Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại Việt Nam thời kỳ 1995 - 2004

TAP CHI KHOA HOC, Đai hoc Huê, Sô 43, 2007<br /> ̣ ́ ̣ ̣ ̣ ́ ́<br /> <br /> <br /> <br /> MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CÁN CÂN <br /> THƯƠNG MẠI VIỆT NAM THỜI KỲ 1995 ­ 2004<br /> Phan Thanh Hoàn, Nguyễn Đăng Hào<br /> Trường Đại học Kinh tế,Đại học Huế<br /> <br /> Thực tiễn cho thấy, sự biến động của tỷ giá hối đoái có quan hệ mật thiết với  <br /> kết quả  của nền kinh tế  vĩ mô. Đây là một biến số  quan trọng  ảnh hưởng đến sự <br /> cạnh tranh của hàng hoá ngoại thương và những biến số khác trong nền kinh tế. Sự <br /> thay đổi trong cán cân thương mại do biến động của tỷ giá là một vấn đề quan trọng <br /> và cơ bản trong chính sách kinh tế vĩ mô. Có hai lý do cho vấn đề này đó là: (i) những  <br /> nhà hoạch định chính sách thường quan tâm đến việc  ở  mức độ  nào thì cán cân  <br /> thương mại là tối ưu cho một nước; (ii) sự biến động của cán cân thương mại ảnh  <br /> hưởng trực tiếp đến thu nhập quốc dân trong ngắn hạn, vì vậy, nghiên cứu tác động  <br /> của tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại giúp cho việc hoạch định mục tiêu của  <br /> thu nhập quốc dân. Đối với Việt Nam, việc nghiên cứu và thảo luận về chính sách tỷ <br /> giá hối đoái trong thời gian qua là một vấn đề  nhạy cảm, không những vì chính bản  <br /> thân tầm quan trọng của nó mà còn vì  ảnh hưởng lớn lao của nó đến nền kinh tế. <br /> Trong những năm qua, xuất khẩu của Việt Nam tăng trưởng khá ấn tượng, tuy vậy <br /> cán cân thương mại của Việt Nam luôn thâm hụt. Do vậy, vấn đề  đặt ra  ở  đây là <br /> quan hệ giữa chính sách tỷ giá với ngoại thương là như thế nào? Liệu chính sách tỷ <br /> giá trong thời gian qua đã hỗ  trợ  cho hoạt động xuất khẩu? Kết quả  trả  lời những <br /> câu hỏi trên sẽ là căn cứ cho việc hoạch định chính sách tỷ giá nhằm đạt được một  <br /> chính sách ngoại thương hợp lý, phục vụ tăng trưởng kinh tế trong bối cảnh toàn cầu  <br /> hoá và hội nhập kinh tế quốc tế ngày càng sâu sắc của Việt Nam trong thời gian tới.<br /> Trong bài viết này, chúng tôi sử  dụng lý thuyết Đồng liên kết (Cointegration  <br /> theory) và Cơ chế hiệu chỉnh sai số (ECM – Error Correction Model) nhằm kiểm định  <br /> các hiệu ứng ngắn hạn và dài hạn của tác động của tỷ  giá đến cán cân thương mại <br /> nhằm xác định mô hình của mối quan hệ giữa hai nhân tố  này. Lý thuyết Đồng liên <br /> kết được phát triển bởi Granger (1981) và hoàn thiện bởi Engle và Granger (1987). <br /> Lý thuyết này, từ  đó, được áp dụng phổ biến trong phân tích quan hệ giữa các biến  <br /> số kinh tế là dãy số thời gian. <br /> I. Cơ sở lý thuyết<br /> 1.1. Phương trình quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại<br /> <br /> <br /> 61<br />  Quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại là mối quan tâm nghiên cứu <br /> của nhiều nhà kinh tế học từ trước đến nay. Nhiều nghiên cứu về vấn đề này đã chỉ <br /> ra rằng: Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại thay đổi qua thời  <br /> gian, và có thể chia thành hai loại đó là quan hệ trong ngắn hạn và quan hệ trong dài  <br /> hạn. Trước tiên, một sự  giảm giá của nội tệ  so với ngoại tệ, tức tỷ giá tăng, sẽ  có <br /> ảnh hưởng trực tiếp ngay lên giá cả nhập khẩu. Trong khi đó, giá cả xuất khẩu chưa  <br /> chịu sự  tác động này. Kết quả  là cán cân thương mại, được đo bằng hiệu số  giữa  <br /> kim ngạch xuất khẩu và nhập khẩu sẽ  suy giảm. Tuy nhiên, qua thời gian, lượng <br /> nhập khẩu sẽ giảm do giá cả nhập khẩu tăng. Đồng thời, giá cả hàng hoá xuất khẩu <br /> tính bằng ngoại tệ  sẽ  giảm, làm tăng tính cạnh tranh trên thị  trường quốc tế, dẫn <br /> đến lượng xuất khẩu tăng. Như  vậy, theo thời gian (trong dài hạn), cán cân thương  <br /> mại sẽ chuyển biến theo chiều hướng tích cực (thặng dư)1. <br /> Để  kiểm định mối quan hệ  giữa hai biến số  này, cán cân thương mại được <br /> biểu thị  là một hàm số  của tỷ  giá hối đoái thực đa phương. Cụ  thể, ta có phương <br /> trình sau:<br /> ln( Bt ) 0 1 ln(q t ) ut<br /> Trong đó: Bt là tỷ số thương mại;  ln biểu thị logarit tự nhiên và u là độ  nhiễu. <br /> Ở  đây, cán cân thương mại được biểu thị  bằng tỷ  số  thương mại giữa kim ngạch  <br /> xuất khấu và kim ngạch nhập khẩu. Lý do chính của việc sử dụng này là có thể dùng <br /> logarit của biến tỷ số thương mại này trong các mô hình kiểm định. Đây là phương  <br /> trình quan hệ được sử  dụng trong nghiên cứu này nhằm xác định mối quan hệ  giữa  <br /> cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái.<br /> 1.2. Mô hình định lượng<br /> Với mô hình biểu thị mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại  <br /> đã xác định ở  trên (biểu thức 3), chúng tôi áp dụng phương pháp phân tích mối quan  <br /> hệ  này bằng lý thuyết Đồng liên kết (Cointegration theory) và mô hình cơ  chế  hiệu  <br /> chỉnh sai số (ECM – Error Correction Model). <br /> Phân tích biến động dài hạn – Mô hình Đồng liên kết<br /> Trong nghiên cứu kinh tế, chúng ta thường giả lập mô hình mà ở đó các biến số <br /> kinh tế có quan hệ  với nhau và thường được mô tả  dưới dạng các cân bằng, chẳng  <br /> hạn như:<br /> yt 0 1 xt ut<br /> Trong đó: yt và xt là các biến chuỗi,   là tham số ước lượng,và ut là sai số. Điều <br /> đáng quan tâm ở đây là nếu phương trình cân bằng trên là tồn tại thì đặc tính của sai  <br /> số  cân bằng ut sẽ  là như  thế  nào. Một đặc trưng quan trọng của ut sẽ  là một biến <br /> chuỗi có giá trị trung bình nhỏ và không có xu hướng lớn dần hay nhỏ dần theo thời <br /> <br /> 1<br />  Paul R. Krugman, Maurice Obstfeld, International Economics: Theory and Policy, 5th Edition, Addison­<br /> Wesley Publishing Company, p. 466­468.<br /> 62<br /> gian. Vì vậy, nếu biến chuỗi sai số này là biến ngẫu nhiên thì giá trị trung bình ước <br /> tính sẽ bằng 0 và có cùng phương sai. Một biến chuỗi sai số với đặc tính này được  <br /> gọi là biến chuỗi tĩnh (Stationary Time Series). Biến chuỗi tĩnh là khái niệm cơ bản <br /> và quan trọng trong lý thuyết Đồng liên kết. Vì thế, trong khi ước lượng các tham số <br /> hoặc kiểm định giả  thiết của các mô hình, nếu không kiểm định thuộc tính này của  <br /> biến chuỗi thì các kỹ thuật phân tích thông thường (chẳng hạn như kỹ thuật OLS) sẽ <br /> không còn chính xác và hợp lý. Do đó, nếu sử dụng phương pháp phân tích hồi quy  <br /> tương quan như trên sẽ dẫn đến “tương quan giả“ (Granger và Newbold, 1974)2. Kết <br /> quả của loại hồi quy này sẽ dẫn đến các kiểm định thống kê như t, F, R 2 sẽ bị lệch. <br /> Nói một cách khác, hồi quy lệch sẽ cho kết quả các kiểm định thống kê t và R 2 rất <br /> tốt nhưng mô hình có thể hoàn toàn không có ý nghĩa. Vì vậy, trước khi xây dựng và  <br /> phân tích mô hình, cần phải có kiểm định thuộc tính tĩnh của các biến chuỗi trước  <br /> khi đưa vào sử dụng.<br /> Hai biến chuỗi yt và xt được coi là đồng liên kết (cointegrated) nếu tồn tại một <br /> tham số để:<br /> ut yt xt<br /> cũng là một biến chuỗi tĩnh (stationary variable).<br /> Dựa vào lý thuyết về  Đồng liên kết như  trên, chúng ta có phương pháp kiểm  <br /> định và phân tích mô hình sử dụng như sau:<br /> (i) Kiểm tra thuộc tính biến tĩnh của dữ liệu;<br /> (ii) Nếu các biến sử dụng là biến tĩnh liên kết cùng bậc thì tiến hành phương  <br /> pháp hồi quy với phương trình:  ln( Bt ) 0 1 ln(q t ) ut<br /> (iii) Kiểm tra thuộc tính tĩnh của phần dư  (residual) từ  kết quả  hồi quy trên.  <br /> Nếu phần dư là một biến chuỗi tĩnh thì hai biến số  trong mô hình là đồng liên kết.  <br /> Từ đó phân tích kết quả mô hình.<br /> Phân tích biến động ngắn hạn – Mô hình ECM ( Cơ chế hiệu chỉnh sai số)<br /> Để tính toán mức độ tác động của tỷ giá thực đến hoạt động thương mại, phần <br /> lớn các nghiên cứu quốc tế sử dụng khái niệm hệ số co giãn th ương mại hay cụ thể <br /> hơn là hệ  số  co giãn xuất khẩu và nhập khẩu. Các hệ  số  này đ ược đo bằng tỷ  lệ <br /> giữa sự thay đổi phần trăm của xuất khẩu hay nhập khẩu với sự thay đổi phần trăm  <br /> của   tỷ   giá   thực.   Mô   hình   ECM   ­   Cơ   chế   điều   chỉnh   sai   số   (Error­Correction  <br /> Mechanism) được sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu quốc tế để  ước lượng các <br /> hệ số co giãn trên.<br /> Hệ  số   1 là các kết quả  ban đầu của hệ  số co giãn dài hạn tỷ  số  thương mại  <br /> của tỷ  giá thực đa phương (từ  mô hình đồng liên kết). Bước tiếp theo là ước lượng <br /> phương trình động, trong đó có các hiệu số  khác biệt thứ  nhất (first difference) của  <br /> <br /> 2<br />  Jack Johnston, John Dinardo (2003), Econometric Methods, Fourth Editions, McGRAW ­ HILL <br /> International Editions<br /> 63<br /> biến độc lập và sai số trễ (lag residuals) từ phương trình đầu tiên được gọi là “biến <br /> điều chỉnh sai số” (error­correction term). Cụ thể, mô hình ECM được sử dụng trong <br /> nghiên cứu này là mô hình kinh tế lượng chuẩn tắc có dạng sau:  <br /> ln( Bt ) 0 1 ln(q t ) t 1 ut<br /> Trong đó  1 là hệ số co giãn xuất khẩu ngắn hạn của tỷ giá thực đa phương, <br /> là hệ  số của biến điều chỉnh sai số chỉ tốc độ  mà hệ  thống tiếp cận đến trạng thái  <br /> cân bằng dài hạn. Cụ thể, mức độ trễ trung bình của quá trình điều chỉnh đến trạng  <br /> thái cân bằng dài hạn là ­1/ . Điều này có nghĩa là giá trị tuyệt đối của   càng lớn thì <br /> quá trình điều chỉnh diễn ra càng nhanh.<br /> Nghiên cứu về  tác động của tỷ  giá thực lên xuất khẩu của Việt Nam, Lord <br /> (2002) đã sử dụng mô hình ECM để tính hệ số co giãn xuất khẩu mặt hàng giày dép <br /> của tỷ giá thực trong ngắn hạn và dài hạn. Kết quả hồi quy của nghiên cứu này cho <br /> thấy tác động của tỷ giá thực lên xuất khẩu giày dép có ý nghĩa về mặt thống kê trên  <br /> thị trường toàn cầu và trên một số thị trường khu vực. Hệ số co giãn xuất khẩu giày  <br /> dép của tỷ  giá thực trên thị  trường toàn cầu là 1,8 trong ngắn hạn và 2,0 trong dài  <br /> hạn. Trong ngắn hạn hệ số này là 0,1 đối với thị trường ASEAN­5 và 0,3 đối với thị <br /> trường Mỹ. Trong dài hạn hệ số này là 0,4 đối với thị  trường Mỹ và 1,9 đối với thị <br /> trường EU3.<br /> Lord còn cho rằng chỉ số đo lường mức cạnh tranh thích hợp hơn cho từng thị <br /> trường là tỷ  giá thực so sánh (cross­rates) giữa Việt Nam và các đối tác thương mại <br /> quan trọng. Sử dụng chỉ số tỷ giá thực so sánh tác giả chỉ ra rằng tính cạnh tranh của  <br /> Việt Nam trong những năm gần đây tăng lên trên thị  trường Trung Quốc, Mỹ, trong <br /> khi lại giảm xuống trên những thị trường khác như ASEAN, Nhật Bản và EU. Việc  <br /> giảm tính cạnh tranh trên thị  trường EU được giải thích là do đồng đô la lên giá so <br /> với đồng euro và mối liên quan chặt chẽ giữa đồng Việt Nam và đô la.<br /> Mô hình ECM được sử dụng nhiều trong các nghiên cứu quốc tế và được nhìn  <br /> nhận là một phương pháp thích hợp để  lượng hóa tác động trong ngắn hạn và dài <br /> hạn của tỷ giá thực lên khối lượng xuất khẩu của nhiều nước, ví dụ trong các nghiên <br /> cứu của Bayoumi (1996), Wren­Lewis (1998), Lord (2002).... Tuy nhiên, hiện nay <br /> ngoài nghiên cứu của Lord (2002) trong lĩnh vực xuất khẩu giày dép vẫn chưa có một  <br /> nghiên cứu nào sử dụng phương pháp trên để đánh giá tác động đối với toàn bộ xuất  <br /> khẩu và nhập khẩu của Việt Nam. Do vậy trong nghiên cứu này chúng tôi đã áp dụng  <br /> phương pháp trên với dãy số liệu theo quý từ năm 1995 đến năm 2005. Việc sử dụng  <br /> số liệu theo quý cho phép có một chuỗi số liệu tương đối lớn để có thể đưa ra những <br /> kết quả  có độ  tin cậy về  mặt thống kê. Tại Việt Nam, ngân hàng Nhà nước kiểm  <br /> soát chặt chẽ  biến động của tỷ  giá, nên dao động ngắn hạn của tỷ  giá là rất nhỏ <br /> <br /> 3<br />  Nguyễn Văn Tiến (2003), Tỷ giá thực và tác động của nó đến cán cân thương mại, Tạp chí nghiên <br /> cứu Kinh tế, số 12<br /> 64<br /> không gây tác động đáng kể  đến xuất khẩu. Do đó, chúng tôi chỉ  đề  cập đến tác  <br /> động của những thay đổi mang tính dài hạn hơn của tỷ giá lên xuất, nhập khẩu, cụ <br /> thể ở đây là những thay đổi theo quý.<br /> II. Kết quả<br /> Để sử dụng mô hình định lượng, chúng tôi tính toán hai biến số này với số liệu  <br /> quý lấy từ nguồn số liệu của Thống kê tài chính quốc tế (IFS). Thời kỳ nghiên cứu ở <br /> đây là từ  Quý 1 năm 1995 đến Quý 4 năm 2005 và Quý 1­1995 là kỳ gốc để  xác lập  <br /> tỷ giá thực đa phương. Các đối tác thương mại lớn có mặt trong tính toán tỷ giá gồm: <br /> Singapore, Nhật, Mỹ, Trung Quốc, Hàn Quốc, Hồng Kông, Đài Loan, Úc và Đức.  <br /> Ngoài ra, để kiểm tra tác động của cuộc khủng hoảng tài chính tiền tệ  khu vực năm <br /> 1997 đối với hai biến số  phân tích nêu trên, chúng tôi sử  dụng biến giả  (dummy)  <br /> DU99 với giá trị = 1 ở các quý năm 1999, thời gian còn lại biến giả có giá trị bằng 0.  <br /> Lý do của việc lựa chọn mốc thời gian cho biến giả này là sau khủng hoảng tài chính  <br /> tiền tệ, năm 1999 các nước trong khu vực đã điều chỉnh lại tỷ giá hối đoái của nước <br /> mình cho phù hợp với điều kiện mới.<br /> Các bước phân tích mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại được thực  <br /> hiện như  sau: quan sát biểu đồ, chạy mô hình hồi quy đồng liên kết, hồi quy hiệu  <br /> chỉnh sai số và kết luận.<br /> Bảng 1: Tỷ giá danh nghĩa, thực tế song phương và đa phương của <br /> Việt Nam thời kỳ 1995 ­ 2004<br /> Năm Tỷ giá danh  Tỷ giá thực  NEER3 REER4 Tỷ số thương <br /> nghĩa1 tế2 mại5<br /> 1990 8.125 13.898 100,00 100,00 87,35<br /> 1991 11.500 18.187 143,44 140,69 89,26<br /> 1992 10.565 15.505 129,28 122,20 101,53<br /> 1993 10.842 14.894 131,45 120,27 76,07<br /> 1994 11.051 14.069 139,13 123,33 69,58<br /> 1995 11.015 12.435 141,75 114,40 66,82<br /> 1996 11.149 12.198 143,97 112,88 65,11<br /> 1997 12.292 13.024 143,84 111,22 78,68<br /> 1998 13.890 13.326 161,64 118,24 81,21<br /> 1999 14.028 13.037 161,52 114,48 99,28<br /> 2000 14.514 14.514 161,15 116,49 92,42<br /> 2001 15.084 14.806 160,16 114,40 94,38<br /> 2002 15.403 14.718 171,94 122,79 86,35<br /> 2003 15.646 15.276 183,62 129,38 79,98<br /> 2004 15.777 15.172 191,48 129,48 82,42<br /> 65<br />  Ghi chú: 1: Tỷ giá danh nghĩa USD/VND (Số VND=1USD)<br /> 2: Tỷ giá thực tế USD/VND (Số VND=1 USD)<br /> 3: Chỉ số tỷ giá hiệu lực danh nghĩa đa phương (%, năm 1990=100)<br /> 4: Chỉ số tỷ giá hiệu lực thực tế đa phương (%, năm 1990=100)<br /> 5:  Tỷ số xuất khẩu/nhập khẩu (%)<br /> Nguồn:   Niên  giám  thống  kê   2004,   Thống   kê   tài   chính  quốc   tế   ­  IFS  (International  <br /> Financial Statistics), 2005, Ngân hàng thế  giới, 2005, Kinh tế  Việt Nam và Thế  giới 2004­<br /> 2005.<br /> Từ  năm 1992 đến năm 1997, chính sách tỷ  giá hối đoái được điều chỉnh để <br /> chống lạm phát và thu hút đầu tư  nước ngoài. Để  thực hiện mục tiêu chống lạm  <br /> phát, chính sách tỷ giá được điều hành cố gắng duy trì sự ổn định của tỷ giá hối đoái  <br /> danh nghĩa. Vì vậy, thời kỳ này tỷ  giá hiệu lực thực tế đa phương (REER) đã giảm <br /> tới 11%.<br /> Sự ổn định tỷ giá hối đoái danh nghĩa những năm này đã tạm thời góp phần tích  <br /> cực vào việc kiềm chế  lạm phát, thu hút đầu tư  nước ngoài, thúc đẩy tăng trưởng  <br /> kinh tế  với tốc độ  cao trên 8% năm. Nhưng việc duy trì tỷ  giá hối đoái danh nghĩa  <br /> gần như cố định trong điều kiện lạm phát đã được kiềm chế song vẫn cao hơn lạm  <br /> phát của Mỹ (nước có đồng tiền chiếm tỷ  trọng chủ yếu trong giỏ ngoại tệ để  xác <br /> định tỷ  giá của Việt Nam) và các nước có quan hệ  thương mại chủ  yếu của Việt  <br /> Nam, đồng thời đồng USD có xu hướng tăng giá từ năm 1995 đã làm cho VNĐ có xu  <br /> hướng ngày càng bị đánh giá cao hơn thực tế. Điều này đã có những ảnh hưởng tiêu  <br /> cực đến hoạt động xuất khẩu mà biểu hiện ở tỷ số thương mại đã giảm từ 101,53% <br /> xuống còn 78,68%.<br />  <br /> Biểu đồ 1: Tỷ giá hiệu lực đa phương và tỷ số thương mại của Việt Nam <br /> với các bạn hàng chủ yếu thời kỳ 1995 ­ 2005<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> 66<br />  1.6<br /> <br /> 1.4<br /> <br /> 1.2<br /> <br /> 1.0<br /> <br /> 0.8<br /> <br /> 0.6<br /> <br /> 0.4<br /> <br /> 0.2<br /> <br /> 0.0<br /> 95<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> 1 0<br /> <br /> <br /> <br /> 1 1<br /> 95<br /> <br /> <br /> 3 6<br /> 96<br /> <br /> <br /> 3 7<br /> 97<br /> <br /> <br /> 3 8<br /> 98<br /> <br /> <br /> 3 9<br /> 99<br /> <br /> 00<br /> <br /> <br /> <br /> 01<br /> <br /> <br /> <br /> 02<br /> <br /> <br /> 1 2<br /> 03<br /> <br /> <br /> 1 3<br /> 04<br /> <br /> <br /> 1 4<br /> 05<br /> <br /> 05<br /> 0<br /> <br /> <br /> <br /> 0<br /> 9<br /> <br /> <br /> <br /> 9<br /> <br /> <br /> <br /> 9<br /> <br /> <br /> <br /> 9<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> 0<br /> <br /> <br /> <br /> 0<br /> <br /> <br /> <br /> 0<br /> 19<br /> <br /> 19<br /> <br /> <br /> <br /> 19<br /> <br /> <br /> <br /> 19<br /> <br /> <br /> <br /> 19<br /> <br /> <br /> <br /> 19<br /> <br /> <br /> <br /> 20<br /> <br /> <br /> <br /> 20<br /> <br /> 20<br /> <br /> <br /> <br /> 20<br /> <br /> <br /> <br /> 20<br /> <br /> <br /> <br /> 20<br /> 19<br /> <br /> <br /> <br /> 19<br /> <br /> <br /> <br /> 19<br /> <br /> <br /> <br /> 19<br /> <br /> <br /> <br /> 20<br /> <br /> <br /> <br /> 20<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> 20<br /> <br /> <br /> <br /> 20<br /> <br /> <br /> <br /> 20<br /> <br /> <br /> <br /> 20<br /> 1<br /> <br /> 3<br /> <br /> 1<br /> <br /> <br /> <br /> 1<br /> <br /> <br /> <br /> 1<br /> <br /> <br /> <br /> 1<br /> <br /> <br /> <br /> 1<br /> <br /> 3<br /> <br /> <br /> <br /> 3<br /> <br /> <br /> <br /> 3<br /> <br /> <br /> <br /> 3<br /> <br /> <br /> <br /> 3<br /> <br /> <br /> <br /> 3<br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> <br /> Q<br /> Tỷ số thương mại REER<br /> <br /> Biểu đồ  trên đây cho thấy biến động của tỷ  giá hiệu lực đa phương và tỷ  số <br /> thương mại của Việt Nam với các bạn hàng chủ yếu thời kỳ 1995­2005. Nhìn chung,  <br /> xu hướng biến động của hai biến số này là tăng lên theo thời gian. Ở một vài thời kỳ <br /> như  1995­1996, 1997­1999, 1999­2001, khi tỷ  giá hiệu lực tăng hay giảm thì tỷ  số <br /> thương mại cũng biến động theo chiều hướng tương tự. Điều này chứng tỏ  đã có  <br /> mối liên hệ  nhất định giữa tỷ  giá thực với cán cân thương mại của Việt Nam trong  <br /> thời gian qua, có nghĩa là sự xuống giá thực của đồng Việt Nam so với đồng tiền của <br /> các đối tác thương mại chủ yếu đã làm tăng sức cạnh tranh của hàng hoá xuất khẩu  <br /> của Việt Nam trên các thị trường đó, từ đó xuất khẩu gia tăng, làm tăng tỷ số thương  <br /> mại; hay nói cách khác là cải thiện cán cân thương mại.<br /> Kết quả  mô hình hồi quy đồng liên kết và cơ  chế  hiệu chỉnh sai số  của các  <br /> biến tỷ giá hiệu lực đa phương và cán cân thương mại như sau:<br /> Bảng 2: Kiểm định nghiệm đơn vị các biến trong mô hình đồng liên kết<br /> <br /> Biến số Kiểm định ADF (t statistics)<br /> Ln(Tỷ số TM) ­1.551<br /> Ln(Chỉ số RER) 1.278<br /> ∆(Ln(Tỷ số TM)) ­2.264*<br /> ∆(Ln(Chỉ số RER)) ­2.611*<br /> Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê ở mức 5%<br /> Bảng 3: Kết quả mô hình hồi quy đồng liên kết<br /> <br /> Biến số Hệ số ước lượng Giá trị kiểm định<br /> Hằng số ­0,370* ­16,397<br /> Ln(REER) 0,704* 6,592<br /> 67<br />  DU99 0,0711 1,411<br /> R­square: 0,525. F test: F(2,41) = 22,72 (0,000). Durbin­Watson test = 2,063<br /> Kiểm định nghiệm đơn vị ADF đối với phần dư từ hồi quy trên: t = <br /> ­2.970*<br /> Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê ở mức 5%<br /> Như  vậy, hàm hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa Tỷ giá hiệu lực đa phương  <br /> và Tỷ số thương mại sẽ là:<br /> Ln(Tỷ số TM) = ­0,3706 + 0,7042 x Ln(REER)<br /> Kết quả  kiểm định phần dư  (Residual) cho thấy hai biến số  này là đồng liên  <br /> kết bậc I. Các tham số kiểm định sự phù hợp của mô hình khẳng định mô hình là có ý  <br /> nghĩa.<br /> Bảng 4: Kết quả mô hình hiệu chỉnh sai số<br /> <br /> Biến số Hệ số ước lượng Giá trị kiểm định Mức ý nghĩa<br /> Hằng số 0,010       0,536  0,592<br /> Ln(REER) ­0,157 ­0,234 0,815<br /> Ln(REER)­1 0,559       0,801 0,423<br /> Ln(REER)­2 ­0,673  ­0,966 0,334<br /> Ln(REER)­3 1,409*      2,199 0,027<br /> Ln(REER)­4 ­0,535 ­0,901 0,367<br /> (Sai số trễ)­1  ­1,016 ­6,432 0,000<br /> R­square: 0,618, F test: F(6,32) = 8,65 (0,000), Durbin­Watson test = 2,126<br /> Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê ở mức 5%<br /> ­1;­2... biểu thị mức độ trễ theo quý<br /> Kết quả  mô hình thể  hiện  ở các bảng trên cho thấy tỷ  giá hối đoái và cán cân <br /> thương mại có quan hệ  với nhau trong dài hạn và ngắn hạn. Các tham số  thống kê  <br /> của các mô hình đều chứng tỏ các mô hình là phù hợp và có ý nghĩa. Mô hình hồi quy  <br /> đồng liên kết chỉ rõ có mối liên kết giữa hai biến số phân tích. Hệ số ước lượng của  <br /> tỷ  giá hiệu lực đa phương mang dấu dương (0,704) và có ý nghĩa thống kê, tức là <br /> trong dài hạn, một sự  tăng lên của tỷ  giá hiệu lực đa phương có tác động tích cực  <br /> đến cán cân thương mại mà ở đây chính là tỷ số thương mại. Điều này hoàn toàn phù  <br /> hợp với giả thiết nghiên cứu ban đầu. Biến số  DU99 không có ý nghĩa thống kê, điều <br /> đó có nghĩa là sự  biến động mạnh của các đồng tiền liên quan trong cuộc khủng <br /> hoảng tài chính­tiền tệ  khu vực năm 1997 không có tác động đến hoạt động ngoại <br /> thương của Việt Nam. Mối quan hệ  giữa hai nhân tố  này trong dài hạn còn được <br /> khẳng định qua kết quả của mô hình cơ chế hiệu chỉnh sai số, cụ thể là biến số  (Sai <br /> số  trễ)­1 có ý nghĩa thống kê và mang dấu thích hợp. Tuy nhiên, mức độ  giải thích  <br /> của mô hình không cao, thể  hiện  ở  hệ  số  kiểm định độ  phù hợp của mô hình là <br /> <br /> 68<br /> 0,525. Điều này cũng hoàn toàn phù hợp bởi trên thực tế, hoạt động ngoại thương  <br /> của Việt Nam trong thời kỳ này còn chịu tác động bởi nhiều nhân tố khác.<br /> Về mối quan hệ giữa hai biến số trong ngắn hạn, kết quả mô hình cơ chế hiệu <br /> chỉnh sai số cho thấy có mối quan hệ giữa chúng. Mức độ  trễ  trong tác động của tỷ <br /> giá hiệu lực đa phương đến cán cân thương mại là khá lớn, thể  hiện  ở  biến số <br /> Ln(REER)­3. Có nghĩa là, biến động của tỷ giá ở quý thứ 3 về trước sẽ có tác động <br /> đến hoạt động xuất, nhập khẩu  ở  thời  điểm hiện tại. Điều này phù hợp với lý <br /> thuyết thương mại cũng như  thực tế ngoại thương Việt Nam, cụ thể là những mặt  <br /> hàng xuất khẩu chủ lực của Việt Nam phần lớn là nông sản. Vì thế, đây là phản ứng  <br /> trễ trong sản xuất đối với thay đổi của tỷ giá hối đoái. Mặt khác nhập khẩu của Việt <br /> Nam chịu nhiều tác động của các chính sách khác hơn là tỷ giá.<br /> Kết quả  nghiên cứu trên cũng với những nghiên cứu trước đây về  vấn đề  này <br /> một lần nữa khẳng định tác động tích cực của việc tăng tỷ giá thực (đồng Việt Nam  <br /> xuống giá) đối với hoạt động xuất khẩu của Việt Nam. Điều này cho thấy việc chủ <br /> động phá giá nội tệ  trong những năm qua đã có hiệu quả  nhất định trong việc tăng  <br /> cường xuất khẩu. Vấn đề  đặt ra  ở  đây là liệu Việt Nam có nên phá giá đồng tiền <br /> trong thời gian tới để  thúc đẩy xuất khẩu, từ  đó cải thiện cán cân thương mại hay  <br /> không? Đây là một vấn đề phức tạp bởi để thúc đẩy xuất khẩu đòi hỏi một hệ thống  <br /> biện pháp khác nhau, không đơn thuần là chính sách tỷ  giá. Mặt khác, tỷ  giá là một <br /> biến số vĩ mô rất nhạy cảm tác động đến nhiều biến số vĩ mô khác như thương mại, <br /> cán cân thanh toán, ngân sách chính phủ, nợ nước ngoài... Do đó, việc xem xét chính <br /> sách tỷ giá phải được đặt trong một tổng thể chính sách của Chính phủ. Có một số lý  <br /> do cho thấy cần phải thận trọng khi xem xét quyết định có nên phá giá hay không  <br /> như sau:<br /> Thứ  nhất, trong mô hình cân bằng dài hạn (Cointegration Model) và mô hình <br /> biến động ngắn hạn (ECM) giữa tỷ giá thực và cán cân thương mại của nghiên cứu <br /> này mới đề cập đến tác động của tỷ giá thực lên xuất, nhập khẩu chứ ch ưa xem xét <br /> tác động đến các biến số vĩ mô khác. Bên cạnh đó, việc phá giá đồng Việt Nam sẽ <br /> làm cho nhập khẩu sẽ trở nên đắt đỏ hơn đối với các nhà sản xuất trong n ước. Hiện <br /> tại, nhiều ngành kinh tế  của Việt Nam còn phụ  thuộc nặng nề  vào đầu vào nhập <br /> khẩu như  nông nghiệp, dệt may, công nghiệp hóa chất, điện tử... Do đó, phá giá sẽ <br /> đẩy chi phí sản xuất của những ngành này lên cao có thể gây nên lạm phát do chi phí  <br /> (cost­push) đối với toàn nền kinh tế. Từ đó, giá cả hàng hoá xuất khẩu cũng gia tăng <br /> tính bằng nội tệ, dẫn đến hiệu  ứng tích cực của phá giá đối với xuất khẩu trở  nên <br /> bằng không. Thứ hai, phá giá sẽ làm nợ nước ngoài của chính phủ và những tổ chức <br /> kinh tế  khác gia tăng tính theo đồng Việt Nam khiến cho ngân sách Chính phủ  thêm  <br /> khó khăn, những doanh nghiệp vay ngoại tệ của ngân hàng để  tiến hành kinh doanh  <br /> trên thị trường nội địa cũng sẽ bị thiệt hại do ngoại tệ lên giá so với đồng Việt Nam.  <br /> <br /> 69<br /> Vì những lý do trên, cần phải tính toán rất cẩn thận những lợi ích và chi phí của việc  <br /> phá giá đồng Việt Nam trước khi ra những quyết định quan trọng về vấn đề này.<br /> III. Kết luận<br /> Đề  cập đến chính sách tỷ  giá  ở  Việt Nam là một vấn đề  hết sức nhạy cảm,  <br /> liên quan đến hàng loạt các yếu tố cấu trúc kinh tế và cả các vấn đề chính trị, xã hội.  <br /> Nhiều nghiên cứu cho rằng, việc cần làm trước mắt là phá giá đồng Việt Nam để <br /> làm tăng tính cạnh tranh của hàng hóa Việt Nam trên thị trường thế giới. Quan điểm  <br /> này còn cho rằng đồng Việt Nam hiện nay có tỷ  giá thực có hiệu lực (real effective  <br /> exchange rate ­ REER) cao, nghĩa là tỷ  giá đã điều chỉnh theo lạm phát của một rổ <br /> tiền tệ của các nước mà Việt Nam có quan hệ mậu dịch4.  <br /> Kết quả  nghiên cứu này cho thấy, trong thời kỳ  1995 – 2004, tỷ  giá hối đoái  <br /> danh nghĩa giữa đồng Việt Nam với các đồng tiền của các bạn hàng chủ  yếu thể <br /> hiện xu hướng tăng, đồng nghĩa với việc đồng Việt Nam mất giá. Tuy nhiên, dựa  <br /> trên kết quả  tính toán được, tỷ  giá hối đoái thực tế  đã bị  giảm tới hơn 20%. Trong  <br /> giai đoạn 1992­1997, việc duy trì tỷ  giá hối đoái danh nghĩa gần như  cố  định trong  <br /> điều kiện lạm phát đã được kiềm chế song vẫn cao hơn lạm phát của Mỹ (nước có  <br /> đồng tiền chiếm tỷ  trọng chủ  yếu trong giỏ  ngoại tệ  để  xác định tỷ  giá của Việt  <br /> Nam) và các nước có quan hệ  thương mại chủ  yếu của Việt Nam, đồng thời đồng <br /> USD có xu hướng tăng giá từ  năm 1995 đã làm cho VNĐ có xu hướng ngày càng bị <br /> đánh giá cao hơn thực tế. Điều này đã tạo ra và tích lũy những nhân tố  gây mất  ổn  <br /> định và kìm hãm sự phát triển kinh tế.<br /> Kết quả nghiên cứu cũng đã khẳng định được sự tồn tại của quan hệ giữa hai  <br /> biến số vĩ mô này trong ngắn hạn và dài hạn. Trong ngắn hạn, sự tác động của tỷ giá  <br /> có tính chất trễ, và trong dài hạn hai biến số  này tiến tới một quan hệ  cân bằng  <br /> (đồng liên kết). Từ những phân tích trên, khuyến nghị đối với việc hoạch định chính  <br /> sách tỷ giá phục vụ hoạt động xuất nhập khẩu của Việt Nam là:<br /> Thứ  nhất, tỷ  giá là một trong những nhân tố  quan trọng  ảnh h ưởng nhanh và <br /> mạnh đến trạng thái cán cân thương mại, chính vì vậy khi phân tích diễn biến và xu <br /> hướng vận động của cán cân thương mại, không thể  không đề  cập đến nhân tố  tỷ <br /> giá. Tuy nhiên, nếu căn cứ vào diễn biến của tỷ giá danh nghĩa (song phương hay đa <br /> phương) để  phân tích  ảnh hưởng lên cán cân thương mại là không chuẩn xác, mà <br /> phải sử dụng đến tỷ giá thực và chủ yếu là tỷ giá thực đa phương.    <br /> Thứ hai, để thúc đẩy xuất khẩu tăng trưởng mạnh hơn thì tỷ giá thực không thể <br /> quá thấp như ở Việt Nam trong suốt thời gian qua. Vấn đề điều chỉnh tỷ giá là để tỷ <br /> giá thực đạt mức bao nhiêu là hợp lý. <br /> <br /> 4<br />  Trần Ngọc Thơ, Tiền đồng được định giá cao hay thấp?, Thời báo kinh tế Sài Gòn, số 30­2006 (814)<br /> 70<br />  Tóm lại, trong những nhân tố  tác động đến hoạt động ngoại thương của Việt <br /> Nam trong thời gian qua, tỷ giá hối đoái có một vai trò hết sức quan trọng. Các nghiên  <br /> cứu trong và ngoài nước trong thời gian qua đã khẳng định mối quan hệ và tác động  <br /> giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại  ở  Việt Nam với các mức độ  khác nhau. <br /> Nghiên cứu này nhằm phân tích một cách sâu hơn mối quan hệ giữa hai biến số đó và <br /> đã cho một kết quả  tương tự. Điều này góp phần làm vững chắc cơ  sở  cho việc <br /> hoạch định chính sách tỷ  giá nhằm phục vụ  tốt hơn hoạt động ngoại thương của  <br /> Việt Nam trong thời gian tới.<br /> TÀI LIỆU THAM KHẢO<br /> 1. Jack Johnston,  John  Dinardo.  Econometric  Methods,  Fourth Editions,  McGRAW  ­ <br /> HILL International Editions (2003)<br /> 2. Kenichi   Ohno.  Exchange  Rate   Management   of   Vietnam,  Re­examination  of   Policy  <br /> Goals   and   Modality,   Research   paper,   The   National   Graduate   Institute   for   Policy <br /> Studies, Japan  (2003)<br /> 3. Nguyễn Văn Tiến. Tỷ  giá thực và tác động của nó đến cán cân thương mại, Tạp <br /> chí Nghiên cứu Kinh tế, số 12 (2003)<br /> 4. Paul R. Krugman, Maurice Obstfeld, International Economics: Theory and Policy, 5th <br /> Edition, Addison­Wesley Publishing Company<br /> 5. Phan Thanh Hoàn.  Tỷ  giá với cán cân thương mại: Kinh nghiệm của Hàn Quốc . <br /> Luận văn cao học, Đại học KyungHee, Hàn Quốc (2003)<br /> 6. Quỹ  tiền tệ  Quốc tế,  Thống kê tài chính quốc tế  ­ IFS (International Financial  <br /> Statistics) (2005)<br /> 7. Trần Ngọc Thơ, Tiền đồng được định giá cao hay thấp?, Thời báo Kinh tế Sài Gòn, <br /> số 30 (2006) 814<br /> 8. Viện Kinh tế  học, Trung tâm Khoa học Xã hội & Nhân văn Quốc gia,  Tạp chí  <br /> Nghiên cứu Kinh tế, các số 292,293, 299 (2003, 2004)<br /> THE RELATIONSHIP BETWEEN EXCHANGE RATE AND TRADE <br /> BALANCE OF VIETNAM IN THE PERIOD OF 1995­2004<br /> Phan Thanh Hoan, Nguyen Dang Hao<br /> College of Economics, Hue University<br /> <br /> SUMMARY<br /> This study presents an empirical assessment of the relationship between the exchange  <br /> rate and the balance of trade in Vietnam during the period of 1995­2004. Using cointegration  <br /> theory, this study tests the relationship between exchange rate and trade balance of Vietnam.  <br /> Specifically,  the study test for the statistical significance, direction, and speed of  the  trade  <br /> <br /> 71<br /> balance response to the changes in exchange rate. The study also tests for short­run and long­<br /> run effects to determine the pattern of the exchange rate and trade balance relationship in  <br /> general.<br /> The result shows the theoretical framework of the study as well as major findings of  <br /> previous studies related to that. The statistical results provide evidence of the J­curve effect,  <br /> which indicates that the trade balance initially deteriorates in response to devaluations. More  <br /> specifically, the result shows the trade balance adjusts gradually to the exchange rate change,  <br /> requiring a period of about two quarters. In the long­run, we find that devaluation improves the  <br /> trade balance. Our results thus confirm the potency of the exchange rate as a long­run tool of  <br /> trade policy.<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> 72<br />