Kiểm định mối quan hệ giữa giá vàng và lạm phát tại Việt Nam

Mục tiêu nghiên cứu này là kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa sự biến động giá vàng và lạm phát tại Việt Nam. Số liệu sử dụng trong nghiên cứu bao gồm chuỗi chỉ số lạm phát và chỉ số giá vàng theo thời gian với tần suất tháng, được thu thập trong khoảng thời gian từ tháng 1 năm 2000 đến tháng 12 năm 2013.
Nội dung trích xuất từ tài liệu:
Kiểm định mối quan hệ giữa giá vàng và lạm phát tại Việt NamTạp chí Khoa học – 2014, Quyển 3 (2), 58 - 62Trường Đại học An GiangKIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA GIÁ VÀNG VÀ LẠM PHÁT TẠI VIỆT NAMThân Thị Thu Thủy1 và Lê Thị Thu Hồng21TS. Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí MinhThS. Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh2Thông tin chung:Ngày nhận bài: 03/03/14Ngày nhận kết quả bình duyệt:16/05/14Ngày chấp nhận đăng:30/07/14Title:An investigation of the causalrelation between gold priceand inflation in VietnamTừ khóa:Kiểm định Granger, giá vàng,lạm phátABSTRACTThis paper investigates the causal relationship between gold price and inflationin Vietnam. It employs monthly data of the inflation rate and the gold price fromJanuary 2000 to December 2013. The result of Granger test reveals that there isa correlation between inflation and gold price in the economy of Vietnam.TÓM TẮTMục tiêu nghiên cứu này là kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa sự biến độnggiá vàng và lạm phát tại Việt Nam. Số liệu sử dụng trong nghiên cứu bao gồmchuỗi chỉ số lạm phát và chỉ số giá vàng theo thời gian với tần suất tháng, đượcthu thập trong khoảng thời gian từ tháng 1 năm 2000 đến tháng 12 năm 2013. Sửdụng kiểm định Granger, kết quả nghiên cứu cho thấy sự thay đổi của lạm phátcó ảnh hưởng đến giá vàng. Ngược lại, sự biến động giá vàng cũng tác động đếnlạm phát.Keywords:Granger testing, gold prices,inflationdo yếu tố tâm lý làm cho người dân đổ xô đi muavàng, làm cho cầu tăng, cung không đáp ứng, dẫnđến nạn nhập lậu vàng xảy ra. Bên cạnh đó, diễnbiến lạm phát trong giai đoạn này cũng phức tạp,năm 2008 lạm phát ở mức 19.87%, giảm xuốngcòn 6.52% vào năm 2009, sau đó có đà tăng lênnăm 2010 là 11.75% và tiếp tục tăng lên 18.13%trong năm 2011. Do đó, nhóm nghiên cứu tậptrung kiểm định mối quan hệ giữa lạm phát và giávàng tại Việt Nam nhằm cung cấp các luận cứkhoa học để giúp các nhà làm chính sách xâydựng các chính sách góp phần ổn định kinh tế vĩ mô.1. GIỚI THIỆUBắt đầu từ năm 2001 là thời kỳ khởi đầu của chukỳ tăng giá vàng dài nhất trong vòng 3 thập kỷqua. Nếu như mức giá vàng thế giới trong giaiđoạn 1991-1995 và 1996-2000 giảm lần lượt là 1.44% và -29.65% thì giai đoạn 2001-2005 tăngmạnh đến 90.04%. Trong vòng 2 năm 2006-2007giá vàng thế giới liên tục tăng cao từ 517.2USD/oz lên 833.2 USD/oz, tương đương 61%.Năm 2008, thế giới chứng kiến sự bứt phá chưatừng thấy của giá vàng đã phá vỡ các kỷ lục cũkhi ngày 17/03/2008 giá vàng tăng đột biến lên1,032 USD/oz. Trong điều kiện nền kinh tế ViệtNam hội nhập với thế giới và trong điều kiệnthông tin hiện đại đã khiến cho giá vàng tại ViệtNam cũng tăng nhanh. Do vàng ở Việt Nam chủyếu là từ nguồn nhập khẩu, giá vàng Việt Namliên thông với giá vàng thế giới thông qua tỷ giáUSD. Tuy vậy, mức tăng của giá vàng Việt Namcó lúc vượt xa mức tăng của giá vàng thế giới là2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨUTrong nghiên cứu này, kiểm định Granger(Granger causality test) được sử dụng để xác địnhmối quan hệ nhân quả giữa lạm phát và giá vàngtại Việt Nam. Kiểm định Granger yêu cầu cácchuỗi số liệu phải có tính dừng (stationary). Vìvậy, trước khi kiểm định Granger, kiểm định58Tạp chí Khoa học – 2014, Quyển 3 (2), 58 - 62Trường Đại học An Giangnghiệm đơn vị (unit root test) được sử dụng đểkiểm tra tính dừng của các chuỗi số liệu này.Kiểm định nghiệm đơn vị nghĩa là kiểm địnhđồng liên kết (Gujarati, 1999) cho rằng mặc dùcác chuỗi thời gian không dừng nhưng rất có thểvẫn còn tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn giữachúng nếu các chuỗi thời gian đó đồng liên kết –nghĩa là phần dư từ phương trình hồi quy của cácchuỗi thời gian không dừng là một chuỗi dừng.Trong đó k: độ trễ (k=1,2,3,4,5,6); αi, λi: hệ số hồiqui thứ i của lạm phát; βi, δi: hệ số hồi qui thứ icủa tỷ lệ giá vàng.Nếu αi khác không và có ý nghĩa thống kê, nhưngδ1 không có ý nghĩa thì chúng ta kết luận rằng sựbiến động của Y là nguyên nhân gây ra sự biếnđộng của X (uni-directional causality).Giả sử hồi quy Y theo X: Yt = β1+ β2Xt+ut (2.1)Nếu αi không có ý nghĩa thống kê, nhưng δ1 kháckhông và có ý nghĩa thống kê thì chúng ta kết luậnrằng Y chịu ảnh hưởng bởi sự thay đổi của X(uni-directional causality).Hay có thể viết lại là : ut = Yt - β1 – β2Xt (2.2)Trong đó: X là tỷ lệ biến động giá vàng; Y là tỷlệ lạm phát; β1 là hằng số; β2 là hệ số hồi qui; utlà phần dư.Nếu α1 và δ1 đều khác không và có ý nghĩa thốngkê, thì chúng ta kết luận rằng X và Y tác động qualại lẫn nhau (bi-directional causality).Vậy nếu như phần dư của phương trình hồi quy làmột chuỗi dừng, thì kết quả hồi quy của phươngtrình (2.1) có ý nghĩa, tức không có hiện tượngtương quan giả. Trong trường hợp này, hai biến Xvà Y được gọi là đồng liên kết và hệ số ước lượngβ2 được gọi là hệ số hồi quy đồng liên kết. Nóitheo ngôn ngữ kinh tế học, hai biến đồng liên kếtkhi chúng có mối quan hệ dài hạn, hay ổn địnhvới nhau. Như thế thì nếu ...