Tài liệu Đề tài Các bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa giá vàng và lạm phát: Trang
1
CHƯƠNG 1:
CÁC BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA GIÁ
VÀNG VÀ LẠM PHÁT
1.1 Vàng là dấu hiệu chỉ báo và bảo hiểm chống lại lạm phát.
Nghiên cứu này cố gắng điều tra xem liệu vàng hay dầu là chỉ báo tốt hơn về
lạm phát và cố gắng tìm ra giữa vàng và dầu, đâu là nhân tố cung cấp hàng rào
chống lại lạm phát tốt hơn ở Thổ Nhĩ Kỳ. Các mối quan hệ lâu dài giữa giá dầu,
vàng và tỷ lệ lạm phát đã được điều tra bằng cách sử dụng dữ liệu hàng tháng về
giá dầu, vàng và tỷ lệ lạm phát. Các dữ liệu bao gồm các giai đoạn từ ngày
10/02/1994 đến ngày 12/02/2008. Phát hiện của nghiên cứu cho thấy rằng chỉ số
CPI hiển thị một mối tương quan cao với cả giá vàng và giá dầu. Kết quả cũng
cho thấy vàng là một chỉ số dự báo lạm phát tốt hơn so với dầu. Nghiên cứu kết
luận rằng khả năng bảo hiểm rủi ro lạm phát của cả vàng và dầu phụ thuộc vào
sự tồn tại của một mối quan hệ ổn định lâu dài với tỷ lệ lạm phát, với lưu ý rằng
vàng và CPI cũng như giá dầu và CPI khôn...
71 trang |
Chia sẻ: hunglv | Lượt xem: 988 | Lượt tải: 1
Bạn đang xem trước 20 trang mẫu tài liệu Đề tài Các bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa giá vàng và lạm phát, để tải tài liệu gốc về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
Trang
1
CHƯƠNG 1:
CÁC BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA GIÁ
VÀNG VÀ LẠM PHÁT
1.1 Vàng là dấu hiệu chỉ báo và bảo hiểm chống lại lạm phát.
Nghiên cứu này cố gắng điều tra xem liệu vàng hay dầu là chỉ báo tốt hơn về
lạm phát và cố gắng tìm ra giữa vàng và dầu, đâu là nhân tố cung cấp hàng rào
chống lại lạm phát tốt hơn ở Thổ Nhĩ Kỳ. Các mối quan hệ lâu dài giữa giá dầu,
vàng và tỷ lệ lạm phát đã được điều tra bằng cách sử dụng dữ liệu hàng tháng về
giá dầu, vàng và tỷ lệ lạm phát. Các dữ liệu bao gồm các giai đoạn từ ngày
10/02/1994 đến ngày 12/02/2008. Phát hiện của nghiên cứu cho thấy rằng chỉ số
CPI hiển thị một mối tương quan cao với cả giá vàng và giá dầu. Kết quả cũng
cho thấy vàng là một chỉ số dự báo lạm phát tốt hơn so với dầu. Nghiên cứu kết
luận rằng khả năng bảo hiểm rủi ro lạm phát của cả vàng và dầu phụ thuộc vào
sự tồn tại của một mối quan hệ ổn định lâu dài với tỷ lệ lạm phát, với lưu ý rằng
vàng và CPI cũng như giá dầu và CPI không có quan hệ đồng liên kết có nghĩa
là không có mối quan hệ lâu dài giữa tỷ lệ lạm phát và giá vàng, giá dầu.
Sau sự sụp đổ của hệ thống Bretton Woods năm 1971, các nhà đầu tư bắt đầu
tìm kiếm các loại tiền tệ làm "nơi trú ẩn an toàn". Tuy nhiên các loại tiền tệ an
toàn nhất lại có liên quan đến nguy cơ kinh tế và chính trị. Vào thời điểm đó đầu
tư vàng hóa ra là một cách để tự bảo hiểm rủi ro. Vàng đóng vai trò tiền tệ trong
nhiều thế kỷ và không bao giờ được sử dụng trong quá trình sản xuất do đó nó
đã giữ sức mua của nó về lâu dài (Jastram, 1977). Vàng khác với các tài sản
khác bởi vì tiềm năng đối với vàng là tính thanh khoản cao và nó phản ứng với
những thay đổi giá (Lawrence, 2003). Hơn nữa, không giống như các hàng hóa
khác, vàng được sản xuất để tích lũy, tất cả số vàng đã từng được khai thác vẫn
còn tồn tại đến ngày hôm nay (Ranson và Wainwright, 2005). Bởi vì vàng không
phải là đầu vào ngành công nghiệp chính, giá cả tương đối của nó không thay
đổi theo chu kỳ kinh doanh (Ranson và Wainwright, 2005).
Trang
2
Hội đồng Vàng Thế giới (2005) tuyên bố vàng là một hàng rào hiệu quả chống
lạm phát, có tương quan nghịch với đồng đô la Mỹ và do đó là tiền tệ trú ẩn
chống lại lạm phát tốt. Nếu vàng là hàng rào hoàn hảo trong nội bộ một quốc gia
thì giá vàng tính theo đồng tiền trong nước đó nên tăng ở mức tương tự như chỉ
số giá trong nước. Nếu vàng là hàng rào hoàn hảo bên ngoài một quốc gia thì giá
vàng tính theo đồng tiền nước đó nên tăng cùng một tỷ lệ tương tự như tỷ giá
của nước đó. Vàng được coi là một hàng rào chống lại lạm phát nếu những thay
đổi trong lợi nhuận trên đầu tư vàng có thể bù đắp được những thay đổi trong
mức giá chung của một quốc gia cụ thể.
Sherman (1986), Jaffe (1989), Chua và cộng sự (1990) đã chứng minh rằng vàng
cung cấp lợi ích cho việc đa dạng hoá. Ariovich (1983), Aggarwal và cộng sự
(1992), Dooley và cộng sự (1995) chỉ ra rằng vàng là một hàng rào hiệu quả
chống lại lạm phát, tình trạng bất ổn chính trị và rủi ro tiền tệ.
Laurent (1994) điều tra các mối quan hệ giữa giá vàng và chỉ số giá bán buôn ở
Mỹ và kết luận rằng giá vàng và chỉ số giá bán buôn có quan hệ tương ứng chặt
chẽ từ năm 1888 đến năm 1992. Tuy nhiên giá vàng được tìm thấy biến động
hơn so với chỉ số giá bán buôn trong ngắn hạn. Garner (1995) kiểm tra các tín
hiệu bước ngoặt của giá vàng trong giai đoạn 1960-1995 tại Hoa Kỳ để xem giá
vàng có phải là chỉ báo tốt về lạm phát. Mahdavi và Zhou (1997) so sánh giá
vàng và giá hàng hóa, đâu là chỉ số lạm phát hàng đầu bằng cách áp dụng
phương pháp đồng liên kết qua các thời kỳ 1958:Q1-1994:Q4 và 1970:Q1-
1994:Q4. Kết quả nghiên cứu cho thấy giá vàng có thể là chỉ báo lạm phát tốt
phụ thuộc vào khoảng thời gian kiểm tra. Harmston (1998) xây dựng sức mua
của các chỉ số vàng bằng cách chia các chỉ số vàng cho các chỉ số giá bán buôn
và so sánh các chỉ số này với nhau giữa các nước Mỹ, Anh, Pháp, Đức và Nhật
Bản trong những khoảng thời gian khác nhau. Nghiên cứu của ông khẳng định
rằng vàng là nơi trú ẩn hiệu quả chống lại lạm phát lâu dài. Gosh và cộng sự
(2002) cũng kết luận rằng có một mối quan hệ lâu dài giữa giá vàng và chỉ số giá
bán buôn của Mỹ bằng cách sử dụng dữ liệu hàng tháng 1976-1999 với kỹ thuật
Trang
3
đồng liên kết. Ranson và Wainright (2005) áp dụng phương pháp bình phương
bé nhất (OLS) để xem liệu dầu hay giá vàng là chỉ báo tốt hơn về lạm phát và lãi
suất không dự kiến trước được. Nghiên cứu kết luận rằng giá vàng tốt hơn so với
giá dầu trong vai trò là yếu tố dự báo lạm phát năm tới.
Dữ liệu sử dụng trong phân tích được lấy từ tháng 01/1996 đến tháng 02/2008
với 146 quan sát. Dữ liệu bao gồm các quan sát hàng tháng của giá vàng, giá dầu
và tỷ lệ lạm phát dựa trên chỉ số giá tiêu dùng thu được từ Istanbul Gold
Exchange, Ngân hàng Trung ương của nước Cộng hòa Thổ Nhĩ Kỳ và Reuters.
Để đánh giá độ mạnh của mối quan hệ giữa giá vàng và tỷ lệ lạm phát, dầu và tỷ
lệ lạm phát, phương pháp đơn giản nhất là nhìn vào cấu trúc tương quan của các
nhân tố được đo bằng hệ số tương quan. Kiểm định nghiệm đơn vị và tiêu chuẩn
ADF được áp dụng cho chuỗi số liệu giá vàng, giá dầu và chỉ số giá tiêu dùng để
xem xét các thuộc tính tĩnh của chúng.
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy CPI có liên quan chặt chẽ với cả giá
vàng và giá dầu với thực tế là vàng có tương quan với chỉ số CPI nhiều hơn so
với giá dầu. Các khả năng bảo hiểm rủi ro lạm phát của vàng và dầu phụ thuộc
vào sự tồn tại của một mối quan hệ ổn định lâu dài giữa tỷ lệ lạm phát và giá
vàng, giá dầu. Tuy nhiên, kiểm định đồng liên kết khẳng định rằng giá vàng và
CPI cũng như giá dầu và CPI không có quan hệ đồng liên kết, có nghĩa là không
có mối quan hệ lâu dài giữa tỷ lệ lạm phát và giá vàng, giá dầu.
1.2 Lạm phát gây nên sự tăng giá của vàng.
Điểm mới của bài nghiên cứu này là tiến hành phân tích về mối quan hệ đồng
liên kết và đồng bộ hoá giữa thị trường vàng và dầu giao ngay cũng như giao
sau. Tác giả đưa ra khung khái niệm rằng khi giá dầu tăng, tạo sức ép làm tăng
lạm phát, điều này thúc giục các nhà đầu tư đầu tư vào vàng để chống lại lạm
phát. Bài nghiên cứu cũng kiểm tra mối liên hệ dài hạn giữa giá vàng và giá dầu
trên thị trường giao sau ở các kỳ hạn thanh toán khác nhau và chứng cứ làm
sáng tỏ mối quan hệ đồng liên kết. Điều này hàm ý rằng: (a) các nhà đầu tư sử
dụng thị trường vàng làm công cụ chống lại lạm phát, và (b) thị trường dầu có
Trang
4
thể được sử dụng để dự đoán giá thị trường vàng, vì vậy hai thị trường này đều
cùng không hiệu quả.
Các tài liệu về thị trường vàng, bao gồm cả thị trường vàng giao sau, đã bao phủ
một số lĩnh vực nghiên cứu khác nhau. Ball và đồng sự (1985) kiểm tra các hành
vi giá hội tụ trên thị trường vàng giao sau và họ đã tìm thấy sự tồn tại của hội tụ
giá. Bertus và Stanhouse (2001) tìm kiếm bong bóng giá trong giá vàng tương
lai và sử dụng phân tích nhân tố năng động, đã không thể tìm thấy chứng cứ của
bong bóng đầu cơ hợp lý. Cai và đồng sự (2001) xem xét các yếu tố trong biến
động lợi nhuận hằng ngày của các hợp đồng vàng giao sau và thấy rằng trong số
23 thông báo về kinh tế vĩ mô của Mỹ, báo cáo việc làm, GDP, CPI, và thu nhập
cá nhân có tác động lớn đến biến động lợi nhuận của vàng. Ciner (2001) xem xét
các mối quan hệ dài hạn giữa giá vàng và giá bạc và không tìm thấy mối quan hệ
trong dài hạn giữa giá của hai kim loại này. Phát hiện của ông mâu thuẫn với
những nghiên cứu trước đó của Adrangi và đồng sự (2002), Wahab và đồng sự
(1994), Escribano và Granger (1998), tất cả những người này đều tìm thấy quan
hệ đồng liên kết giữa giá vàng và bạc giao sau. Bailey (1998) nghiên cứu tác
động của cung tiền đối với sự bất ổn của thị trường vàng và thấy rằng sự biến
động của vàng gia tăng khi tốc độ tăng trưởng của cung tiền cao hơn mong đợi.
Cùng mạch suy nghĩ, Christie – David và đồng sự (2000) phân tích tác động của
các tin tức vĩ mô phát ra đối với giá vàng và giá bạc, và họ thấy rằng giá vàng
phản ứng khá mạnh đối với tin CPI.
Thị trường vàng đã có sự tăng giá khá vững chắc trong suốt thập kỷ qua. Điển
hình trong suốt giai đoạn 2002 – 2008 mức tăng giá của vàng trung bình hàng
năm khoảng 18.5%. Cùng trong thời gian đó, giá dầu cũng tăng khá mạnh, ở
mức trung bình 53.9%. Điều này đưa ra câu hỏi: phải chăng thị trường dầu đang
dẫn dắt thị trường vàng? Nếu điều này xảy ra, có nghĩa là giá dầu có thể được sử
dụng để dự đoán giá của thị trường vàng và ngược lại. Điều này cũng có nghĩa là
có sự không hiệu quả trong cả hai thị trường.
Trang
5
Mối liên hệ giữa thị trường vàng và dầu có thể giải thích tốt nhất thông qua các
kênh lạm phát. Khi giá dầu tăng cao thì mức giá chung cũng tăng (xem thêm
Hunt, 2006; Hooker, 2002). Khi mức giá chung (hay lạm phát) tăng, giá vàng
cũng tăng do vàng cũng là một loại hàng hoá. Điều này mở ra khả năng là vàng
có thể được sử dụng để chống lại lạm phát (xem thêm Jaffe, 1989). Melvin và
Sultan (1990) cho rằng có một kênh khác để thiết lập mối quan hệ giữa thị
trường vàng và dầu. Luận điểm chính của họ là giá dầu tác động tới giá vàng
thông qua kênh doanh thu xuất khẩu. Về cơ bản vàng là một phần của kênh đầu
tư dự trữ quốc tế của một vài quốc gia bao gồm cả các quốc gia xuất khẩu dầu,
họ lập luận rằng nếu có một cú sốc dẫn tới mong đợi việc mua vàng thì dự kiến
trong tương lai giá vàng sẽ tăng lên. Khi giá dầu tăng, những nhà xuất khẩu dầu
thu lợi từ việc dầu tăng, Melvin và Sultan (1990) lập luận rằng điều này sẽ có
thể tác động đến giá vàng, miễn là vàng bao gồm một phần quan trọng trong
danh mục đầu tư tài sản của những nhà xuất khẩu dầu (liên quan đến các quốc
gia khác) và họ sẽ mua vàng tương ứng với sự giàu có của mình. Điều này sẽ
dẫn đến sự gia tăng nhu cầu về vàng và vàng sẽ tăng giá. Do đó giá dầu tăng cao
kéo theo sự tăng giá của vàng.
Bài nghiên cứu đưa ra ba giả thuyết:
Giả thuyết 1: sự tăng giá của dầu gây ra lạm phát
Giả thuyết 2: lạm phát gây nên sự tăng giá của vàng
Giả thuyết 3: nếu giả thuyết 2 là đúng thì sự tăng giá dầu gây ra sự tăng giá
của vàng.
Dữ liệu được sử dụng là giá vàng và giá dầu giao ngay hàng năm trong giai đoạn
1963-2008 đối với nước Mỹ. Giá dầu là trung bình giá xăng dầu của thế giới,
trong khi giá vàng được đo lường bởi đơn vị tính USD/Oz. Tỷ lệ lạm phát được
tính toán từ tốc độ tăng trưởng của chỉ số giá tiêu dùng (CPI). Ba dữ liệu này cụ
thể là giá vàng, giá dầu trung bình và CPI được lấy từ thống kê tài chính quốc tế,
được xuất bản bởi quỹ tiền tệ quốc tế.
Trang
6
Đồ thị 1.1: Tốc độ tăng của giá vàng, giá dầu và tỷ lệ lạm phát của Mỹ trong giai
đoạn 1963-2008
Các quan sát chính là tốc độ tăng trưởng của giá dầu và giá vàng giao ngay di
chuyển rất chặt chẽ với nhau, trong khi lạm phát ổn định mà không có sự chênh
lệch đáng kể so với tốc độ tăng của giá vàng và giá dầu. Vì vậy, mối quan hệ
giữa lạm phát và giá dầu; lạm phát và giá vàng rõ ràng không phải là đồ hoạ.
Tác giả xác nhận điều này dựa vào kinh nghiệm sau đó bằng cách tiếp cận
phương pháp bình phương nhỏ nhất. Liên quan đến ba giả thuyết thảo luận ở
trên, bài nghiên cứu đưa ra ba mô hình hồi quy tương ứng với từng giả thuyết
như sau:
Giả thuyết 1: πt = α0 + α1goilt + εt
Giả thuyết 2: ggoldt = β0 + β1πt + µt
Giả thuyết 3: ggoldt = θ0 + θ1goilt + ωt
Trang
7
Trong đó π, goil, ggold là tốc độ tăng trưởng của CPI (lạm phát), bình quân giá
dầu, và giá vàng. Số dư của những mô hình này được xác định tương ứng là ε, µ,
và ω.
Kết quả của phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất (OLS) tương ứng
với ba giả thuyết như sau:
πt = 0.039 + 0.041goilt + εt
(10.759) (3.358)
ggoldt = -0.064 + 3.119πt + µt
(-1.162) (2.870)
ggoldt = 0.039 + 0.365goilt + ωt
(1.430) (3.842)
Kết quả thực nghiệm trong ngắn hạn hỗ trợ cho những giả thuyết thảo luận trên
về mối quan hệ giữa giá vàng và giá dầu; nói cách khác, kết quả tìm thấy sự hỗ
trợ cho cả ba giả thuyết. Tóm lại: (a) sự gia tăng giá dầu gây ra lạm phát, (b) sự
gia tăng lạm phát dẫn đến sự tăng giá của vàng, và (c) sự tăng giá của dầu làm
cho vàng tăng giá.
Một vài nghiên cứu đã kiểm tra mối quan hệ giữa giá vàng và các biến kinh tế vĩ
mô khác, ví dụ như lạm phát cũng được tìm thấy có ý nghĩa thống kê đáng kể và
có mối quan hệ cùng chiều với giá vàng. Một nghiên cứu khác của Jaffe (1989)
nghiên cứu về mối quan hệ giữa lạm phát và lợi nhuận của vàng sử dụng số liệu
hàng tháng trong giai đoạn từ tháng 9/1971 đến tháng 6/1987. Dựa trên phương
pháp ước lượng bình quân nhỏ nhất (OLS), ông thấy rằng trung bình chỉ số giá
tăng 1% kéo theo giá vàng thay đổi khoảng 2.95%. Kết quả của bài nghiên cứu
này cũng tương tự - tác giả tìm thấy sự tác động khoảng 3.1% - mặc dù cỡ mẫu
được sử dụng trong hai nghiên cứu khác nhau hoàn toàn. Cỡ mẫu bài nghiên cứu
sử dụng là từ năm 1963 – 2008 cũng là cỡ mẫu mới nhất và được xem xét trong
giai đoạn gần đây về sự tăng giá đáng kể của giá vàng.
Bài nghiên cứu này đóng góp thêm vào nghiên cứu thị trường giao sau bằng
cách kiểm tra các mối quan hệ dài hạn giữa giá dầu và giá vàng giao ngay và
Trang
8
giao sau ở các kỳ hạn khác nhau. Các lý thuyết động lực cho mối quan hệ này
bắt nguồn từ việc các nhà đầu tư sử dụng thị trường vàng để chống lại lạm phát.
Sử dụng phương pháp đồng liên kết, nghiên cứu cho thấy thị trường vàng và thị
trường dầu giao ngay cũng như là giao sau có sự liên kết chặt chẽ trong kỳ hạn
10 tháng. Phát hiện này hàm ý rằng các nhà đầu tư sử dụng thị trường vàng như
một hàng rào chống lại lạm phát. Nó cũng ngụ ý rằng thị trường dầu có thể được
sử dụng để dự đoán giá thị trường vàng và ngược lại, do đó cả hai thị trường này
cùng không hiệu quả.
1.3 Sự tác động của giá vàng đối với lạm phát
Sử dụng dữ liệu của 14 quốc gia trong giai đoạn 1994-2005, nghiên cứu tìm thấy
giá vàng đem lại thông tin đáng kể cho việc dự báo lạm phát trong tương lai đối
với một số nước, đặc biệt là những nước đã áp dụng chính sách lạm phát mục
tiêu chính thức.
Một số chỉ số hàng đầu được theo dõi bởi các ngân hàng trung ương và các cơ
quan khác trong nền kinh tế để dự báo tỷ lệ lạm phát. Giá các tài sản tài chính
cũng được tìm thấy hữu ích đối với thuộc tính chỉ báo hàng đầu của lạm phát vì
tỷ suất sinh lợi của chúng đã tính đến lạm phát kỳ vọng, nhưng sức mạnh dự
đoán của các tài sản tài chính chỉ được tìm thấy trong một số giai đoạn và đối
với một số nước nhất định, xem thêm khảo sát của Stock và Watson (2003).
Trong số tài sản tài chính đó, có thể kế đến giá vàng. Trong thực tế, vàng thường
được phân tích với vai trò là hàng hoá, nhưng không giống các hàng hóa thông
thường khác, vàng có sự khác biệt lịch sử, vàng đã và đang được sử dụng để bảo
tồn giá trị và là nơi trú ẩn để chống lại lạm phát. Nếu xem vàng là một loại tài
sản tài chính, vàng có thể được kỳ vọng để xác định là nhân tố dự báo hàng đầu
cho lạm phát. Các nghiên cứu gần đây đã kiểm tra các chỉ báo hàng đầu khác
nhau cho lạm phát, như là nghiên cứu của Stock và Watson (1999), Cecchetti,
Chu và Steindel (2000), Boivin và Ng (2006) và Banerjee và Marcellino (2006)
đã không xem là giá vàng như là một ứng cử viên của chỉ báo hàng đầu. Tuy
nhiên, với sự đồng thuận chung đang nổi lên từ những nghiên cứu này cho thấy
Trang
9
rằng rất khó khăn để tìm một chỉ số hàng đầu cho lạm phát mà có thể thể hiện tốt
bước ngẫu nhiên (random walk), nên việc xem xét giá vàng tại thời điểm này có
thể là một quyết định đáng giá.
Vàng là một tài sản đặc biệt, vì vàng vừa là một loại hàng hóa, ví dụ trong việc
sản xuất đồ trang sức và các thiết bị công nghiệp, vừa là tài sản tài chính, nơi nó
có thể được sử dụng như để bảo tồn giá trị. Vàng không có đối thủ trong việc
làm tài sản để bảo tồn giá trị sau cùng, vì nó có một lợi thế tâm lý hơn các tài
sản khác xuất phát từ việc sử dụng nó cho mục đích này bao trùm nhiều thế kỷ
qua.
Bài nghiên cứu này mong muốn thiết lập được với những chuyển động trong giá
vàng, với một mức độ nào đó, có thể dự báo được mức độ lạm phát trong tương
lai. Về lý thuyết, sự gia tăng kỳ vọng lạm phát làm giảm sức mua của đồng tiền,
do đó, sẽ có tâm lý tìm đến vàng để bảo tồn giá trị. Điều này sẽ làm tăng nhu cầu
vàng, khiến giá vàng tăng cao, do đó, giá vàng càng cao là tín hiệu cho thấy tỷ lệ
lạm phát cao hơn trong tương lai. Lưu ý rằng, đối với bất kỳ quốc gia cụ thể, tỷ
lệ lạm phát được tính bằng cách sử dụng giá trị đồng nội tệ. Vì là một nơi trú ẩn
chống lại lạm phát, các nhà đầu tư phải xem xét tỉ lệ lợi nhuận từ vàng thể hiện
bằng đơn vị đồng nội tệ. Bởi vì giá vàng được xác định tại các thị trường thế
giới và được định giá bằng USD, nên giá vàng trước hết phải được nhân bởi tỷ
giá hối đoái hiện hành trước khi tính toán tỷ suất sinh lợi của nó.
Trong nghiên cứu này sử dụng dữ liệu hàng tháng kéo dài trong giai đoạn từ
tháng 09/1994 đến tháng 12/2005 của 14 quốc gia. Dữ liệu giá vàng được sử
dụng là giá vàng hàng tháng được tính trung bình từ giá hàng ngày với đơn vị
tính USD/Oz. Tỷ lệ lạm phát được tính bằng sử dụng chỉ số giá tiêu dùng của
các nước. Tỷ giá hối đoái được lấy từ nguồn dữ liệu thống kê tài chính quốc tế
của IMF.
Kết quả thực nghiệm của nghiên cứu cho thấy giá vàng có thể dự báo tốt cho
lạm phát đối với nhiều nước với khoảng thời gian lên đến hai năm. Kết quả
nghiên cứu cho thấy:
Trang
10
- Giá vàng là một chỉ số thống kê đáng kể nhất đối với các nước OECD đã
thông qua chính sách lạm phát mục tiêu. Cụ thể nếu giá vàng thế giới tăng
10% thời gian này, tỷ lệ lạm phát tại Canada sẽ tăng 0,25% trong 12 tháng kế
tiếp. Tại New Zealand, quốc gia đầu tiên đã thực hiện chính sách lạm phát
mục tiêu, 10% gia tăng của giá vàng thế giới sẽ dẫn đến một sự gia tăng
1,1% trong tỷ lệ lạm phát trong 24 tháng tới, nếu tỷ giá vẫn không đổi.
- Đối với các nước OECD không thông qua chính sách lạm phát mục tiêu
chính thức, như Nhật Bản và Mỹ, nghiên cứu cho thấy sức mạnh giải thích
của vàng đối với lạm phát nói chung là yếu hơn. Vàng là một yếu tố dự báo
quan trọng của lạm phát ở Mỹ trong vòng một năm mặc dù mức độ phù hợp
của phương trình này là tương đối khiêm tốn. Vàng không cho thấy được yếu
tố dự báo đối với lạm phát tại Nhật Bản.
- Đối với các nước ngoài nhóm OECD, vàng là dấu hiệu chính xác cho lạm
phát tại Trung Quốc trong khoảng thời gian từ 6 tháng đến 1 năm. Cụ thể
vàng tăng giá 10% sẽ kéo theo tỷ lệ lạm phát tại Trung Quốc tăng 1.2% trong
12 tháng tiếp theo; tuy nhiên, chất lượng của các dự báo này có thể bị ảnh
hưởng bởi tỷ giá hối đoái của Trung Quốc, được cố định trong suốt phần lớn
của mẫu thời gian nghiên cứu.
Một so sánh sâu hơn của giá vàng với các chỉ số lạm phát khác cho Canada
chứng tỏ vàng vẫn còn ý nghĩa thống kê khi được ghép đôi với các biến khác,
chẳng hạn như tiền, khoảng cách sản lượng, lạm phát của Mỹ hoặc giá dầu.
1.4 Tác động của sự thay đổi trong lạm phát kỳ vọng đến giá vàng.
Bài nghiên cứu này xem xét những thay đổi trong lạm phát kỳ vọng tác động
đến giá vàng giao ngay như thế nào. Các bài báo tài chính thường đề cập đến
việc giá vàng chịu ảnh hưởng bởi những thay đổi trong lạm phát kỳ vọng. Bài
nghiên cứu này xem xét và kiểm tra thực nghiệm lý thuyết trên cơ sở mối quan
hệ giả thuyết. Nó cũng cho thấy rằng cơ sở lý thuyết cho mối quan hệ này là
không rõ ràng. Những người ủng hộ lý thuyết hiệu ứng lạm phát kỳ vọng lập
luận rằng nếu lạm phát kỳ vọng tăng lên, các nhà đầu tư sẽ mua vàng để đầu cơ
Trang
11
trên sự tăng giá của vàng hoặc để chống lại sự mất giá của đồng tiền pháp định.
Dù bằng cách nào các áp lực mua vàng sẽ gây ra một sự gia tăng giá vàng ngay
lập tức. Bài nghiên cứu này cũng xem xét tác động của lạm phát đến lãi suất và
chi phí của việc giữ vàng. Sự gia tăng trong lạm phát kỳ vọng sẽ làm giá vàng
tăng cao hơn, tuy nhiên nó cũng làm cho lãi suất tăng lên và vì vậy làm gia tăng
chi phí của việc giữ vàng. Bất kỳ lợi nhuận đầu cơ nào từ việc giữ vàng trong
suốt thời kỳ lạm phát sẽ bị triệt tiêu bởi chi phí của việc nắm giữ vàng cao hơn
(ví dụ chi phí lãi suất cao hơn). Theo đó, sẽ không có động cơ cho việc mua
vàng và vàng vì vậy sẽ không phản ứng với những thay đổi của lạm phát kỳ
vọng.
Có rất nhiều bài nghiên cứu học thuật cũng như các bài báo tài chính đi sâu
nghiên cứu tính hiệu quả của thị trường vàng và phạm vi mà vàng cũng như các
tài sản khác có liên quan đến vàng cung cấp cơ hội đa dạng hóa tốt hơn là đầu tư
vào cổ phiếu. Một cách mà nhà đầu tư thường đầu tư vào vàng là cố gắng tiên
đoán những thay đổi trong lạm phát kỳ vọng và sau đó mua vàng với dự đoán
lạm phát kỳ vọng sẽ lên và ngược lại sẽ bán vàng khi dự đoán lạm phát kỳ vọng
sẽ giảm xuống. Các bài báo tài chính chỉ ra rằng có những bằng chứng đáng kể
cho thấy có một mối quan hệ mạnh mẽ giữa lạm phát kỳ vọng và giá vàng. Các
nhà phân tích thị trường thường cho là những thay đổi đáng kể trong giá vàng do
tác động của thay đổi trong lạm phát kỳ vọng. Alan Greenspan, cựu chủ tịch Cục
dự trữ liên bang Mỹ đã nhận xét rằng vàng là “một chỉ số rất tốt” của lạm phát
và rất có ích trong cuộc chiến chống lại lạm phát.
Mặc dù có được sự công nhận rộng rãi về mối quan hệ giữa lạm phát và giá
vàng, tuy nhiên không có bằng chứng thực nghiệm thuyết phục đễ hỗ trợ nó.
Garner (1995) xem xét năm yếu tố dự báo hàng đầu cho lạm phát, trong đó có
vàng. Kết quả là ông chỉ tìm thấy sự hỗ trợ yếu duy nhất cho sức mạnh dự đoán
của các chỉ số. Mahdavi và Zhou (1997) kiểm tra phạm vi mà giá vàng và giá
các loại hàng hóa khác trong việc dự đoán lạm phát, và họ kết luận rằng sự đóng
góp của vàng đối với việc dự đoán lạm phát là không có ý nghĩa thống kê.
Trang
12
Cecchetti, Chu, và Steindel (2000) cho thấy rằng khi bao gồm vàng trong các chỉ
số hàng đầu dự báo lạm phát thì kết quả kiểm định của mô hình có hệ số âm,
nghĩa là giá vàng tăng cao hơn có liên quan đến lạm phát thấp hơn – hoàn toàn
ngược lại với giả thiết ban đầu.
Trong bài nghiên cứu này sử dụng những thay đổi bất ngờ của chỉ số giá tiêu
dùng (CPI) như là đại diện cho những thay đổi bất ngờ của lạm phát kỳ vọng.
Bất cứ khi nào có sự thay đổi bất ngờ của chỉ số CPI, giới tài chính cho rằng các
nhà phân tích sẽ xem xét lại dự báo của họ về lạm phát trong tương lai. Ví dụ,
nếu chỉ số CPI bất ngờ tăng mạnh thì sẽ được hiểu là lạm phát sẽ cao hơn trong
tương lai. Do nguồn vốn cần thiết để đầu tư vào vàng đòi hỏi các quỹ phải từ bỏ
việc đầu tư vào các tài sản khác, nên chi phí đầu tư vào vàng là chi phí cơ hội
đầu tư của các quỹ vào các tài sản khác với cùng mức độ rủi ro. Những nghiên
cứu trước đó cho thấy rằng vàng và những tài sản khác liên quan đến vàng (như
các công ty khai thác vàng và các quỹ tương hỗ) hoặc là không có tương quan
hoặc là tương quan âm và rất yếu với các chỉ số của thị trường. Vì các nghiên
cứu cho thấy rằng vàng có hệ số β = 0 (hoặc xoay quanh mức 0), tỷ lệ phi rủi ro
là một mức có thể chấp nhận được đối với chi phí của việc nắm giữ vàng. Bài
nghiên cứu này xem xét tác động của những thay đổi của lạm phát kỳ vọng với
chi phí giữ vàng bằng cách đo lường tác động của những thay đổi bất ngờ của
chỉ số CPI với những trái phiếu chính phủ Mỹ đến hạn tại các kỳ hạn 1, 2, 3, 5,
7, 10 năm. Một mối quan hệ dương đáng kể chỉ ra rằng chi phí của việc nắm giữ
vàng sẽ tăng lên cùng với mức tăng của lạm phát kỳ vọng.
Bài nghiên cứu trình bày hai lý thuyết khác nhau nhưng có cùng mục đích giải
thích mối quan hệ giữa lạm phát kỳ vọng và giá vàng. Giả thuyết đầu cơ lập luận
rằng những thay đổi của lạm phát kỳ vọng sẽ làm cho giá vàng thay đổi tức thời.
Giả thuyết chi phí thực hiện lập luận rằng lạm phát kỳ vọng càng cao sẽ làm cho
lãi suất tăng cao hơn (hiệu ứng Fisher). Lãi suất tăng cao sẽ làm cho chi phí của
việc nắm giữ đầu tư vào vàng tăng cao hơn và triệt tiêu đi phần nào lợi nhuận
nhận được từ việc đầu cơ vàng. Theo đó, giả thuyết chi phí thực hiện dự đoán
Trang
13
rằng giá vàng sẽ không thay đổi khi lạm phát kỳ vọng thay đổi. Mối quan hệ này
được kiểm tra bằng cách sử dụng những thay đổi bất ngờ của chỉ số CPI như là
thước đo của thay đổi trong lạm phát kỳ vọng, Kết quả cho thấy rằng những thay
đổi bất ngờ của chỉ số CPI không có tác động đến giá vàng.
Những kết luận được rút ra từ bài nghiên cứu:
- Giá vàng không thay đổi như là kết quả của những thay đổi trong kỳ vọng về
lạm phát trong tương lai. Những bài báo tài chính thường gắn chặt sự thay
đổi của giá vàng với những thay đổi trong lạm phát kỳ vọng có thể đã sai
lầm.
- Thậm chí nếu một nhà đầu tư có tầm nhìn xa hoàn hảo và biết rằng lạm phát
trong tương lai sẽ khác biệt đáng kể với kỳ vọng của thị trường, thì nhà đầu
tư đó cũng không thể thiết lập được sự đầu cơ có lợi nhuận từ thị trường
vàng để được lợi từ những thông tin đó. Tuy nhiên nhà đầu tư có thể tìm
kiếm được lợi nhuận đầu cơ từ thị trường trái phiếu, hay nói cách khác, nhà
đầu tư nên sử dụng thị trường trái phiếu để đầu cơ trên sự thay đổi của lạm
phát kỳ vọng thay vì là sử dụng thị trường vàng.
- Cuối cùng, không thể xác định được lạm phát kỳ vọng của thị trường bằng
cách xem xét giá vàng giao ngay.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 1
Với những bằng chứng thực nghiệm của những nghiên cứu tiền đề trên thế giới về
mối quan hệ giữa giá vàng và lạm phát, có thể cho thấy rằng giá vàng và lạm phát
tồn tại một mối quan hệ tác động qua lại và trong một số trường hợp có thể sử dụng
giá vàng để làm chỉ số dự báo lạm phát trong tương lai.
Trang
14
CHƯƠNG 2:
XÂY DỰNG MÔ HÌNH VÀ KIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA GIÁ VÀNG
VÀ LẠM PHÁT TẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2002-2010
2.1 Các yếu tố tác động đến giá vàng và lạm phát
2.1.1 Các yếu tố tác động đến giá vàng:
- Thứ nhất, những thay đổi về chính sách tiền tệ cùng với những biến động
chính trị trên thế giới như chiến tranh, khủng bố…làm thay đổi giá trị của
USD.
- Thứ hai, giá dầu tăng cao, chi phí nhiên liệu cho sản xuất tăng, hàng hóa tăng
giá, dẫn tới tình trạng lạm phát, kéo theo đó là sự mất giá của đồng USD.
- Thứ ba, sản lượng của các công ty khai thác vàng giảm, ảnh hưởng tới nguồn
cung trong lúc nhu cầu sử dụng vàng ngày một tăng nhất là ở các thị trường
mới nổi như Trung Quốc và Ấn Độ.
- Thứ tư, động thái của giới đầu tư và các quỹ tiền tệ cũng như các quốc gia
trên thế giới tăng tỷ lệ dự trữ vàng.
2.1.2 Các yếu tố tác động đến lạm phát:
Lạm phát về thực chất là sự mất giá của đồng tiền so với hàng hóa, dịch vụ, với
nguyên nhân chung là sự mất cân đối giữa tổng cung và tổng cầu, mà biểu hiện của
nó là mất cân đối tiền – hàng. Nguyên nhân chủ yếu của lạm phát bao gồm những
yếu tố tác động đến hai vế của quan hệ cân đối này, tức là các yếu tố tác động đến
tổng cung – hàng hóa và các yếu tố tác động đến tổng cầu – tiền.
Tiền tệ là nguyên nhân trực tiếp của lạm phát. Tốc độ tăng dư nợ tín dụng cao gấp
nhiều lần tốc độ tăng GDP. Năm 2010 so với năm 2000, tín dụng cao gấp trên 13,7
lần, trong khi GDP chỉ gấp trên 2 lần; hệ số giữa tốc độ tăng của tín dụng và của
GDP lên đến trên 6,2 lần-một hệ số rất cao. Do vậy, dư nợ tín dụng/GDP đã ở mức
khoảng 125%, cao gấp đôi con số tương ứng của nhiều nước. Cùng với tăng trưởng
tín dụng là tăng trưởng tổng phương tiện thanh toán, mà tổng phương tiện thanh
toán của Việt Nam không chỉ là tiền đồng mà còn có vàng, có ngoại tệ.
Trang
15
Tình trạng vàng hóa và đô la hóa khá cao cũng gây ra tác động tiêu cực đối với lạm
phát trên 4 mặt.
- Hút vào thị trường vàng và USD một lượng vốn lớn của xã hội mà không được
đầu tư trực tiếp cho sản xuất kinh doanh tạo ra sản phẩm để cân đối với tiền.
- Vàng và USD trở thành phương tiện thanh toán, làm cho tổng phương tiện thanh
toán tăng lên.
- Giá vàng trong nước biến động, nhiều lần cao hơn giá vàng thế giới, tác động tới
nhập lậu, kéo tỷ giá biến động theo. Khi giá vàng và tỷ giá tăng cao lại tác động đến
tâm lý, đến lòng tin vào đồng nội tệ...
- Tỷ giá tăng tuy khuyến khích xuất khẩu, nhưng lại làm khuyếch đại lạm phát ở
trong nước và đây là yếu tố lạm cho lạm phát của Việt Nam cao hơn lạm phát của
thế giới; làm tăng nợ quốc gia khi tính bằng VND.
Giá cả thế giới tăng là một trong những yếu tố quan trọng tác động đối với lạm phát
ở trong nước xét trên các góc độ khác nhau.
2.2 Giá vàng và lạm phát trong thời gian từ 2002-2010
Từ năm 2001 đến 2005, giá vàng thế giới liên tục trong xu hướng tăng mạnh, có lúc
tăng đột biến. Bắt đầu từ 2001, khi Tổng thống George Bush chính thức lên nắm
chính quyền tại Mỹ thì cũng là thời điểm khởi đầu của chu kỳ tăng giá vàng, đặc
biệt là từ sau vụ khủng bố 11-9 cho đến nay. Đây là chu kỳ tăng giá dài nhất trong
vòng 3 thập kỷ qua. Nếu như mức tăng giá vàng thế giới trong giai đoạn 1991 –
1995 và 1996 – 2000 giảm lần lượt là -1,44% và -29,65% thì giai đoạn 2001 –
2005 tăng mạnh lên 90,04%. Trong giai đoạn này, điều kiện nền kinh tế nước ta nói
chung và thị trường vàng nói riêng hội nhập càng sâu rộng với thế giới và trong
điều kiện thông tin hiện đại nên giá vàng trong nước theo nguyên tắc “bình thông
nhau” với giá vàng thế giới, đồng thời giá vàng ở nước ta cũng phản ánh tức thì,
cùng chiều và theo sát giá vàng trên thị trường thế giới. Nếu như mức tăng giá vàng
trong nước giai đoạn 1996 – 2000 là -6,16% thì giai đoạn 2001 – 2005 tăng mạnh
lên 102,07%.
Trang
16
Bước sang năm 2006, thị trường kim loại quý vẫn liên tục lên cơn sốt tăng giá và
liên tục lập những kỷ lục mới. Trong phiên giao dịch ngày 12/5/2006, giá vàng đã
có lúc tăng lên mức cao kỷ lục 731 USD/ounce – mức cao nhất kể từ tháng 1/1980.
Như vậy, so với đầu năm 2006, giá vàng đã tăng khoảng 200 USD/ounce – tương
đương 38,1%. Giá vàng trong nước sáng 12/5/2006 đã vượt mức 1,5 triệu đồng/chỉ
tại hầu hết các địa phương. Như vậy, giá vàng trong nước tính đến thời điểm
(12/5/2006) đã tăng 46% so với đầu năm 2006.
Đồ thị 2.1 Diễn biến giá vàng thế giới theo tháng từ tháng 7/1982 – 3/2006
0
100
200
300
400
500
600
700
800
7/
82
7/
83
7/
84
7/
85
7/
86
7/
87
7/
88
7/
89
7/
90
7/
91
7/
92
7/
93
7/
94
7/
95
7/
96
7/
97
7/
98
7/
99
7/
00
7/
01
7/
02
7/
03
7/
04
7/
05
DIỄN BIẾN GIÁ VÀNG THẾ GIỚI THEO THÁNG
(giai đoạn từ tháng 7/1982 - 3/2006)
31/12/2005 (tăng 90,04% so
31/12/2000)
31/12/1990
31/12/1995 (giảm 1,44% so
31/12/1990)
31/12/2000 (giảm 29,65% so
31/12/1995)
tháng 9/01
USD/ounce
Nguồn: Nguyễn Hữu Tú-Phòng PTKT&DB-Vụ CSTT-NHNN, “Những diễn biến
bất thường trên thị trường vàng: Nguyên nhân, tác động và giải pháp”, 19/05/2006.
Việc giá vàng tăng cao đã gây nên hội chứng tâm lý làm nhiều người dân đổ xô đi
mua vàng, một số đã rút tiền tiết kiệm để mua vàng. Tuy nhiên, trước sự trồi sụt thất
thường của giá vàng thế giới đã khiến không ít người dân bị thua thiệt nghiêm trọng
Trang
17
do đầu tư theo “phong trào” – giá lên thì đổ xô đi mua, giá hạ thì ào ạt bán. Đây
cũng là một nguyên nhân kỳ vọng tác động đẩy giá vàng trong nước tăng cao ngoài
nguyên nhân chính là do giá vàng thế giới biến động.
Nhìn vào đồ thị nhà đầu tư cũng có thể thấy tổng cầu về vàng (cả đồ trang sức và
đầu tư lẻ) ở Việt Nam đều tăng lên rõ rệt từ năm 2002 đến 2008 nhu cầu về vàng
trên thị trường hiện nay càng ngày càng tăng, giá vàng cao kỉ lục nhưng vẫn được
đầu tư mua vào. Hiện tượng này xảy ra đơn giản bởi vì nhà đầu tư tiếp tục kỳ vọng
giá vàng sẽ còn cao thêm nữa.
Đồ thị 2.2 Nhu cầu về vàng ở Việt Nam 1992 – 2007 (Đvt: Tấn)
Nguồn World Gold Council
Nhìn qua 3 đồ thị 2.3, 2.4 và 2.5, chúng ta thấy rõ tác động của từng yếu tố đến xu
hướng của giá vàng. Cụ thể, trong khi xu hướng của tỷ giá đô la Mỹ và giá dầu là
tăng từ năm 1998 đến 2001 giai đoạn này giá vàng tương đối ổn định. Từ năm 2001
đến 2003 giá vàng tăng nhẹ và giá dầu giảm nhẹ trong khi tỷ giá đô la Mỹ tăng cao.
Từ năm 2003 đến năm 2007, giá vàng, giá dầu và tỷ giá đô la Mỹ cùng trong xu
hướng tăng cao.
Đồ thị 2.3 Giá vàng TG và giá vàng Việt Nam từ năm 1998 đến 2007
Trang
18
-
5,000
10,000
15,000
20,000
25,000
30,000
35,000
1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007
Giá vàng TG (đ/lượng) Giá vàng VN (đ/lượng)
Nguồn Cục Thống kê TP. Hồ Chí Minh và website www.kitco.com
Tỷ giá đô la Mỹ tăng lên hàng năm, giai đoạn từ 2000 đến 2003 tăng cao, sau đó
tăng nhẹ từ năm 2004 đến 2007
Đồ thị 2.4 Tỷ giá đô la Mỹ từ năm 1998 đến 2007
12,000
12,500
13,000
13,500
14,000
14,500
15,000
15,500
16,000
16,500
1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007
Tỷ giá VNĐ/USD
Nguồn Cục Thống kê TP. Hồ Chí Minh
Giá dầu thế giới tăng nhẹ từ năm 1998 đến 1999, từ năm 2000 đến 2003 giảm nhẹ
và tăng mạnh từ năm 2004 đến 2007.
Đồ thị 2.5 Giá dầu thế giới từ năm 1998 đến 2007
Trang
19
0.00
10.00
20.00
30.00
40.00
50.00
60.00
70.00
1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007
Giá dầu thế giới (USD/thùng)
Nguồn Reuters
Hai nỗi lo trái ngược thống trị trong năm 2008 là lạm phát và giảm phát đã tạo
những cơn sóng trồi sụt liên tục cho vàng. Vàng liên tục gia tăng giá trị cùng với sự
leo dốc của chỉ số lạm phát trong những tháng đầu năm 2008, tuy nhiên nửa cuối
năm còn lại thật sự là quãng thời gian khó khăn cho giá vàng khi nó phải liên tục dò
tìm những đáy mới trong bối cảnh nỗi lo suy giảm kinh tế toàn cầu gia tăng.
Năm 2008 chứng kiến sự lan rộng của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu xuất
phát từ sự sụp đổ thị trường địa ốc kéo theo một số lượng con nợ lớn chưa từng thấy
của thị trường cho vay dưới chuẩn tại Mỹ. Ảnh hưởng của nó đã khiến nhiều nền
kinh tế trên thế giới chao đảo và trong bối cảnh lạm phát tăng cao, các nhà đầu tư ồ
ạt chuyển vốn sang thị trường vàng - loại hàng hóa an toàn và hấp dẫn trong thời kỳ
lạm phát và xu hướng này thực sự đã tạo ra một hậu phương hết sức vững chắc giúp
quý kim thẳng tiến chinh phục những đỉnh cao mới. Vào ngày 17/03/2008, thị
trường tiền tệ thế giới ghi nhận mức giá kỷ lục trong lịch sử của giá vàng – mức
1.033,90 USD/Oz. Chỉ tính trong quý 1/2008, vàng đã gia tăng được 14% giá trị của
nó. Nỗi ám ảnh về lạm phát ngày càng đe dọa toàn cầu, trong đó biểu hiện rõ ràng
nhất là việc giá dầu cứ tiếp tục leo lên từng mốc, mốc sau lại cao hơn mốc trước và
việc FED liên tục hạ lãi suất để chống đỡ với sự tàn phá của cuộc khủng hoảng tín
dụng trong khi các NHTW khác lại cố gắng giữ lãi suất ở mức cao nhằm kiềm chế
lạm phát lại càng gây sức ép nặng nề cho đồng USD.
Trang
20
Trong khi đó nguồn cung vàng có dấu hiệu giảm sút do việc khai thác vàng ở các
nước khó khăn hơn khi phải tìm vàng ở độ sâu khá lớn và trả lương cao cho công
nhân, cộng thêm những biến động về chính trị đã chắp cánh cho giá vàng thăng hoa.
Việc giá vàng cao ngất ngưởng đã khiến cho một bộ phận các nhà đầu tư tỏ ra e
ngại khiến nhu cầu mua vàng giảm 19% trong quý 2 nhưng những diễn biến phức
tạp về tình hình lạm phát của toàn cầu cùng với sự hỗ trợ của yếu tố đồng hành lâu
năm với vàng là dầu thô, vàng vẫn tiếp tục giữ vững được vị thế của mình. Không ai
có thể ngờ dầu thô có thể cán mốc kỷ lục 147,27 USD/thùng vào ngày 11/07/2008
bởi lực hậu thuẫn xuất phát từ nhiều nguyên nhân: Đồng USD tiếp tục mất giá, xung
đột về địa chính trị lên cao, trữ lượng dầu có phần hạn chế, hoạt động đầu cơ trên
thị trường, tình hình thời tiết không mấy thuận lợi... Vàng đã tận dụng được lợi thế
này và duy trì được phong độ trong một khoảng thời gian khá dài.
Tuy nhiên, tính chất hầm tránh bão của vàng trong thời kỳ lạm phát đang giảm dần
bởi cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu bước sang thời điểm mới: các nền kinh tế
dẫn đầu thế giới bắt đầu bộc lộ những dấu hiệu giảm tốc và nỗi lo suy giảm tăng
trưởng kinh tế mà xa hơn là suy thoái kinh tế bắt đầu làm đau đầu các nhà lãnh đạo
khu vực Châu Âu, Mỹ , Nhật, Trung Quốc... Nguồn vốn trên thị trường bắt đầu tập
trung vào những tài sản có mức bảo toàn vốn cao như trái phiếu chính phủ, tiền
mặt... Sự lao dốc đến chóng mặt của thị trường chứng khóan trong thời buổi kinh tế
khó khăn khiến các nhà đầu tư nhanh chóng thanh lý hợp đồng vàng - loại hàng hóa
có mức thanh khoản cao - để bù đắp những khoản thua lỗ trên các thị trường khác.
Đồng USD bất ngờ lại lấy lại được lợi thế của mình khi các nhà đầu tư nhận ra rằng
đây vẫn là đồng tiền an tòan nhất và chiếm khối lượng giao dịch lớn nhất trên thị
trường ngoại hối. Sự giằng co giữa hai xu hướng: bán vàng bù lỗ, nắm giữ USD mặt
và nhu cầu sụt giảm trong bối cảnh suy thoái kinh tế với việc mua vào lọai hàng hóa
vốn từ lâu đời có tính an toàn và bảo toàn giá trị khiến vàng có những phiên trồi sụt
thất thường và giao động trong biên độ rộng từ 750 – 980 USD/Oz.
“Cơn sóng thần” của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu đã gây ra nhiều hậu quả
nặng nề: sự thua lỗ, đổ vỡ, quốc hữu hóa, phá sản, vỡ nợ… Chính phủ các nước
Trang
21
phải đưa ra các kế hoạch hỗ trợ cho nền kinh tế tuy nhiên những giải pháp này vẫn
chưa phát đi những tín hiệu đáng mừng nào cho thị trường. Hơn nữa, nỗi ám ảnh về
mối lo giảm phát đã đưa thời kỳ “bong bóng”của thị trường hàng hóa đi vào hồi kết
trong đó giảm sâu nhất phải kể đến dầu thô có lúc giảm tới 70% so với đỉnh điểm
hồi tháng 7 và liên tục trượt dài đến nay mặc cho những nỗ lực của các nước sản
xuất dầu lớn nhất thế giới như OPEC, Nga, Arab Saudi đã cắt giảm mạnh sản lượng.
Vàng và dầu không còn có thể tiếp tục đồng hành cùng nhau: trong khi dầu liên tục
trượt dốc không phanh từ tháng 7 đến nay và có lúc giảm chỉ còn 33.87 USD/thùng
(19/12); vàng vẫn giữ được phong độ là loại hàng hóa giảm giá ít nhất trong chỉ số
Reuters/Jefferies CRB Index của 19 loại hàng hóa (chỉ giảm khỏang 12% giá trị)
nhờ những tính chất truyền thống vốn có của nó.
Nhu cầu đối với vàng với tư cách là mặt hàng an toàn không mất đi thậm chí cả tình
hình kinh tế không mấy sáng sủa, nhất là dư âm từ vụ sụp đổ Lehman Brother và
các tổ chức tài chính khổng lồ khác đã đưa giá vàng lên đỉnh cao vào ngày
10/10/2008 ở mức 950USD/Oz, đồng thời với những rắc rối vẫn chưa được tháo gỡ
triệt để của các nền kinh tế hàng đầu và việc FED quyết định đưa lãi suất về mức
thấp nhất trong lịch sử, cộng thêm những biện pháp bơm USD với khối lượng
khổng lồ vào nền kinh tế để chống khủng hoảng đang tạo áp lực mất giá trở lại đối
với USD và khiến người ta đặt câu hỏi về sự hình thành của một chu kỳ lạm phát
mới sẽ là lực hỗ trợ cho thị trường quý kim tiếp tục ghi điểm.
Nguy cơ giảm phát sẽ còn bao trùm nền kinh tế toàn cầu trong năm tới sẽ là một lý
do để hạn chế đà tăng giá của giá vàng. Tuy nhiên với những khó khăn hiện tại của
nền kinh tế, khi công cụ lãi suất không còn có thể dễ dàng sử dụng (khá nhiều quốc
gia đã hạ thấp lãi suất đồng tiền của mình), các quốc gia lớn trên thế giới sẽ buộc
phải nghĩ đến việc in thêm tiền ra lưu thông và vay mượn đa quốc gia và chính điều
này sẽ lại trở thành động lực tốt cho giá vàng phục hồi. Hơn nữa khi kinh tế toàn
cầu lấy lại được mãi lực tăng trưởng, nhu cầu hàng hóa sẽ tăng trở lại cũng là một lý
do để giá vàng tiếp tục leo dốc.
Trang
22
Năm 2009 chứng kiến sự xuất hiện liên tiếp những mốc giá vàng chưa từng có trong
lịch sử, đồng thời cũng ghi nhận những biện pháp can thiệp tích cực nhằm bình ổn
thị trường vàng của Ngân hàng Nhà nước. Tăng khá đều đặn trong các quý 1, 2 và 3
rồi bứt phá mạnh trong quý 4 là xu hướng chính của giá vàng thế giới năm 2009.
Khởi động năm 2009 với mức giá khoảng 880 USD/Oz, giá vàng giao ngay thị
trường thế giới đến ngày 23/12 đóng cửa ở mức gần 1.090 USD/Oz, tăng xấp xỉ
24%. Mức đỉnh cao lịch sử của giá vàng giao ngay đóng cửa tại thị trường New
York hiện là mức 1.215,8 USD/Oz thiết lập vào ngày 2/12/2009. Mức giá này đã bỏ
xa kỷ lục đóng cửa 1.002,8 USD/Oz của năm 2008.
Dưới tác động của giá vàng thế giới, giá vàng trong nước cũng liên tục khiến thị
trường đi từ bất ngờ này đến bất ngờ khác. Năm 2009 là một năm giá tăng khá
nhanh và mạnh chưa từng có của vàng trong nước. Ngày lịch sử của thị trường vàng
trong nước năm này là 11/11, khi giá vàng lần lượt chinh phục các mốc giá 27, 28,
rồi 29 triệu đồng/lượng chỉ trong vòng có vài giờ đồng hồ buổi sáng. Đỉnh cao mọi
thời đại của giá vàng trong nước năm 2009 là mốc 29,3 triệu đồng/lượng.
Đầu năm 2009, giá vàng trong nước đứng ở mức gần 18 triệu đồng/lượng. Tính tới
ngày 24/12, khi giá vàng ở mức 26,5 triệu đồng/lượng, thì giá vàng trong nước đã
tăng 8,5 triệu đồng/lượng, tương đương 47%.
Điều đáng nói là giá vàng thế giới năm 2009 lập kỷ lục giữa lúc khủng hoảng tài
chính không còn căng thẳng như năm 2008, đồng thời rủi ro lạm phát cũng không
phải là một mối lo lớn của hầu hết các quốc gia. Tuy không phát huy được tối đa vai
trò “hầm trú ẩn an toàn”, giá vàng năm nay lại được hỗ trợ nhiều bởi chính sách tiền
tệ và tài khóa nới lỏng của nước Mỹ. Xu hướng suy yếu của tỷ giá USD do Cục Dự
trữ Liên bang Mỹ (FED) duy trì lãi suất cơ bản ở mức thấp kỷ lục là nhân tố nâng
đỡ tích cực nhất cho giá vàng trong năm.
Thay vì là vàng, kênh đầu tư được xem là “vịnh tránh bão” hàng đầu năm nay trên
thị trường thế giới chính là đồng USD. Trong hầu hết thời gian của năm, đồng “bạc
xanh” được nâng đỡ mỗi khi có thông tin kinh tế bất lợi xuất hiện, và giảm giá khi
có tin tốt.
Trang
23
Giảm dự trữ USD và tăng dự trữ vàng là cách đa dạng hóa dự trữ ngoại hối mà ngân
hàng trung ương nhiều quốc gia, đặc biệt là các nền kinh tế mới nổi lớn như Trung
Quốc, Nga, Ấn Độ, Brazil..., đang thực hiện. Trong đợt Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF)
bán 403,3 tấn vàng đang diễn ra, Ấn Độ đã mua 200 tấn, Sri Lanka mua 10 tấn,
Maritus mua 2 tấn. Ấn Độ, Trung Quốc và Nga được giới quan sát xem là những
khách hàng tiềm năng cho việc mua nốt số vàng còn lại từ IMF trong đợt bán ra
này. Thị trường thế giới năm 2009, mà chủ yếu là quý 4, cũng chứng kiến một số sự
kiện gây sốc, có tác động mạnh đến giá vàng, trong đó khu vực Trung Đông có
“đóng góp” khá tích cực.
Đầu tháng 10, thế giới xôn xao trước tin đồn một số nước vùng Vịnh đang âm thầm
bàn thảo một kế hoạch nhằm loại đồng USD ra khỏi giao dịch dầu lửa. Thông tin
này sau đó đã bị các nước liên quan phủ nhận, nhưng cũng đủ đẩy tỷ giá USD thế
giới sụt sâu, giúp giá vàng có những bước tăng tốc mạnh.
Sau đó, đến cuối tháng 11, thị trường một lần nữa bất ngờ trước việc tập đoàn Dubai
World của Dubai có nguy cơ vỡ nợ. Rủi ro về một cuộc khủng hoảng nợ ở thế giới
Arab đã thúc đẩy giới đầu tư quay trở lại với trái phiếu kho bạc Mỹ và USD để tìm
kiếm sự an toàn, kéo tỷ giá USD tăng và giá vàng quay đầu đi xuống.
Nỗi lo về khủng hoảng nợ công tại Hy Lạp gia tăng sau khi ba hãng định mức tín
nhiệm Fitch, S&P và Moody’s đánh tụt hạng mức tín nhiệm nợ của nước này, cũng
gây bất lợi cho giá vàng trong tháng cuối năm.
Theo số liệu hãng tin tài chính Bloomberg cung cấp, trong 11 tháng đầu năm 2009,
các loại trái phiếu có định mức tín nhiệm thấp trên thế giới đem đến cho giới đầu tư
tỷ lệ lợi nhuận 58%, tiếp đó là thị trường hàng hóa với mức lợi nhuận 36%, vàng
(34%), chứng khoán (29%), trái phiếu doanh nghiệp (23%), và trái phiếu chính phủ
(8%). Năm nay sẽ là năm tăng giá thứ 9 liên tục của vàng thế giới. Trong nước, giá
vàng từ đầu năm tới ngày 24/12 đã tăng gần 150%, chỉ số VN-Index tăng 51,8%,
còn lãi suất tiết kiệm VND kỳ hạn 1 năm ở thời điểm đầu năm 2009 vào khoảng
8%.
Trang
24
Nhìn chung, giá vàng trong nước năm 2009 biến động cùng chiều với giá vàng thế
giới. Tuy nhiên, do còn chịu tác động từ tình hình cung cầu và biến động tỷ giá
USD/VND nên giá vàng trong nước năm này có thời điểm thấp hoặc cao hơn giá
vàng thế giới tới cả triệu đồng/lượng. Ở thời điểm giữa quý 1, khi người dân ồ ạt
bán vàng để chốt lời ở mức giá 19-20 triệu đồng/lượng, còn doanh nghiệp mạnh tay
gom mua để xuất khẩu, giá vàng trong nước có lúc thấp hơn giá vàng thế giới 1,5
triệu đồng/lượng. Trong khi đó, vào giữa quý 4, khi các nhà đầu tư tranh mua vàng,
giá vàng trong nước lại thường xuyên cao hơn giá thế giới. Trong ngày sốt đỉnh
điểm 11/11, giá vàng trong nước có lúc cao hơn giá vàng thế giới 3,6 triệu
đồng/lượng. Thừa hoặc thiếu cung vàng là lý do chính mà các công ty kim hoàn đưa
ra để lý giải cho sự vênh giá trên. Tuy nhiên, nhiều ý kiến cho rằng, sự lệch giá này
là kết quả của hoạt động ghìm giá hoặc thổi giá của giới đầu cơ.
Đồ thị 2.6: Giá vàng TG, giá vàng VN và tỷ giá USD giai đoạn 2008-2010
0
5,000
10,000
15,000
20,000
25,000
30,000
35,000
40,000
01
/20
08
04
/20
08
07
/20
08
10
/20
08
01
/20
09
04
/20
09
07
/20
09
10
/20
09
01
/20
10
04
/20
10
07
/20
10
10
/20
10
Giá vàng trong nước (Ngàn
VND/Lượng)
Giá vàng thế giới quy đổi (Ngàn
VND/Lượng)
Tỷ giá USD/VND
Nguồn Cục thống kê TP.HCM và website www.kitco.com
Sự lên xuống của tỷ giá USD/VND thị trường tự do ở nhiều thời điểm cũng là một
nguyên nhân quan trọng khiến giá vàng trong nước không tăng giảm cùng biên độ
với giá vàng thế giới, thậm chí biến động ngược chiều với giá vàng thế giới.
Qua đồ thị 2.6 và 2.7, chúng ta thấy xu hướng giá vàng trong nước là cùng chiều giá
vàng thế giới và tỷ giá đô la Mỹ nhưng ngược chiều với giá dầu.
Trang
25
Đồ thị 2.7 Giá dầu thế giới từ năm 2008 đến tháng 3/2010
91.48
53.56
70.26
0
20
40
60
80
100
2008 2009 2010
Giá dầu TG (USD/thùng)
Nguồn website
Năm 2009 tiếp tục chứng kiến tâm lý đám đông của các nhà đầu tư vàng nhỏ lẻ ở
trong nước. Trong quý 1, người dân tỏ ra sáng suốt khi xếp hàng để bán vàng chốt
lãi ở các mức giá 19-20 triệu đồng/lượng. Trong quý 2 và quý 3, do sức hút từ sự
phục hồi của thị trường chứng khoán và nhà đất, thị trường vàng trong nước khá
trầm lắng mặc dù giá vàng lần lượt chinh phục các mốc 21-22 triệu đồng/lượng.
Tuy nhiên, với nhận định rằng giá vàng khó có thể tăng xa hơn, nhiều nhà đầu tư
khi đó đã vay vàng để bán, với hy vọng khi nào giá xuống sẽ mua vào để trả nợ.
Đến quý 4, khi giá vàng lên 24-25 triệu đồng/lượng, hoạt động đầu tư “đánh xuống”
vẫn diễn ra.
Đến đầu quý 4, khi giá vàng tiến về 26 triệu đồng/lượng, nhiều người bắt đầu thực
sự lo ngại về khoản nợ bằng vàng của mình. Tới lúc này, nhiều người cuống cuồng
mua vào để thanh toán số vàng đã vay nhằm cắt lỗ, khiến tình hình nguồn cung
vàng trong nước thêm phần căng thẳng giữa lúc hoạt động nhập khẩu vàng chưa
được nối lại. Nhiều người không vay vàng cũng mất hết kiên nhẫn khi thấy giá vàng
liên tục leo thang nên cũng ồ ạt đi mua.
Trước những diễn biến bất thường của thị trường vàng trong nước, Ngân hàng Nhà
nước đã quyết định cho nối lại hoạt động nhập khẩu vàng nhằm hạ nhiệt thị trường.
Quyết định được công bố vào chiều ngày 11/11 này được xem như một liều thuốc
giải nhiệt hiệu quả và kịp thời đối với cơn sốt vàng đang ở đỉnh điểm. Trước đó,
hoạt động nhập khẩu vàng đã bị tạm ngừng hơn 1 năm.
Trang
26
Sau khi vấn đề nguồn cung được giải quyết, giá vàng tiếp tục có những biến động
mạnh do xu hướng leo thang của tỷ giá USD thị trường tự do. Tuy nhiên, vấn đề
này đã được khắc phục sau khi Ngân hàng Nhà nước nâng mạnh tỷ giá USD/VND
liên ngân hàng và thu hẹp biên độ tỷ giá từ +/-5% về +/-3% vào ngày 25/11/2009.
Từ thời điểm đó tới nay, với sự ổn định của tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do
và nguồn cung vàng không còn khan hiếm, giao dịch trên thị trường vàng diễn ra
khá ổn định.
Quản lý sàn vàng là một vấn đề lớn được các cơ quan chức năng cân nhắc trong
năm 2009. Ngân hàng Nhà nước đã trình Chính phủ hai phương án về quản lý sàn
vàng: một là chấm dứt hoạt động sàn vàng; hai là tiếp tục cho hoạt động thì chỉ cho
phép các ngân hàng thương mại được mở sàn, đồng thời mức ký quỹ có thể lên tới
mức 100%. Tuy nhiên, Thủ tướng chính phủ đã ra quyết định chấm dứt hoạt động
sàn vàng vào ngày 30/03/2010 mục đích chỉnh đốn lại hoạt động này trong thời gian
tới.
Giá vàng năm 2010 diễn biến theo hình răng cưa với chiều đi lên là chủ đạo
và liên tiếp tự phá các kỷ lục mới, cả ở phạm vi trong nước và quốc tế. Ngay trong
tháng 01/2010, giá vàng đã tăng 53.89% so với tháng 01/2009 đứng ở mức 26.5
triệu đồng/lượng. Mặc dù NHNN điều chỉnh tỷ giá hối đoái liên ngân hàng tăng trên
3% lên mức 18,544 VND/USD từ ngày 11/02/2010 đi đôi với chính thức tăng giá
vốn tín dụng ngân hàng thông qua áp dụng lãi suất thoả thuận cho các khoản vay
trung dài hạn từ 26/02/2010 song chỉ số giá vàng tháng 02/2010 lại giảm 2.03% so
với tháng trước, và tăng 42.58% so với cùng kỳ năm 2009. Giá vàng trong tháng
02/2010 giảm nguyên nhân là do trong tháng này NHNN đã cấp quota nhập khẩu
vàng cho SJC để bán vàng ra bình ổn thị trường. Giá vàng tháng 03/2010 lại tăng
1.21% so với tháng trước nhưng giảm 3.76% so với tháng 12/2009. Chỉ số giá vàng
tháng 04/2010 giảm 0.8% so với tháng trước, tuy đã giảm 4.53% so với tháng
12/2009 song vẫn cao hơn 33.89% so với cùng kỳ năm 2009 và xoay quanh mức
26.5 triệu đồng/lượng.
Trang
27
Chỉ số giá vàng tháng 05/2010 tăng 1.91% so với tháng trước, tuy giảm 2.71% so
với tháng 12/2009 nhưng vẫn tăng tới 35.62% so với cùng kỳ năm 2009 và xoay
quanh mức 27.5-28 triệu đồng/lượng trong khi giá vàng thế giới đã liên tiếp lập kỷ
lục vượt 1,250 USD/Oz ngày 12/05/2010 và nửa cuối tháng 06/2010. Giá vàng
trong nước tháng 06/2010 biến động mạnh theo xu hướng tăng, có thời điểm lên tới
28.6 triệu đồng/lượng.
Giá vàng tháng 06/2010 so với tháng trước tăng 3.09%, so với tháng 12/2009 tăng
0.3% và so với cùng kỳ năm trước tăng 32.43%. Diễn biến giá vàng rất phức tạp và
phụ thuộc vào diễn biến giá vàng thế giới trong khi giá vàng thề giới đã lập những
kỷ lục mới 1,250USD/Oz ngay đầu tháng 05/2010, đã phá vỡ kỷ lục 1,227 USD/Oz
của năm 2009, thậm chí có dự báo lên đến 1,300USD/Oz ngay trong tháng 07-
08/2010. Giá vàng tại Việt Nam dao động quanh mốc 28.5 triệu đồng/lượng, có thời
điểm lên đến trên 29 triệu đồng/lượng song vẫn còn thấp hơn giá thế giới nên hiện
tượng xuất vàng dưới hình thức vàng nữ trang đã xuất hiện, đem về nguồn USD
không nhỏ cho đất nước.
Giá vàng tháng 07/2010 tiếp tục tăng 2.15% so với tháng trước và dao động quanh
mức 28 triệu đồng/lượng. Trong tháng 08/2010 giá vàng giảm 0.88% so với tháng
trước, nhưng tuần cuối tháng 8 giá vàng đã tăng vọt lên trên dưới 29 triệu
đồng/lượng do giá quốc tế lên khoảng 1,240USD/Oz và NHNN điều chỉnh phá giá
VND từ ngày 18/08/2010.
Chỉ số giá vàng tháng 09/2010 tăng 3.58% so với tháng trước, tăng 5.19% so với
tháng 12/2009 và tăng tới 34.35% so với cùng kỳ năm 2009. Diễn biến giá vàng rất
phức tạp và phụ thuộc vào diễn biến giá thế giới trong khi giá vàng thế giới đúng
như dự báo của tháng trước đó đã lập kỷ lục mới lên trên 1,300USD/Oz vào cuối
tháng 09/2010. Giá vàng tại Việt Nam cuối tháng 09/2010 dao động quanh mốc kỷ
lục mới là 31 triệu đồng/lượng, có thời điểm lên tới 31.5 triệu đồng/lượng, cao hơn
giá thế giới khoảng 400 – 500 ngàn đồng/lượng nên hiện tượng thu gom USD trên
thị trường tự do để nhập lậu vàng đã xuất hiện trong khi NHNN vẫn chưa cấp quota
nhập khẩu vàng chính thức. Giá vàng tháng 10/2010 tiếp tục tăng 7.87% so với
Trang
28
tháng trước và có thời điểm cao hơn giá thế giới đến gần 1 triệu đồng/lượng. Giá
vàng đạt mức kỷ lục trong tháng là 33.5 triệu đồng/lượng trong khi giá thế giới cũng
đạt kỷ lục 1,388USD/Oz ngày 14/10/2010.
Giá vàng tháng 11/2010 đã tăng tới 8.67% so với tháng 10 và tăng tới 36.24% so
với cùng kỳ năm 2009. Thị trường vàng và USD tự do liên tục biến động trong
tháng 11/2010, thậm chí giá thay đổi từng giờ trong nhiều ngày. Đầu tháng 11/2010,
giá vàng vọt lên đến kỷ lục mọi thời đại là 38.3 triệu đồng/lượng, đồng thời tỷ giá
USD/VND trên thị trường tự do cũng lên tới 21,500, sau đó giá vàng dao động
trong khoảng 34.5 – 36.5 triệu đồng/lượng và USD/VND dao động trong khoảng
21,000 – 21,500. Thời gian này, NHNN tuyên bố không thay đổi tỷ giá hối đoái
chính thức 18,932 VND/USD (theo đó trần tỷ giá giao dịch chính thức tại các
NHTM là 19,500 VND/USD) đến hết tháng 01/2011 lại càng làm cho thị trường
ngoại hối căng thẳng do chênh lệch tỷ giá giữa thị trường chính thức và thị trường
tự do đã lên đến khoảng 2,000 VND/USD. Tháng cuối cùng của năm 2010, vàng
tiếp tục tăng 5.43% so với tháng trước và tăng tới 30% so với cuối năm 2009, dao
động quanh ngưỡng 36 triệu đồng/lượng trong khi CPI cả năm tăng 11.75% (bình
quân tăng 9.19%) còn tỷ giá USD/VND chỉ tăng 9.69% so với cuối năm trước (bình
quân tăng 7.63%).
Theo báo cáo của Hội đồng vàng thế giới, lượng vàng hiện có tại Việt Nam (lấy
lượng vàng nhập khẩu trừ đi lượng vàng xuất khẩu) là khoảng 1,000 tấn, tương
đương với 45 tỷ USD. Tuy con số này chưa được công nhận, nhưng chắc chắn một
lượng vàng rất lớn đang được người dân nắm giữ, đang trở thành luồng vốn hoạt
động không chính thức, gây sức ép không nhỏ đến chính sách tiền tệ và tăng trưởng
kinh tế nói chung và hoạt động của các NHTM nói riêng.
Lạm phát ở Việt Nam bắt đầu tăng cao từ năm 2004, cùng với giai đoạn bùng nổ
của kinh tế thế giới và việc tăng giá của nhiều loại hàng hóa. Năm 2007, chỉ số CPI
tăng đến 12.6% và đặc biệt tăng cao vào những tháng cuối năm. Năm 2008 là một
năm đáng nhớ đối với kinh tế vĩ mô cũng như tình hình lạm phát ở Việt Nam. CPI
đã liên tục tăng cao từ đầu năm, kết thúc năm 2008, chỉ số CPI tăng 19.89%.
Trang
29
Trong hai năm 2007 và 2008 ta thấy rằng nguyên nhân lạm phát là do nhiều yếu tố
bao gồm có chi phí đẩy (chí phí của các nguyên vật liệu tăng lên), lạm phát nhập
khẩu từ nước ngoài vào, cộng với cung tiền vượt quá tốc độ tăng trưởng thực tế của
nền kinh tế là nguyên nhân gây ra lạm phát cao.
Năm 2009, suy thoái của kinh tế thế giới khiến sức cầu suy giảm, giá nhiều hàng
hóa cũng xuống mức khá thấp, lạm phát trong nước được khống chế. CPI năm 2009
tăng 6.52%, thấp hơn đáng kể so với những năm gần đây.
Đồ thị 2.8: Tốc độ tăng cung tiền và lạm phát 1995-2008
tốc độ tăng cung tiền và lạm phát từ 1995 đến 2008
-10.000%
0.000%
10.000%
20.000%
30.000%
40.000%
50.000%
60.000%
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
Lạm phát tốc độ tăng M2
Nguồn: IMF và ADB
Các kiểm định thống kê cho thấy ít có mối tương quan chặt chẽ giữa lạm phát và
cung tiền ngay trong chính năm đó. Hình dưới cho thấy mối tương quan này ở mức
rất thấp (R2 = 0.0264). Những tham số thống kê chỉ ra rằng từ năm 1995 đến 2008,
CPI tính theo năm vào cuối kỳ (tháng 12) và tăng trưởng cung tiền M2 trong năm
đó gần như không có mối quan hệ nào.
Đồ thị 2.9: Đồ thị phân tán của tốc độ tăng M2 và lạm phát
Trang
30
Đồ thị phân tán của tốc độ tăng M2 và lạm phát
y = -0.0811x + 0.0837
R2 = 0.0264
-5.000%
0.000%
5.000%
10.000%
15.000%
20.000%
25.000%
- 0 0 0 0 1 1
Nguồn: IMF và ADB
Nguyên nhân là do độ trễ giữa tăng trưởng cung tiền và lạm phát ở Việt Nam
thường là 5 - 7 tháng nên số liệu cuối kỳ tính vào cùng một thời điểm sẽ không phản
ánh được mối quan hệ này.
Đồ thị 2.10: Tăng trưởng tín dụng, cung tiền M2 và CPI từ 1996 đến 2009
Năm 2008, lạm phát tính theo cuối kỳ đã lên tới 19.89%, đây là mức cao nhất kể từ
năm 1992 đến nay. Tăng trưởng cung tiền M2 lên đỉnh điểm tháng 10/2007 đến
tháng 1/2008 với mức xấp xỉ 50%. Tăng trưởng tín dụng lên mức đỉnh trên 55% vào
tháng 1 đến tháng 4 năm 2008 (so với cùng kỳ năm 2007, thời đoạn 12 tháng). Hậu
Trang
31
quả CPI cũng lên mức cao nhất từ tháng 6 đến tháng 10 năm 2008 (quanh mức
28%). Năm 2009, lạm phát ở mức thấp mặc dù tăng trưởng tín dụng và cung tiền
tăng khá mạnh kể từ mức đáy hồi đầu năm. Rõ ràng tăng trưởng tín dụng và cung
tiền chưa tác động ngay đến chỉ số giá tiêu dùng nhưng có thể để lại nguy cơ lạm
phát cao trong những tháng tới. Vào tháng 8 năm 2009, CPI đã xuống mức thấp
nhất 1.97% so với cùng kỳ năm trước, cách đó 8 tháng thì tăng trưởng tín dụng vào
cung tiền M2 đều ở mức 20%. Tăng trưởng tín dụng và cung tiền M2 tháng 8 năm
2009 lần lượt là 37% và 40%. Tăng trưởng tín dụng lên cao nhất được thiết lập hồi
tháng 9/2009 với mức 43.61%.
Như vậy, tăng trưởng tín dụng và cung tiền cao không gây ra lạm phát ngay lập tức,
thường lạm phát có độ trễ từ 5-7 tháng so với tăng trưởng tín dụng và cung tiền M2.
Ngoài ra, trong thời kỳ suy thoái độ trễ của cung tiền đến lạm phát cũng thường kéo
dài hơn.
Đồ thị 2.11: Tăng trưởng tín dụng, cung tiền M2 và CPI từ 01/2007 đến 11/2009
Nhìn vào đồ thị diễn biến CPI dưới đây có thể nhận thấy sau khi lạm phát lên đến
mức đỉnh điểm vào năm 2008 và suy giảm vào năm 2009 do tác động của suy thoái
kinh tế thế giới, thì ngay cuối năm 2009, chỉ số CPI đã bắt đầu gia tăng trở lại; tới
đầu năm 2010, xu thế này vẫn tiếp tục và ngày càng rõ nét. Tuy nhiên, cũng phải
tính đến tính quy luật của lạm phát trong năm. Quan sát diễn biến CPI trong đồ thị
Trang
32
bên dưới có thể thấy, nếu không có gì đột biến, những tháng đầu năm, CPI thường
tăng nhưng sau đó sẽ ổn định và giảm dần, rồi lại nhích lên trong những tháng cuối
năm. Nói như vậy không có nghĩa là nguy cơ lạm phát cho những tháng tiếp theo
của năm 2010 là không đáng lo ngại khi những yếu tố gia tăng lạm phát đang hiển
hiện. Năm 2008 là một ví dụ cho thấy những diễn biến bất thường của chỉ số này và
rất có thể một kịch bản tương tự sẽ xảy ra nếu không có các biện pháp kiểm soát tốt
lạm phát.
Đồ thị 2.12: Thay đổi CPI so với cùng kỳ
Nguồn: Tổng cục Thống kê
Biểu đồ 2.13: Thay đổi CPI so với tháng trước
Nguồn: Tổng cục Thống kê
Trang
33
Các yếu tố gia tăng lạm phát năm 2010
Sức ép lạm phát cho năm 2010 đến từ nhiều phía: Từ các yếu tố cầu kéo, chi phí
đẩy đến các yếu tố tiền tệ và tâm lý.
¾ Yếu tố “cầu kéo”
Nền kinh tế phục hồi sau ảnh hưởng suy thoái kinh tế thế giới, nhu cầu tiêu dùng
cũng như sản xuất dần tăng trở lại. Cầu tăng giúp kích thích nền kinh tế nhưng vấn
đề đáng lo ngại hơn là nhu cầu giả tạo, làm giá cả tăng cao không cần thiết. Cán cân
thương mại Việt Nam chịu thâm hụt lớn kéo dài trong nhiều năm (năm 2007 thâm
hụt hơn 12 tỷ USD, năm 2008 mức thâm hụt tăng lên đến trên 17 tỷ USD). Sang
năm 2009, khác với các nước khác, mất cân bằng cán cân thương mại thu hẹp lại
khi chịu tác động của khủng hoảng, mức thâm hụt cán cân thương mại Việt Nam có
giảm xuống nhưng không đáng kể, nhập siêu vẫn ở mức 12,2 tỷ USD ngang bằng
với năm 2007 và cao hơn rất nhiều so với nhiều năm trước đó. Sự nới lỏng chính
sách tiền tệ và chính sách tài khóa theo chương trình kích thích kinh tế đã đẩy mạnh
nhập khẩu, góp phần làm thâm hụt cán cân thương mại lớn quay trở lại. Tình trạng
thâm hụt cán cân thương mại triền miên và chênh lệch giữa tỷ giá chính thức và tỷ
giá trên thị trường tự do tạo tâm lý lo ngại Việt Nam đồng mất giá, tạo ra cầu giả
tạo, giá cả tăng cao. Tuy nhiên, với những động thái điều chỉnh tý giá gần đây của
NHNN nhằm giúp giảm chênh lệch 2 mức tỷ giá để người dân giảm tích trữ hàng
hóa, vàng, đô la, hạ thấp nhu cầu giả tạo, góp phần kiểm soát giá cả.
¾ Yếu tố “chi phí đẩy”
Bên cạnh đó, năm 2010, giá cả của nhiều yếu tố đầu vào như giá than, giá điện, giá
xăng và giá nước đồng loạt được điều chỉnh tăng. Ngoài ra, theo lộ trình, trong năm
2010 sẽ tăng lương, cộng với tình hình kinh tế thế giới ấm lên sẽ làm giá cả các mặt
hàng tăng… Tuy nhiên, không phải cứ giá đầu vào tăng bao nhiêu thì giá cả sản
phẩm tăng lên bấy nhiêu nếu các doanh nghiệp có các biện pháp quản lý chi phí, tiết
kiệm được chi phí sản xuất để hạ giá thành sản phẩm. Một nhược điểm khác của thị
trường Việt Nam là yếu tố tâm lý có tác động một phần khá lớn tới giá cả hàng hóa.
Về mặt lý thuyết, tiền lương tăng lên để bù đắp mức tăng của giá cả, giúp đảm bảo
Trang
34
và nâng cao đời sống của người dân. Tuy nhiên, trước khi tiền lương được chính
thức tăng lên, thì thông tin tăng lương cũng đã đẩy giá các mặt hàng thiết yếu lên
cao.
¾ Yếu tố tiền tệ
Đằng sau những nguyên nhân trực tiếp trên là vấn đề cố hữu của nền kinh tế trong
nhiều năm qua. Sau những năm phát triển kinh tế bị suy giảm cuối giai đoan 90, từ
năm 2000, các nhân tố lạm phát bắt đầu được nuôi dưỡng khi giải pháp kích cầu
tăng trưởng thông qua gia tăng chi tiêu công và đầu tư của các doanh nghiệp nhà
nước được ưa chuộng để kích thích nền kinh tế. Tuy nhiên, khả năng sản xuất trong
nước lại không đáp ứng được sự tăng lên của nhu cầu nội địa. Chi tiêu của Nhà
nước (so với GDP) đã tăng từ 5% năm 2000 lên trên 8% từ sau năm 2005. Tỉ lệ vốn
đầu tư/GDP cũng tăng lên đến 34% năm 2000 và đến 40% từ năm 2004 đến nay.
Năm 2009, bội chi ngân sách đã lên cao, chiếm 7% GDP trong khi đó hệ số ICOR
tính bình quân 5 năm cho cả 2 giai đoạn 2001 – 2005 (4,6%) và 2006 – 2010 (5,8%)
của Việt Nam đều cao gấp đôi so với Malaysia hay Indonesia khi các nước này ở
trong cùng giai đoạn giống Việt Nam. Thực tế, chỉ số ICOR cao cũng không phải là
điều đáng lo ngại nếu nó được giải thích bởi sự gia tăng cơ sở hạ tầng, xây dựng
phát triển đẩy mạnh nền tảng kinh tế nhưng tình hình Việt Nam, tổng chi đầu tư cho
kết cấu hạ tầng trên GDP cao nhưng kết cấu hạ tầng vẫn còn nhiều bất cập. Điều
này cho thấy cơ cấu đầu tư của Việt Nam có vấn đề, cơ cấu kinh tế chưa thực sự
hợp lý để tạo điều kiện phát triển bền vững cho những năm sau.
Việc bơm tiền ra để đầu tư kích thích tăng trưởng kinh tế, song hệ số ICOR cao,
nguy cơ lạm phát là khó tránh khỏi. Tốc độ tăng trưởng tín dụng năm 2009 đã ở
mức 38%, gấp 7 lần tốc độ tăng trưởng GDP, cao hơn nhiều so với mức chênh lệch
3,5 lần giữa tốc độ tăng tín dụng bình quân và tốc độ tăng GDP trong 5 năm trước.
Đây là sức ép gây ra lạm phát cho năm 2010.
Trong ngắn hạn tín dụng có vai trò nhất định đối với tăng trưởng kinh tế, nhưng ảnh
hưởng của tín dụng đối với lạm phát cũng không nhỏ và ngày càng tăng lên. Xem
xét đồ thị tăng trưởng GDP và chỉ số giá tiêu dùng trong mối quan hệ với tín dụng
Trang
35
từ những năm 90 cho đến nay có thể thấy tác động của tín dụng lên CPI ở giai đoạn
91-99 yếu hơn (khoảng cách trong tốc độ phát triển của 2 chỉ số xích lại gần nhau
hơn ở giai đoạn sau) so với những năm 2000.
Đồ thị 2.14: Mối liên hệ giữa tăng trưởng tín dụng với tăng trưởng kinh tế và lạm
phát
Một số nghiên cứu định lượng về vai trò của tín dụng ngân hàng đối với nền kinh tế
và ảnh hưởng của nó đến CPI, cũng đã đưa ra kết luận rằng: cùng với sự phát triển
của thị trường vốn, sự giao lưu kinh tế quốc tế ngày càng gia tăng thì vai trò của tín
dụng ngân hàng đối với tăng trưởng kinh tế sẽ giảm dần. Mặt khác, theo kết quả của
mô hình SVAR (“Cơ chế truyền tải CSTT qua kênh tín dụng” của Việt Hà (2006))
đánh giá tác động của cú sốc tín dụng đến sản lượng, lạm phát cho thấy, tín dụng
tăng 1,6% sẽ làm tăng mức sản lượng là 0,24%, lạm phát là 0,35% với độ trễ là 24
tháng. Như vậy, có thể thấy vai trò của tín dụng đối với tăng trưởng kinh tế ở Việt
Nam vẫn quan trọng, nhưng đang có xu hướng giảm dần và ảnh hưởng của tín dụng
đến lạm phát là lớn hơn đến tăng trưởng. Đây là điều rất đáng lưu tâm khi nhìn vào
tình hình tăng trưởng tín dụng hiện nay. Trong những năm qua, tốc độ tăng trưởng
tín dụng ở Việt Nam khá cao. Năm 2009, khi nền kinh tế vừa vượt qua cơn sốc lạm
phát, lại tiếp tục đối mặt với cơn suy thoái toàn cầu, mức tăng trưởng tín dụng đã
vượt xa kế hoạch 25% đặt ra ban đầu, tăng lên đến gần 38 %.
Tăng trưởng tín dụng là một trong những tiêu chí quan trọng để giúp vực dậy nền
kinh tế trong ngắn hạn. Tuy nhiên, để tăng trưởng kinh tế bền vững, nhưng không
Trang
36
phải trả cái giá quá đắt của lạm phát thì việc đảm bảo chất lượng tăng trưởng tín
dụng để tín dụng thực sự góp phần cải thiện và tạo điều kiện phát triển nền tảng
kinh tế thực, nâng cao năng lực sản xuất cho nền kinh tế là hết sức quan trọng.
Từ những diễn biến thực tế giá vàng và lạm phát tại Việt Nam trong thời gian qua,
tác giả đã xây dựng mô hình kiểm định dựa trên hai giả thuyết sau:
2.3 Giả thuyết
2.3.1 Giả thuyết 1: Giá vàng tác động đến lạm phát
Giả thuyết này dựa trên luận điểm cho rằng:
Thứ nhất, khi giá vàng biến động kéo theo giá nhiều loại hàng hóa đặc biệt khác
biến động theo. Tác động rõ nhất là khi giá vàng tăng thì giá ngoại tệ - đặc biệt là
USD trên thị trường cũng tăng. Giá vàng tăng cao ảnh hưởng đến xu hướng tăng
của tất cả các loại hàng hóa thiết yếu khác, ở đây có yếu tố tâm lý rất lớn. Trong khi
đó, nền kinh tế luôn trong tình trạng nhập siêu, cân đối ngoại tệ liên ngân hàng luôn
căng thẳng. Hai yếu tố cộng hưởng này làm cho tâm lý người dân càng bị đẩy lên.
Điều này dẫn đến người dân có xu hướng tích trữ các loại hàng hoá, tạo nên sự biến
động trong nguồn cầu trong khi nguồn cung chưa kịp thời thay đổi, do đó làm giá
các loại hàng hoá này tăng cao.
Thứ hai, giá vàng tăng ảnh hưởng đến chỉ số CPI. Mặc dù vàng không được tính
vào 572 nhóm hàng hóa và dịch vụ để tính CPI, nhưng khi giá vàng tăng, các
nguyên liệu đầu vào phục vụ cho việc sản xuất, chế tác các dòng sản phẩm có liên
quan đến vàng hoặc ngành vàng bạc đá quý sẽ tăng theo, dẫn đến giá bán tăng đối
với nhóm hàng hóa này. Khi giá bán của các sản phẩm kim loại quý tăng, các sản
phẩm này sẽ tác động gián tiếp đến 572 nhóm hàng hoá và dịch vụ chính thức nói
trên.
Thứ ba, một ảnh hưởng trực tiếp rõ nét khác đó là tác động đến TTTC (thị trường
tiền tệ, chứng khoán và thậm chí là bất động sản). Như đã phân tích, khi giá vàng
tăng gây ảnh hưởng gián tiếp đến chỉ số CPI, những dấu hiệu về lạm phát xuất hiện.
Nếu tỷ lệ lạm phát không dao động trong vùng kiểm soát theo kỳ vọng chung của
nền kinh tế, NHNN sẽ phải xem xét thực thi một số giải pháp như điều chỉnh lãi
Trang
37
suất cơ bản, điều chỉnh tỷ lệ dự trữ bắt buộc và điều tiết tổng phương tiện thanh
toán của nền kinh tế để kiềm chế lạm phát. Bên cạnh đó, thị trường chứng khoán và
bất động sản được coi là “sản phẩm thay thế” cho vàng của các nhà đầu tư, một khi
cơ hội đầu tư tại thị trường vàng tăng cao thì thị trường chứng khoán sẽ ngay lập tức
thiếu tính thanh khoản và thị trường bất động sản ít sôi động là đúng quy luật. Giá
vàng tăng ảnh hưởng trực tiếp đến khả năng huy động nguồn vốn của khu vực tài
chính: Khi giá vàng tăng người dân rút tiết kiệm để đầu tư vàng thay vì gửi tiết
kiệm tại ngân hàng. Đồng thời, vốn rút ra lại loanh quanh ở thị trường vàng và
ngoại tệ dẫn đến khả năng huy động vốn của các NHTM bị giảm sút, ảnh hưởng đến
hoạt động kinh doanh của hệ thống ngân hàng nói riêng và nền kinh tế nói chung.
Giá vàng tăng khiến thị trường ngoại tệ tự do bành trướng mạnh mẽ: Tình trạng đô
la hoá ở Việt Nam không chỉ biểu hiện bằng tỷ lệ tiền gửi ngoại tệ/Tổng tiền gửi
trong hệ thống ngân hàng mà còn là khối lượng ngoại tệ lưu hành ngoài hệ thống tài
chính. Khi giá vàng tăng và chênh lệch lớn với giá vàng thế giới làm cho nhu cầu
mua USD trên thị trường tự do để nhập khẩu vàng lớn dẫn đến tỷ giá USD/VND
tăng vọt, vượt ngoài tầm kiểm soát của NHNN.
Mặc dù vàng không còn đóng một vai trò quan trọng trong hệ thống tiền tệ thế giới,
nhưng giá vàng có thể là một chỉ số dự báo tốt cho lạm phát. Lý do là nếu người ta
tin rằng vàng là tài sản để bảo tồn giá trị trước lạm phát thì với sự kỳ vọng lạm phát
tăng cao hơn sẽ dẫn đến một số các nhà đầu tư chuyển vốn của họ ra khỏi các tài
sản tài chính với lãi suất danh nghĩa cố định thành vàng hoặc đồ trang sức. Do
nguồn cung vàng là tương đối cố định, giá vàng có thể tăng mạnh với ngay cả một
sự gia tăng nhỏ trong nhu cầu.
Trong rổ hàng hóa tính chỉ số giá tiêu dùng (CPI – Consumer Price Index) không
bao gồm vàng, nên giá vàng tăng không trực tiếp làm tăng lạm phát. Tuy nhiên theo
truyền thống, người Việt thường neo giá hàng hóa có giá trị lớn với giá vàng, điển
hình là giá bất động sản, do đó giá vàng tăng thì giá hàng hóa tăng theo.
Vậy tăng giá vàng làm tăng lạm phát (CPI).
2.3.2 Giả thuyết 2: Lạm phát tác động đến giá vàng
Trang
38
Về mặt lý thuyết trong một nền kinh tế có thu nhập, chỉ số giá tăng thì nhiều mặt
hàng có khả năng bảo tồn giá trị, trong đó có vàng sẽ tăng giá tức thời. Lý tưởng
nhất là giá cả hàng hóa tăng theo cùng một tỷ lệ theo một số mô hình nhập môn
kinh tế vĩ mô. Vậy lạm phát tăng thì giá vàng tăng. Ngoài ra, khi có lạm phát, người
dân tránh giữ tiền mặt, mua vàng để bảo toàn vốn là một trong số những lựa chọn
hiệu quả nhất. Cầu vàng tăng thì giá sẽ tăng và mức tăng sẽ cao hơn mức tăng của
lạm phát. Giả thuyết đầu cơ lập luận rằng những thay đổi trong kỳ vọng lạm phát sẽ
gây ra những thay đổi ngay lập tức giá vàng .
Thực tế ở Việt Nam trong những năm 70, 80 nền kinh tế thời kỳ này là nền kinh tế
tập trung, bao cấp không tạo được động lực phát triển, làm suy thoái năng lực sản
xuất xã hội, lạm phát gia tăng với tốc độ chóng mặt khiến cho đồng tiền mất giá.
Các chủ trương, chính sách không phù hợp như: Đổi tiền, kiểm kê tài sản, kiểm tra
hành chính, điều chỉnh giá bán buôn – giá bán lẻ, … khiến cho tâm lý người dân
luôn hoang mang, chính vì vậy người dân không tin tưởng vào tiền đồng mà tích trữ
vàng, vàng trở thành vật đảm bảo giá trị tiền đồng. Lạm phát của nước ta trong
những năm 70, 80 dâng cao, rất nghiêm trọng và nguy hiểm: Giá cả hàng hoá tăng
với tốc độ phi mã, đỉnh điểm vào năm 1986 với tỷ lệ lạm phát là 774.7 %. Chỉ số
giá bán lẻ năm 1985 tăng 13,97 lần so với năm 1980; năm 1987 tăng 124,42 lần so
với năm 1985 và năm 1988 tăng 181,48 lần so với năm 1985. Không chỉ riêng
người dân, ngay cả các đơn vị sản xuất kinh doanh cũng xem vàng là nơi trú ẩn tạm
thời tốt nhất cho vốn lưu động khi chưa mua được nguyên liệu. Giá của tất cả các
loại hàng hóa đều được người dân nhẩm tính và quy ra vàng. Lúc này, mặc dù Nhà
nước không công khai thừa nhận vàng làm chức năng lưu thông, thanh toán nhưng
trong thực tế người dân đã trao đổi, mua bán bằng những đơn vị “tiền vàng”. Ví dụ:
Mua bán nhà cửa, xe cộ, vào những dịp lễ Tết, …nhu cầu về vàng tăng cao gây sức
ép đẩy giá vàng lên. Như vậy, trong giai đoạn này vàng đã đóng vai trò lớn thay tiền
đồng trong các giao dịch thanh toán. Việc giá vàng tăng cao đã gây nên hội chứng
tâm lý làm nhiều người dân đổ xô đi mua vàng, một số đã rút tiền tiết kiệm để mua
vàng.
Trang
39
Riêng từ năm 1999 đến năm 2002 nền kinh tế Việt Nam thời kỳ này đã có nhiều đổi
khác, các thành phần kinh tế trong XH được khuyến khích mở rộng hoạt động kinh
doanh. Nhiều chính sách kinh tế thông thoáng được ban hành cùng việc thu hút đầu
tư từ nhiều nguồn đặc biệt từ các nhà đầu tư nước ngoài, lượng dự trữ ngoại hối.
Hành lang pháp lý dần được mở rộng đảm bảo lợi ích cho các nhà đầu tư. Tâm lý
tích trữ vàng trong dân chúng giảm đáng kể so với thời kỳ trước, người dân đã
mạnh dạn đầu tư kinh doanh, mở rộng hoạt động sản xuất. Thị trường ngoại tệ, thị
trường chứng khoán, thị trường bất động sản dần hình thành và phát triển tạo nên
các kênh đầu tư hấp dẫn giúp những nhà đầu tư trong nước và nước ngoài có thêm
nhiều lựa chọn cho nguồn vốn đầu tư của mình. Với việc kiềm giữ được tốc độ lạm
phát ở mức an toàn, đồng tiền Việt Nam đã không còn bị mất giá như thời kỳ trước,
dân chúng đã tin tưởng vào tiền đồng, mặc dù giá vàng trong nước có biến động do
ảnh hưởng giá vàng thế giới nhưng không ảnh hưởng nhiều đến thị trường trong
nước như trước đây. Như vậy, với thực tế xảy ra có thể thấy rằng lạm phát có tác
động đến giá vàng.
2.4 Mô hình kiểm định
Chúng ta sử dụng phân tích nhân quả theo phương pháp Granger nhằm xác định
mối quan hệ nhân quả giữa biến lạm phát và tốc độ tăng giá vàng.
Theo Granger (1969) phương pháp phân tích các mối quan hệ nhân quả thực
hiện như sau: Ví dụ, nếu muốn kiểm tra quan hệ nhân quả giữa X và Y, chúng ta
kiểm tra cách biểu diễn Y theo X và X theo Y. Tư tưởng như sau: Nếu biến X (Giá
vàng) gây ra sự thay đổi của biến Y(lạm phát), thì sự thay đổi của X sẽ có trước sự
thay đổi của Y, với hai điều kiện phải có được đó là:
- Thứ nhất nếu X giúp cho việc dự đoán Y tức là trong hồi quy của Y đối với
các giá trị trễ của Y và những giá trị trễ của X như là các biến độc lập, sẽ
đóng góp một cách có ý nghĩa vào khả năng giải thích của hồi quy.
- Thứ hai là Y không giúp cho dự đoán của X. Vì rằng nếu X giúp cho dự đoán
của Y, và Y lại giúp cho dự đoán X thì điều này dường như là có một số biến
khác đang gây ra sự thay đổi của cả X và Y.
Trang
40
Cách này phổ biến trong thực tế để xem xét cả hai chiều tác động (X là
nguyên nhân của Y, Y nguyên nhân của X). Trong khi quan hệ nhân quả theo
Granger chúng ta đặt giả thuyết kiểm định X không là nguyên nhân của Y, và nếu
có thể bác bỏ giả thuyết này, nó ngụ ý rằng X là nguyên nhân của Y.
Để kiểm định liệu có tồn tại mối quan hệ nhân quả Granger giữa hai chuỗi thời gian
Y và X trên Eviews, ta xây dựng hai phương trình sau:
(1) tjt
m
j
jit
n
i
it uXYX 1
11
++= −
=
−
=
∑∑ βα
(2) tjt
m
j
jit
n
i
it uXYY 2
11
++= −
=
−
=
∑∑ δλ
Để xem các biến trễ X có giải thích cho Y (X tác động nhân quả Granger lên Y) và
các biến trễ của Y có giải thích cho X (Y tác động nhân quả Granger lên X) hay
không, ta kiểm định giả thuyết sau đây:
Phương trình (1): 0....: 210 ==== iH ααα
Phương trình (2): 0....: 210 ==== jH δδδ
Để kiểm định các ràng buộc này, ta có thể sử dụng ba cách kiểm định sau:
Likelihood Ratio (LR), thống kê F của kiểm định Wald, và Lagrane Multiplier
(LM). Ý tưởng cơ bản của ba thủ tục kiểm định này là đánh giá sự khác biệt giữa
mô hình giới hạn và mô hình không giới hạn. Nếu các ràng buộc không ảnh hưởng
nhiều đến mức độ phù hợp của mô hình, thì chúng ta có thể chấp nhận các ràng
buộc đó là hợp lý. Ngược lại nếu mô hình giới hạn không phù hợp bằng mô hình
không giới hạn, thì chúng ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 (bác bỏ mô hình giới hạn).
Ngoài ra, LR thường được sử dụng để kiểm định có nên đưa thêm hay bỏ bớt một
hoặc một số biến giải thích vào hoặc ra khỏi mô hình hay không. Trong bài nghiên
cứu này, tác giả đi theo hướng sử dụng kiểm định LR.
Cách quyết định quan hệ nhân quả Granger như sau:
- Nhân quả Granger một chiều từ X sang Y nếu các biến trễ của X có tác động
lên Y, nhưng các biến trễ của Y không tác động lên X.
Trang
41
- Nhân quả Granger một chiều từ Y sang X nếu các biến trễ của Y có tác động
lên X, nhưng các biến trễ của X không tác động lên Y.
- Nhân quả Granger hai chiều giữa X và Y nếu các biến trễ của X tác động lên
Y và các biến trễ của Y tác động lên X.
- Không có quan hệ nhân quả Granger giữa X và Y nếu các biến trễ của X
không có tác động lên Y và các biến trễ của Y không tác động lên X.
Với giả định rằng khi các yếu tố khác không đổi thì dữ liệu chuỗi thời gian là chuỗi
dữ liệu duy nhất hàm chứa đầy đủ các thông tin thích hợp để giải thích cho những
sự thay đổi trong mối quan hệ giữa các biến. Gujarati (2003,696) cho rằng khi hồi
quy chuỗi dữ liệu thời gian thì một vấn đề quan tâm là phải kiểm định mối quan hệ
nhân quả giữa các biến để xem xét trong các biến, biến nào là biến nguyên nhân và
biến nào là biến kết quả. Để xem xét mối quan hệ đó, tác giả sử dụng mô hình nhân
quả Granger. Theo Granger, ta sẽ tiến hành ước lượng các phương trình hồi quy
giữa giá vàng và lạm phát, từ đó kiểm định có tồn tại mối quan hệ nhân quả hay
không.
Điều kiện cần để có thể thực hiện được kiểm định nhân quả Granger:
- Các biến lạm phát, giá vàng phải là các chuỗi dừng và/hoặc đồng liên kết
(không có hiện tượng tương quan giả).
- Chiều hướng của mối quan hệ nhân quả có thể phụ thuộc vào số biến trong
mô hình. Nói cách khác, kết quả kiểm định Granger rất nhạy cảm với việc
lựa chọn độ trễ các biến. Nếu độ trễ được chọn bé hơn độ trễ thực sự, thì việc
bỏ sót biến trễ thích hợp có thể làm chệch kết quả. Ngược lại, nếu lớn hơn,
thì số biến trễ không thích hợp sẽ làm cho các ước lượng không hiệu quả.
- Các phần dư không có hiện tượng tự tương quan. Nếu có hiện tượng tương
quan cần phải thực hiện việc chuyển sang một dạng mô hình thích hợp hơn.
Kiểm định đồng liên kết:
Gujarati (1999,460) cho rằng mặc dù các chuỗi thời gian không dừng nhưng rất có
thể vẫn còn tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa chúng nếu các chuỗi thời
Trang
42
gian đó đồng liên kết – nghĩa là phần dư từ phương trình hồi quy của các chuỗi thời
gian không dừng là một chuỗi dừng.
Giả sử hồi quy Y theo X:
ttt uXY ++= 21 ββ (**)
Hay ta có thể viết lại là: ttt XYu 21 ββ −−= (***)
Vậy nếu như phần dư của phương trình hồi quy là một chuỗi dừng, thì kết quả hồi
quy của phương trình (**) có ý nghĩa, tức không có hiện tượng tương quan giả.
Trong trường hợp này, hai biến X và Y được gọi là đồng liên kết và hệ số ước lượng
α2 được gọi là hệ số hồi quy đồng liên kết. Nói theo ngôn ngữ kinh tế học, hai biến
đồng liên kết khi chúng có mối quan hệ dài hạn, hay ổn định với nhau. Như thế thì
nếu ta kiểm định phần dư từ phương trình (**) và nhận thấy phần dư là dừng ( có
phân phối chuẩn), thì các kiểm định truyền thống (Kiểm định t và F) vẫn áp dụng
được cho chuỗi thời gian không dừng. Theo Granger, kiểm định đồng liên kết như
cách kiểm định trên để tránh hiện tượng hồi quy tương quan giả. Mô hình này có thể
được mở rộng cho trường hợp mô hình hồi quy có k biến giải thích.
Để kiểm định đồng liên kết, người ta sử dụng kiểm định DF hoặc ADF theo các
bước sau đây:
(1) Hồi quy phương trình dạng như phương trình (**) và có được phần dư ut
(2) Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị cho phần dư ut trên. Nếu giá trị tuyệt đối |τ|
tính toán lớn hơn giá trị tuyệt đối |τ| tra bảng thì phần dư là một chuỗi dừng, và vì
thế phương trình (**) là phương trình hồi quy đồng liên kết. Lúc này có thể kết luận
X và Y thực sự có mối quan hệ dài hạn.
Vì giá vàng và lạm phát cùng tăng theo thời gian nên không thể hồi quy trực tiếp giá
vàng và chỉ số giá tiêu dùng với nhau để tránh việc mô hình bị hiện tượng hồi quy
giả mạo (spurious regression). Từ phần này chúng ta hiểu G là tỷ lệ tăng giá vàng
tháng này so với tháng trước, P là CPI tháng đang xét, USD là tỷ lệ tăng tăng giá
USD tháng này so với tháng trước.
Do Việt Nam và Trung Quốc có nhiều điểm khá tương đồng cả về chính sách cũng
như tâm lý tích trữ vàng của người dân nên tác giả chọn độ trễ là 6 tháng theo kết
Trang
43
quả nghiên cứu của ngân hàng Trung ương Canada (nghiên cứu tiền đề thứ ba) ứng
với trường hợp của Trung Quốc.
Mô hình kiểm định giá vàng tác động lên lạm phát có dạng
11
66
)(*)(* ε++−+−= ∑∑ == CjGaiPaP n
j
j
n
i
i (1)
Trong đó: C1 là hằng số, ε1 là sai số, P(-i) là lạm phát tháng trước, G(-j) là mức tăng
giá vàng của tháng trước
Mô hình kiểm định lạm phát tác động lên giá vàng có dạng
22
66
)(*)(* ε++−+−= ∑∑ == CjGbiPbG n
j
j
n
i
i (2)
Trong đó: C2 là hằng số, ε2 là sai số
Mô hình kiểm định tác động của tỷ giá USD/VND đối với lạm phát và giá
vàng :
Do giá vàng thế giới hiện nay chủ yếu được yết giá và giao dịch bằng USD,
Việt Nam lại là nước chủ yếu nhập khẩu vàng, nên tiêu tốn một lượng USD
không nhỏ, ảnh hưởng đến cán cân thương mại quốc gia. Hiện nay hoạt động
nhập khẩu vàng vào Việt Nam đang được quản lý rất chặt chẽ, các doanh
nghiệp kinh doanh vàng muốn nhập khẩu phải xin hạn ngạch từ NHNN. Khi
chênh lệch giữa giá vàng trong nước và thế giới tăng cao, không được phép
nhập khẩu qua đường chính thức, nhà đầu cơ đẩy mạnh mua USD để
nhập lậu vàng, tạo áp lực khan hiếm tiền USD và đẩy giá USD lên cao, đến
lượt nó lại ảnh hưởng trực tiếp đẩy giá vàng tăng tương ứng, tạo vòng xoáy
giữa vàng và USD. Do đó tác giả sẽ tiến hành kiểm định tác động của tỷ giá
USD/VND đối với lạm phát và giá vàng.
Khi đưa tỷ giá USD/VND vào hai mô hình trên thì mô hình (1) và (2) trở
thành :
11
666
)(*)(*)(* ε++−+−+−= ∑∑∑ === CtUSDajGaiPaP n
t
t
n
j
j
n
i
i (3)
22
666
)(*)(*)(* ε++−+−+−= ∑∑∑ === CtUSDbjGbiPbG n
t
t
n
j
j
n
i
i (4)
Trang
44
2.5 Dữ liệu
2.5.1 Nguồn dữ liệu :
- Tỷ lệ lạm phát được tính toán từ tốc độ tăng trưởng của chỉ số giá tiêu dùng
(CPI). Số liệu CPI, giá vàng, tỷ giá USD/VND được lấy từ nguồn tổng cục
Thống kê, cục thống kê TPHCM.
- Theo tác giả thì với việc lấy số liệu tỷ giá USD/VND như trên là điểm hạn
chế của đề tài vì giá vàng trong nước thường được quy đổi từ giá vàng thế
giới theo tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do. Tuy nhiên, số liệu tỷ giá
USD/VND trên thị trường tự do không thể thu thập đầy đủ trong suốt khoảng
thời gian nghiên cứu.
2.5.2 Giai đoạn :
Dữ liệu được lấy trong giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 12/2010.
2.6 Kết quả kiểm định
2.6.1 Ma trận hiệp phương sai giữa giá vàng và lạm phát
Bảng 2.1: Ma trận hiệp phương sai giữa giá vàng và lạm phát
G P
G 12.86055 0.412521
P 0.412521 0.797074
Trong lý thuyết xác suất và thống kê, hiệp phương sai đo sự biến thiên cùng nhau
của hai biến ngẫu nhiên (khác với phương sai chỉ đo độ biến động của một biến).
Ma trận hiệp phương sai ở trên thể hiện mối quan hệ giữa sự biến thiên của hai biến
giá vàng và lạm phát. Hiệp phương sai dương có nghĩa độ dao động của hai biến
này cùng hướng (tăng hay giảm).
2.6.2 Hệ số tương quan giữa giá vàng và lạm phát
Bảng 2.2: Hệ số tương quan giữa giá vàng và lạm phát
G P
G 1.000000 0.128845
P 0.128845 1.000000
Trang
45
Hệ số tương quan là một chỉ số thống kê đo lường mối liên hệ tương quan giữa hai
biến số ngẫu nhiên. Hệ số tương quan giữa giá vàng và lạm phát là 0.128845.
2.6.3 Kiểm định đồng liên kết giữa giá vàng và lạm phát
Bảng 2.3: Kiểm định đồng liên kết giữa giá vàng và lạm phát :
Sample (adjusted): 6 108
Included observations: 103 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: P G
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic
Critical
Value Prob.**
None * 0.194161 33.46860 15.49471 0.0000
At most 1 * 0.103329 11.23383 3.841466 0.0008
Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Với mức ý nghĩa 5%, ta thấy Trace Statitics > Critical Value nên bác bỏ giả thuyết
H0 : không có đồng liên kết giữa giá vàng và lạm phát, nghĩa là giữa giá vàng và
lạm phát có tính đồng liên kết và tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chúng, do đó
không tồn tại hiện tượng hồi qui tương quan giả trong mô hình trên, và các kiểm
định thống kê truyền thống vẫn áp dụng trong các trường hợp này.
2.6.4 Giả thuyết 1: Giá vàng tác động đến lạm phát
11
66
)(*)(* ε++−+−= ∑∑ == CjGaiPaP n
j
j
n
i
i
Kết quả kiểm định mô hình (1)
Bảng 2.4: Kết quả kiểm định giả thuyết giá vàng tác động đến lạm phát
Dependent Variable: P
Method: Least Squares
Trang
46
Sample (adjusted): 7 108
Included observations: 102 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 34.74035 12.25421 2.834973 0.0057
P(-1) 0.411472 0.106559 3.861456 0.0002
P(-2) 0.072747 0.112656 0.645745 0.5201
P(-3) 0.240375 0.112767 2.131601 0.0358
P(-4) -0.095958 0.110734 -0.866561 0.3885
P(-5) 0.040922 0.102024 0.401106 0.6893
P(-6) -0.094443 0.095367 -0.990307 0.3247
G(-1) 0.030682 0.020533 1.494316 0.1386
G(-2) 0.062023 0.021398 2.898519 0.0047
G(-3) -0.002456 0.022774 -0.107862 0.9143
G(-4) 0.018403 0.022487 0.818386 0.4153
G(-5) -0.046703 0.021977 -2.125075 0.0364
G(-6) 0.017419 0.022032 0.790624 0.4313
R-squared 0.462760 Mean dependent var 100.7465
Adjusted R-squared 0.390323 S.D. dependent var 0.891674
S.E. of regression 0.696235 Akaike info criterion 2.232306
Sum squared resid 43.14214 Schwarz criterion 2.566862
Log likelihood -100.8476 F-statistic 6.388469
Durbin-Watson stat 1.987788 Prob(F-statistic) 0.000000
Với giả thuyết giá vàng có tác động đến lạm phát, chúng ta sẽ kiểm định có phải các
biến tỷ lệ tăng giá vàng G(-1), G(-2), G(-3), G(-4), G(-5), G(-6) là những biến thừa
trong mô hình hay không, nghĩa là chúng ta kiểm định giả thuyết H0: hệ số của các
biến G(-1), G(-2), G(-3), G(-4), G(-5), G(-6) đồng thời bằng 0 với mức ý nghĩa α =
5%. Nếu kết quả kiểm định bác bỏ giả thuyết H0, có nghĩa giá vàng có tác động đến
lạm phát và cần thiết đưa các biến tỷ lệ tăng giá vàng vào mô hình kiểm định.
Kết quả kiểm định LR trong Eviews như sau:
Bảng 2.5: Kết quả kiểm định LR cho giả thuyết giá vàng tác động đến lạm phát
Redundant Variables: G(-1) G(-2) G(-3) G(-4) G(-5) G(-6)
F-statistic 2.746481 Prob. F(6,89) 0.017023
Log likelihood ratio 17.32719 Prob. Chi-Square(6) 0.008153
Trang
47
Test Equation:
Dependent Variable: P
Method: Least Squares
Sample: 7 108
Included observations: 102
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 46.80617 12.31065 3.802088 0.0003
P(-1) 0.476929 0.101920 4.679452 0.0000
P(-2) 0.118787 0.113332 1.048141 0.2972
P(-3) 0.179331 0.113218 1.583948 0.1165
P(-4) -0.145252 0.109671 -1.324433 0.1885
P(-5) 0.031147 0.106118 0.293515 0.7698
P(-6) -0.125454 0.097601 -1.285375 0.2018
R-squared 0.363287 Mean dependent var 100.7465
Adjusted R-squared 0.323074 S.D. dependent var 0.891674
S.E. of regression 0.733629 Akaike info criterion 2.284534
Sum squared resid 51.13016 Schwarz criterion 2.464679
Log likelihood -109.5112 F-statistic 9.033973
Durbin-Watson stat 2.002301 Prob(F-statistic) 0.000000
Kết quả hồi quy trên cho thấy giá trị xác suất Prob. F(6,89) = 1.7023% < α = 5%:
bác bỏ giả thuyết H0, có nghĩa là các các biến tỷ lệ tăng giá vàng G(-1), G(-2), G(-
3), G(-4), G(-5), G(-6) không phải là những biến thừa trong mô hình, hay nói cách
khác sự tăng giảm của giá vàng có tác động đến lạm phát. Giá vàng tăng 1% thì
lạm phát sẽ tăng 0.030682% trong tháng tiếp theo.
Adjusted R-squared = 39.0323% có nghĩa là: Mô hình giải thích được 39.03%, còn
60.97% sẽ được giải thích bởi các yếu tố khác ngoài mô hình.
2.6.5 Giả thuyết 2: Lạm phát tác động đến giá vàng
22
66
)(*)(* ε++−+−= ∑∑ == CjGbiPbG n
j
j
n
i
i
Kết quả kiểm định mô hình (2)
Bảng 2.6: Kết quả kiểm định giả thuyết lạm phát tác động đến giá vàng
Trang
48
Dependent Variable: G
Method: Least Squares
Sample (adjusted): 7 108
Included observations: 102 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 197.9561 62.74911 3.154724 0.0022
G(-1) 0.222340 0.105141 2.114688 0.0373
G(-2) -0.194583 0.109572 -1.775853 0.0792
G(-3) 0.111098 0.116618 0.952663 0.3433
G(-4) -0.063215 0.115146 -0.548997 0.5844
G(-5) -0.090891 0.112536 -0.807663 0.4214
G(-6) -0.117043 0.112815 -1.037473 0.3023
P(-1) 0.491814 0.545646 0.901342 0.3698
P(-2) -0.615817 0.576866 -1.067523 0.2886
P(-3) 0.546626 0.577437 0.946641 0.3464
P(-4) -0.352880 0.567026 -0.622334 0.5353
P(-5) -0.077518 0.522423 -0.148381 0.8824
P(-6) -0.813309 0.488338 -1.665462 0.0993
R-squared 0.180596 Mean dependent var 101.8355
Adjusted R-squared 0.070115 S.D. dependent var 3.697118
S.E. of regression 3.565152 Akaike info criterion 5.498856
Sum squared resid 1131.217 Schwarz criterion 5.833411
Log likelihood -267.4417 F-statistic 1.634629
Durbin-Watson stat 1.972707 Prob(F-statistic) 0.096189
Với giả thuyết lạm phát có tác động đến giá vàng, chúng ta sẽ kiểm định có phải các
biến lạm phát P(-1), P(-2), P(-3), P(-4), P(-5), P(-6) là những biến thừa trong mô
hình hay không, nghĩa là chúng ta kiểm định giả thuyết H0: hệ số của các biến P(-1),
P(-2), P(-3), P(-4), P(-5), P(-6) đồng thời bằng 0 với mức ý nghĩa α = 5%. Nếu kết
quả kiểm định bác bỏ giả thuyết H0, có nghĩa lạm phát có tác động đến giá vàng và
cần thiết đưa các biến lạm phát vào mô hình kiểm định.
Kết quả kiểm định LR trong Eviews như sau:
Bảng 2.7: Kết quả kiểm định LR cho giả thuyết lạm phát tác động đến giá vàng
Redundant Variables: P(-1) P(-2) P(-3) P(-4) P(-5) P(-6)
Trang
49
F-statistic 1.080210 Prob. F(6,89) 0.380440
Log likelihood ratio 7.169949 Prob. Chi-Square(6) 0.305416
Test Equation:
Dependent Variable: G
Method: Least Squares
Sample: 7 108
Included observations: 102
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 104.1915 22.13291 4.707540 0.0000
G(-1) 0.258184 0.101303 2.548640 0.0124
G(-2) -0.157238 0.105705 -1.487514 0.1402
G(-3) 0.167497 0.107259 1.561613 0.1217
G(-4) -0.060693 0.107346 -0.565396 0.5731
G(-5) -0.064659 0.106641 -0.606326 0.5457
G(-6) -0.166453 0.104376 -1.594744 0.1141
R-squared 0.120925 Mean dependent var 101.8355
Adjusted R-squared 0.065404 S.D. dependent var 3.697118
S.E. of regression 3.574171 Akaike info criterion 5.451502
Sum squared resid 1213.596 Schwarz criterion 5.631648
Log likelihood -271.0266 F-statistic 2.178015
Durbin-Watson stat 1.978606 Prob(F-statistic) 0.051751
Kết quả hồi quy trên cho thấy giá trị xác suất Prob. F(6,89) = 38.0440% > α = 5%:
chấp nhận giả thuyết H0, có nghĩa là các biến lạm phát P(-1), P(-2), P(-3), P(-4), P(-
5), P(-6) là những biến thừa trong mô hình, hay nói cách khác lạm phát không tác
động đến giá vàng.
2.6.6 Kết quả kiểm định Granger giữa giá vàng và lạm phát
Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger giữa giá vàng và lạm phát tại Việt
Nam trong giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 12/2010 với độ trễ (lag) từ 2 đến 6
tháng như sau:
Bảng 2.8: Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả giữa giá vàng và lạm phát
Trang
50
Lags Null Hypothesis F-Statistics Probability
2 G does not Granger Cause P 6.65911 0.00192
P does not Granger Cause G 1.73398 0.25779
3 G does not Granger Cause P 4.99909 0.00287
P does not Granger Cause G 0.92989 0.42935
4 G does not Granger Cause P 3.17655 0.01699
P does not Granger Cause G 1.18700 0.32157
5 G does not Granger Cause P 3.36552 0.00775
P does not Granger Cause G 0.96114 0.44587
6 G does not Granger Cause P 2.74648 0.01702
P does not Granger Cause G 1.08021 0.38044
Kết quả hồi quy trên cho thấy:
- Với mức ý nghĩa α = 5%: kết quả bác bỏ giả thuyết H0: giá vàng không có
quan hệ nguyên nhân kết quả với lạm phát (với độ trễ được xác định từ 2 đến
6 tháng), nghĩa là giá vàng có tác động đến lạm phát. Do hiệp phương sai
giữa giá vàng và lạm phát dương nên giữa giá vàng và lạm phát có mối quan
hệ cùng chiều, giá vàng tăng thì lạm phát tăng, giá vàng giảm thì lạm phát
giảm.
- Với mức ý nghĩa α = 5%: kết quả chấp nhận giả thuyết H0: lạm phát không
có tác động đến sự thay đổi của giá vàng (với độ trễ được xác định từ 2 đến 6
tháng).
2.6.7 Sự tác động của tỷ giá USD/VND đến mô hình kiểm định
Với những kết quả kiểm định trên có thể thấy giá vàng và lạm phát có quan hệ nhân
quả, nhưng rất có thể chúng ta đã bỏ qua một biến quan trọng đó là sự tác động của
tỷ giá USD/VND đến cả giá vàng và lạm phát.
Khi đưa biến tỷ giá USD/VND vào mô hình và kiểm định, ta có kết quả là tác động
của tỷ giá USD/VND đối với lạm phát và giá vàng không có ý nghĩa thống kê. Xin
xem kết quả ở bảng dưới:
Bảng 2.9: Kiểm định đồng liên kết giữa giá vàng, lạm phát và tỷ giá USD/VND
Sample (adjusted): 6 108
Included observations: 103 after adjustments
Trang
51
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: P G USD
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic
Critical
Value Prob.**
None * 0.211050 51.07773 29.79707 0.0001
At most 1 * 0.166731 26.66129 15.49471 0.0007
At most 2 * 0.073600 7.874264 3.841466 0.0050
Trace test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Với mức ý nghĩa 5%, ta thấy Trace Statitics > Crititcal Value, nên bác bỏ giả thuyết
H0, nghĩa là giữa giá vàng, lạm phát và tỷ giá USD/VND có tính đồng liên kết và
tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chúng, do đó không có hiện tượng hồi qui tương
quan giả trong phương trình và các kiểm định thống kê truyền thống vẫn áp dụng
trong trường hợp này.
Bảng 2.10: Kết quả kiểm định giả thuyết tỷ giá USD/VND tác động đến lạm phát
Dependent Variable: P
Method: Least Squares
Sample (adjusted): 7 108
Included observations: 102 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 79.60627 24.88038 3.199560 0.0020
P(-1) 0.345528 0.110715 3.120862 0.0025
P(-2) 0.073753 0.112900 0.653259 0.5154
P(-3) 0.252742 0.112024 2.256138 0.0267
P(-4) -0.072829 0.111658 -0.652244 0.5160
P(-5) 0.045926 0.102525 0.447952 0.6554
P(-6) -0.081871 0.096265 -0.850480 0.3975
G(-1) 0.029781 0.021185 1.405764 0.1635
G(-2) 0.063668 0.021740 2.928592 0.0044
Trang
52
Với giả thuyết tỷ giá có tác động đến lạm phát, chúng ta sẽ kiểm định có phải các
biến tỷ giá USD(-1), USD(-2), USD(-3), USD(-4), USD(-5), USD(-6) là những biến
thừa trong mô hình hay không, nghĩa là chúng ta kiểm định giả thuyết H0: hệ số của
các biến USD(-1), USD(-2), USD(-3), USD(-4), USD(-5), USD(-6) đồng thời bằng
0 với mức ý nghĩa α = 5%. Nếu kết quả kiểm định bác bỏ giả thuyết H0, có nghĩa tỷ
giá có tác động đến lạm phát và cần thiết đưa các biến tỷ giá vào mô hình kiểm
định.
Kết quả kiểm định LR trong Eviews như sau:
Bảng 2.11: Kết quả kiểm định LR cho giả thuyết tỷ giá USD/VND tác động đến lạm
phát
Redundant Variables: USD(-1) USD(-2) USD(-3) USD(-4) USD(-5)
USD(-6)
F-statistic 1.278037 Prob. F(6,83) 0.276370
Log likelihood ratio 9.013367 Prob. Chi-Square(6) 0.172828
Test Equation:
Dependent Variable: P
G(-3) 0.003287 0.023192 0.141749 0.8876
G(-4) 0.025010 0.022997 1.087510 0.2800
G(-5) -0.041093 0.023023 -1.784876 0.0779
G(-6) 0.012820 0.022772 0.562968 0.5750
USD(-1) -0.012461 0.091596 -0.136048 0.8921
USD(-2) -0.021473 0.100586 -0.213481 0.8315
USD(-3) -0.079390 0.101327 -0.783500 0.4356
USD(-4) -0.137432 0.102386 -1.342291 0.1832
USD(-5) -0.150920 0.101090 -1.492935 0.1392
USD(-6) -0.048280 0.102163 -0.472582 0.6378
R-squared 0.508197 Mean dependent var 100.7465
Adjusted R-squared 0.401541 S.D. dependent var 0.891674
S.E. of regression 0.689800 Akaike info criterion 2.261587
Sum squared resid 39.49341 Schwarz criterion 2.750553
Log likelihood -96.34094 F-statistic 4.764822
Durbin-Watson stat 1.982402 Prob(F-statistic) 0.000000
Trang
53
Method: Least Squares
Sample: 7 108
Included observations: 102
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 34.74035 12.25421 2.834973 0.0057
P(-1) 0.411472 0.106559 3.861456 0.0002
P(-2) 0.072747 0.112656 0.645745 0.5201
P(-3) 0.240375 0.112767 2.131601 0.0358
P(-4) -0.095958 0.110734 -0.866561 0.3885
P(-5) 0.040922 0.102024 0.401106 0.6893
P(-6) -0.094443 0.095367 -0.990307 0.3247
G(-1) 0.030682 0.020533 1.494316 0.1386
G(-2) 0.062023 0.021398 2.898519 0.0047
G(-3) -0.002456 0.022774 -0.107862 0.9143
G(-4) 0.018403 0.022487 0.818386 0.4153
G(-5) -0.046703 0.021977 -2.125075 0.0364
G(-6) 0.017419 0.022032 0.790624 0.4313
R-squared 0.462760 Mean dependent var 100.7465
Adjusted R-squared 0.390323 S.D. dependent var 0.891674
S.E. of regression 0.696235 Akaike info criterion 2.232306
Sum squared resid 43.14214 Schwarz criterion 2.566862
Log likelihood -100.8476 F-statistic 6.388469
Durbin-Watson stat 1.987788 Prob(F-statistic) 0.000000
Kết quả hồi quy trên cho thấy giá trị xác suất Prob. F(6,83) = 27.6370% > α = 5%:
chấp nhận giả thuyết H0, có nghĩa là các biến tỷ giá USD(-1), USD(-2), USD(-3),
USD(-4), USD(-5), USD(-6) là những biến thừa trong mô hình, hay nói cách khác
tỷ giá không tác động đến lạm phát.
Tương tự kết quả kiểm định cho thấy tác động của sự thay đổi tỷ giá USD/VND đến
sự thay đổi của giá vàng không có ý nghĩa thống kê. Xin xem bảng dưới:
Bảng 2.12: Kết quả kiểm định giả thuyết tỷ giá USD/VND tác động đến sự thay đổi
giá vàng
Dependent Variable: G
Method: Least Squares
Sample (adjusted): 7 108
Included observations: 102 after adjustments
Trang
54
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 184.3978 129.8587 1.419988 0.1594
G(-1) 0.218836 0.110571 1.979153 0.0511
G(-2) -0.181560 0.113470 -1.600080 0.1134
G(-3) 0.110945 0.121045 0.916566 0.3620
G(-4) -0.076432 0.120030 -0.636769 0.5260
G(-5) -0.061828 0.120165 -0.514522 0.6083
G(-6) -0.145734 0.118853 -1.226170 0.2236
USD(-1) 0.546530 0.478069 1.143202 0.2562
USD(-2) -0.509985 0.524993 -0.971413 0.3342
USD(-3) 0.247706 0.528857 0.468380 0.6407
USD(-4) -0.033458 0.534385 -0.062610 0.9502
USD(-5) -0.591247 0.527620 -1.120592 0.2657
USD(-6) 0.446718 0.533221 0.837774 0.4046
P(-1) 0.391585 0.577860 0.677647 0.4999
P(-2) -0.544205 0.589260 -0.923540 0.3584
P(-3) 0.595711 0.584689 1.018850 0.3112
P(-4) -0.323972 0.582782 -0.555906 0.5798
P(-5) -0.185975 0.535111 -0.347546 0.7291
P(-6) -0.722022 0.502438 -1.437039 0.1545
R-squared 0.220700 Mean dependent var 101.8355
Adjusted R-squared 0.051695 S.D. dependent var 3.697118
S.E. of regression 3.600289 Akaike info criterion 5.566322
Sum squared resid 1075.852 Schwarz criterion 6.055287
Log likelihood -264.8824 F-statistic 1.305880
Durbin-Watson stat 1.996009 Prob(F-statistic) 0.205876
Kết quả kiểm định LR:
Bảng 2.13: Kết quả kiểm định LR cho giả thuyết tỷ giá USD/VND tác động đến sự
thay đổi giá vàng
Redundant Variables: USD(-1) USD(-2) USD(-3) USD(-4) USD(-5)
USD(-6)
F-statistic 0.711883 Prob. F(6,83) 0.640973
Log likelihood ratio 5.118467 Prob. Chi-Square(6) 0.528711
Trang
55
Test Equation:
Dependent Variable: G
Method: Least Squares
Sample: 7 108
Included observations: 102
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 197.9561 62.74911 3.154724 0.0022
G(-1) 0.222340 0.105141 2.114688 0.0373
G(-2) -0.194583 0.109572 -1.775853 0.0792
G(-3) 0.111098 0.116618 0.952663 0.3433
G(-4) -0.063215 0.115146 -0.548997 0.5844
G(-5) -0.090891 0.112536 -0.807663 0.4214
G(-6) -0.117043 0.112815 -1.037473 0.3023
P(-1) 0.491814 0.545646 0.901342 0.3698
P(-2) -0.615817 0.576866 -1.067523 0.2886
P(-3) 0.546626 0.577437 0.946641 0.3464
P(-4) -0.352880 0.567026 -0.622334 0.5353
P(-5) -0.077518 0.522423 -0.148381 0.8824
P(-6) -0.813309 0.488338 -1.665462 0.0993
R-squared 0.180596 Mean dependent var 101.8355
Adjusted R-squared 0.070115 S.D. dependent var 3.697118
S.E. of regression 3.565152 Akaike info criterion 5.498856
Sum squared resid 1131.217 Schwarz criterion 5.833411
Log likelihood -267.4417 F-statistic 1.634629
Durbin-Watson stat 1.972707 Prob(F-statistic) 0.096189
Về mặt lý thuyết, giá vàng trong nước tăng cao hơn so với giá vàng thế giới là do
chúng ta đang chịu sự tác động của tỷ giá USD/VND, nhưng kết quả kiểm định lại
cho thấy mối quan hệ giữa giá vàng, lạm phát và tỷ giá USD/VND không có ý
nghĩa về mặt thống kê. Điều này có thể là do trong mô hình sử dụng dữ liệu tỷ giá
USD/VND do NHNN công bố, trong khi giá vàng giao dịch trên thị trường thường
được tính toán theo tỷ giá USD/VND tự do. Tuy nhiên, trong những năm qua tỷ giá
USD/VND chính thức cũng thường theo sát xu hướng của tỷ giá USD/VND tự do,
nên kết quả có thể được ghi nhận là tỷ giá USD/VND, lạm phát và giá vàng không
có quan hệ nhân quả.
Trang
56
KẾT LUẬN CHƯƠNG 2
Trong phần nghiên cứu này, tác giả đi sâu vào phân tích mối quan hệ nhân quả giữa
giá vàng, lạm phát và tỷ giá USD/VND. Dữ liệu được hồi quy dựa trên phương
pháp bình phương bé nhất OLS kèm theo các điều kiện ràng buộc kiểm định biến
thừa LR trong mô hình. Kiểm định đồng liên kết được thực hiện và dữ liệu cho kết
quả giữa giá vàng, lạm phát và tỷ giá USD/VND có tính đồng liên kết và tồn tại mối
quan hệ dài hạn giữa chúng, do đó không có hiện tượng hồi qui tương quan giả
trong phương trình và các kiểm định thống kê truyền thống vẫn áp dụng trong
trường h
Các file đính kèm theo tài liệu này:
- moi_quan_he_giua_vang_va_lam_phat_tai_viet_nam.pdf