000000 - 0.547170 538.2010 14.44759 14.49784 14.46795 2.073044

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: M1 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) t-Statistic 0.150887 -3.492523 -2.888669 -2.581313 Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level

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

Std. Error t-Statistic

Coefficient

0.001356 4830.113

0.008990 0.150887 3977.568 1.214338

Variable M1(-1) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.000217 Mean dependent var -0.009305 S.D. dependent var 16315.45 Akaike info criterion 2.80E+10 Schwarz criterion -1188.703 Hannan-Quinn criter. 0.022767 Durbin-Watson stat 0.880354 Prob.* 0.9681 Prob. 0.8804 0.2273 5381.074 16240.07 22.25613 22.30609 22.27638 2.173931

Null Hypothesis: D(M1) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic -11.11731 -3.493129 -2.888932 -2.581453

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

Std. Error t-Statistic

0.097707 -11.11731 1672.392 3.523376 Coefficient -1.086244 5892.467

Variable D(M1(-1)) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.0006 -7.833019 0.543047 Mean dependent var 24039.61 0.538654 S.D. dependent var 22.25788 16328.30 Akaike info criterion 2.77E+10 Schwarz criterion 22.30813 -1177.667 Hannan-Quinn criter. 22.27824 1.990900 123.5947 Durbin-Watson stat 0.000000

Null Hypothesis: VGP has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level t-Statistic 1.192314 -3.492523 -2.888669 -2.581313

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

Coefficient Std. Error t-Statistic

0.008921 0.171404 0.007482 1.192314 0.187582 0.913753

Variable VGP(-1) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.013358 Mean dependent var 0.003962 S.D. dependent var 0.997100 Akaike info criterion 104.3920 Schwarz criterion -150.5063 Hannan-Quinn criter. 1.421612 Durbin-Watson stat 0.235826

Prob.* 0.9980 Prob. 0.2358 0.3629 0.363271 0.999081 2.850584 2.900544 2.870837 1.635582

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: D(VGP) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) t-Statistic -8.331981 -3.493129 1% level -2.888932 5% level -2.581453 10% level Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VGP,2) Method: Least Squares Date: 05/28/13 Time: 13:56 Sample (adjusted): 2004M03 2012M12 Included observations: 106 after adjustments

Coefficient Std. Error t-Statistic

-0.800682 0.293496 0.096097 -8.331981 0.102215 2.871353

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.0050

-0.000189 1.269505 2.832051 2.882305 2.852419 1.972819

Variable D(VGP(-1)) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.400306 Mean dependent var 0.394540 S.D. dependent var 0.987818 Akaike info criterion 101.4816 Schwarz criterion -148.0987 Hannan-Quinn criter. 69.42191 Durbin-Watson stat 0.000000

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: VNI has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) t-Statistic -2.158395 -3.493129 1% level -2.888932 5% level -2.581453 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VNI) Method: Least Squares Date: 05/28/13 Time: 13:57 Sample (adjusted): 2004M03 2012M12 Included observations: 106 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Coefficient

-0.056275 0.345421 27.83222 0.026073 -2.158395 0.091862 3.760209 13.73709 2.026063

Prob.* 0.2228 Prob. 0.0332 0.0003 0.0453

1.444623 63.77875 11.04251 11.11789 11.07306 1.924936

Variable VNI(-1) D(VNI(-1)) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.142159 Mean dependent var 0.125502 S.D. dependent var 59.64245 Akaike info criterion 366393.9 Schwarz criterion -582.2528 Hannan-Quinn criter. 8.534420 Durbin-Watson stat 0.000372

Null Hypothesis: D(VNI) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

t-Statistic -7.317712 -3.493129 -2.888932 -2.581453 1% level 5% level 10% level Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VNI,2) Method: Least Squares Date: 05/28/13 Time: 14:01 Sample (adjusted): 2004M03 2012M12 Included observations: 106 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Coefficient Prob.* 0.0000 Prob.

-0.678814 0.949208 0.092763 -7.317712 5.895740 0.160999 0.0000 0.8724

Variable D(VNI(-1)) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.339888 Mean dependent var 0.333540 S.D. dependent var 60.68248 Akaike info criterion 382965.8 Schwarz criterion -584.5974 Hannan-Quinn criter. 53.54891 Durbin-Watson stat 0.000000

-0.097830 74.33210 11.06787 11.11813 11.08824 1.909730

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: WGP has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) 1% level 5% level 10% level Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: t-Statistic 0.240198 -3.492523 -2.888669 -2.581313

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(WGP) Method: Least Squares Date: 05/28/13 Time: 14:02 Sample (adjusted): 2004M02 2012M12 Included observations: 107 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Coefficient

0.009537 0.240198 9.816737 0.996043 0.002291 9.777892

Variable WGP(-1) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

Prob.* 0.9740 Prob. 0.8106 0.3215 11.91159 0.000549 Mean dependent var 43.02921 -0.008969 S.D. dependent var 43.22175 Akaike info criterion 10.38908 196152.6 Schwarz criterion 10.43904 -553.8158 Hannan-Quinn criter. 10.40933 1.979195 0.057695 Durbin-Watson stat 0.810645

Null Hypothesis: D(WGP) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level t-Statistic -10.08508 -3.493129 -2.888932 -2.581453

Std. Error t-Statistic

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(WGP,2) Method: Least Squares Date: 05/28/13 Time: 14:02 Sample (adjusted): 2004M03 2012M12 Included observations: 106 after adjustments Coefficient

-0.992896 12.01806 0.098452 -10.08508 4.386039 2.740071

Variable D(WGP(-1)) C

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.0072 -0.225943 60.73617 10.39714 10.44740 10.41751 1.990026

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.494431 Mean dependent var 0.489570 S.D. dependent var 43.39259 Akaike info criterion 195823.4 Schwarz criterion -549.0485 Hannan-Quinn criter. 101.7088 Durbin-Watson stat 0.000000

PHỤ LỤC 2: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH BREUSCH – GODFREY (BG)

(Với các bậc tự tương quan thực hiện từ 1 đến 5)

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic Obs*R-squared 1.564721 Prob. F(1,102) 1.616624 Prob. Chi-Square(1) 0.2138 0.2036

Coefficient Std. Error t-Statistic

Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/29/13 Time: 18:51 Sample: 2004M02 2012M12 Included observations: 107 Presample missing value lagged residuals set to zero. Prob.

-0.001397 0.114699 -0.003618 0.086975 -9.57E-07 4.86E-06 0.000773 0.001859 -0.132531 0.105950 -0.012180 -0.041594 -0.197044 0.415861 -1.250888 0.9903 0.9669 0.8442 0.6784 0.2138

Variable C INF D(M1) D(WGP) RESID(-1) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.015109 Mean dependent var -1.45E-17 0.756049 -0.023515 S.D. dependent var 0.764886 Akaike info criterion 2.347422 59.67518 Schwarz criterion 2.472321 -120.5871 Hannan-Quinn criter. 2.398055 2.019742 0.391180 Durbin-Watson stat 0.814537

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic Obs*R-squared 0.857223 Prob. F(2,101) 1.785978 Prob. Chi-Square(2)

0.4274 0.4094

Coefficient Std. Error t-Statistic

Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/29/13 Time: 18:51 Sample: 2004M02 2012M12 Included observations: 107 Presample missing value lagged residuals set to zero. -0.049246 0.002150 -0.179054 0.425250 -1.284549 -0.403202 -0.005696 0.115665 0.000189 0.087843 -8.74E-07 4.88E-06 0.000794 0.001867 -0.137617 0.107132 -0.040399 0.100195

Prob. 0.9608 0.9983 0.8583 0.6716 0.2019 0.6877 -1.45E-17 0.756049 2.364506 2.514384 2.425264 2.017671

Variable C INF D(M1) D(WGP) RESID(-1) RESID(-2) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.016691 Mean dependent var -0.031987 S.D. dependent var 0.768045 Akaike info criterion 59.57928 Schwarz criterion -120.5011 Hannan-Quinn criter. 0.342889 Durbin-Watson stat 0.885719

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic Obs*R-squared 0.813034 Prob. F(3,100) 2.547697 Prob. Chi-Square(3)

0.4896 0.4667

Coefficient Std. Error t-Statistic

Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/29/13 Time: 18:52 Sample: 2004M02 2012M12 Included observations: 107 Presample missing value lagged residuals set to zero.

0.000476 0.116046 0.000815 0.087964 -1.65E-06 4.97E-06 0.000521 0.001897 -0.138745 0.107284 -0.050274 0.100993 -0.088012 0.103063 0.004098 0.009268 -0.332311 0.274787 -1.293247 -0.497799 -0.853962

Prob. 0.9967 0.9926 0.7403 0.7840 0.1989 0.6197 0.3952 -1.45E-17 0.756049 2.375931 2.550789 2.446816 2.016807

Variable C INF D(M1) D(WGP) RESID(-1) RESID(-2) RESID(-3) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.023810 Mean dependent var -0.034761 S.D. dependent var 0.769077 Akaike info criterion 59.14794 Schwarz criterion -120.1123 Hannan-Quinn criter. 0.406517 Durbin-Watson stat 0.873181

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic Obs*R-squared

0.788571 Prob. F(4,99) 3.303906 Prob. Chi-Square(4) 0.5353 0.5083

Std. Error t-Statistic

Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/29/13 Time: 18:52 Sample: 2004M02 2012M12 Included observations: 107 Presample missing value lagged residuals set to zero. Coefficient

0.012612 0.004129 -0.401210 0.254571 -1.367316 -0.543695 -0.967733 -0.849684 0.001466 0.000364 -2.00E-06 0.000484 -0.147583 -0.055072 -0.100959 -0.086706 0.116213 0.088088 5.00E-06 0.001900 0.107936 0.101292 0.104326 0.102045

Prob. 0.9900 0.9967 0.6891 0.7996 0.1746 0.5879 0.3355 0.3976

-1.45E-17 0.756049 2.387357 2.587194 2.468368 2.009549

Variable C INF D(M1) D(WGP) RESID(-1) RESID(-2) RESID(-3) RESID(-4) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.030878 Mean dependent var -0.037646 S.D. dependent var 0.770148 Akaike info criterion 58.71973 Schwarz criterion -119.7236 Hannan-Quinn criter. 0.450612 Durbin-Watson stat 0.867602

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic Obs*R-squared 0.686376 Prob. F(5,98) 3.620275 Prob. Chi-Square(5)

0.6349 0.6053

Coefficient Std. Error t-Statistic

Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/29/13 Time: 18:52 Sample: 2004M02 2012M12 Included observations: 107 Presample missing value lagged residuals set to zero.

-0.006458 0.117521 0.006015 0.089002 -1.52E-06 5.09E-06 0.000386 0.001915 -0.149423 0.108372 -0.061775 0.102386 -0.103785 0.104824 -0.094802 0.103469 -0.057503 0.105002 -0.054954 0.067581 -0.299577 0.201362 -1.378799 -0.603354 -0.990095 -0.916230 -0.547636

Prob. 0.9563 0.9463 0.7651 0.8408 0.1711 0.5477 0.3246 0.3618 0.5852 -1.45E-17 0.756049 2.402993 2.627810 2.494131 2.007277

Variable C INF D(M1) D(WGP) RESID(-1) RESID(-2) RESID(-3) RESID(-4) RESID(-5) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.033834 Mean dependent var -0.045036 S.D. dependent var 0.772886 Akaike info criterion 58.54058 Schwarz criterion -119.5601 Hannan-Quinn criter. 0.428985 Durbin-Watson stat 0.901101

PHỤ LỤC 3 : KẾT QUẢ KIỂM TRA PHƯƠNG SAI SAI SỐ THAY ĐỔI Heteroskedasticity Test: White

1.490758 Prob. F(9,97) 13.00164 Prob. Chi-Square(9) 95.17296 Prob. Chi-Square(9) 0.1621 0.1625 0.0000

F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS

Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 05/29/13 Time: 18:53 Sample: 2004M02 2012M12 Included observations: 107

Coefficient Std. Error t-Statistic

Prob.

0.7753 0.1688 0.1934 0.9426 0.6039 0.7317 0.1645 0.0167 0.5451 0.7067 -0.139090 0.485955 1.092064 0.787668 -0.322230 0.246028 1.27E-06 1.76E-05 0.003888 0.007470 1.03E-05 3.01E-05 4.79E-10 3.42E-10 7.98E-07 3.28E-07 -0.005164 0.008504 2.36E-05 6.26E-05 -0.286220 1.386453 -1.309727 0.072251 0.520442 0.343818 1.400521 2.436017 -0.607269 0.377400

Variable C INF INF^2 INF*(D(M1)) INF*(D(WGP)) D(M1) (D(M1))^2 (D(M1))*(D(WGP)) D(WGP) (D(WGP))^2 R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.121511 Mean dependent var 0.040001 S.D. dependent var 2.215722 Akaike info criterion 476.2140 Schwarz criterion -231.7040 Hannan-Quinn criter. 1.490758 Durbin-Watson stat 0.162114 0.566267 2.261413 4.517831 4.767629 4.619096 1.800022