Đề tài Quan hệ tác động giữa tỷ giá hối đoái usd/vnd và kim ngạch xuất khẩu dầu thô của Việt Nam giai đoạn 1990 - 2005

LỜI NÓI ĐẦU 1. Tính cấp thiết của đề tài: Trong những nền kinh tế mở, tỷ giá hối đoái là vấn đề nhạy cảm và có tác động lớn nhất đến thị trường tiền tệ nói riêng và sự vận hành của một nền kinh tế núi chung. Việc điều hành cơ chế tỷ giỏ là rất khú khăn đối với những nhà hoạch định chính sách (policy maker). Việc điều chỉnh tỷ giá có ảnh hưởng lớn đến cán cân thương mại và tình hình xuất nhập khẩu của quốc gia, đặc biệt là xuất nhập khẩu dầu thô. Xăng dầu luôn đóng vai trò đặc biệt quan trọng trong sự phát triển của mỗi nền kinh tế. Đối với những nước phát triển như Mỹ, Nhật, dầu thô là nhiên liệu không thể thay thế đối với nhiều ngành công nghiệp sản xuất và cỏc hoạt động khỏc. Đối với những nước khỏc như các nước Châu Mỹ Latin hay các nước Trung Đông, đây lại là mặt hàng xuất khẩu chớnh, mang lại phần lớn thu nhập quốc dân của các quốc gia đó. Có thể khẳng định dầu thô là nhân tố duy trì thúc đẩy sự phát triển của mỗi quốc gia. Từ đầu năm 2008 đến nay, giá dầu trờn thế giới biến động không ngừng và rất khú lường. Thỏng 07/2008, giỏ dầu thô thế giới đó từng đạt mức kỷ lôc 162 USD/thựng, tuy nhiên hiện nay giỏ chỉ cũn xấp xỉ 60 USD/thựng. Điều này đó tỏc động không nhỏ đến nền kinh tế thế giới, đặc biệt là cỏc quốc gia đang phát triển như VIệt Nam. Hiện nay, Việt Nam đang trong quỏ trỡnh công nghiệp húa – hiện đại húa, nền kinh tế tăng trưởng khỏ “nóng” và nhu cầu về dầu thô là rất lớn. Hàng năm, kim ngạch nhập khẩu dầu thô của nước ta là rất lớn. Chớnh vì thế, nền kinh tế Việt Nam khỏ dễ bị tổn thương trước những biến động của giá dầu trên thế giới và điều này sẽ gây nhiều tiêu cực cho nền kinh tế. Thêm vào đó, biến động tỷ giá trên thị trưêng tiền tệ Việt Nam trong 2 năm gần đây là rất khó lường, tiềm ẩn nguy cơ rủi ro lớn. Tỷ giá USD/VNĐ trên thị trưêng tự do đó có lúc lên gần 19.000đ vào giữa tháng 05/2008. Có thể thấy những bất cập của chớnh sỏch tỷ giá cố định của Việt Nam mà việc chênh lệch tỷ giá ngân hàngvà tỷ giá trên thị trưêng tự do quỏ lớn là một điển hỡnh. Hai mối nguy cơ này diễn ra đồng thời trong bối cảnh cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu vẫn chưa chấm dứt hẳn đe dọa nghiêm trọng đến sự phỏt triển của nền kinh tế Việt Nam. Để tạo thế chủ động, duy trì sự ổn định của cán cânthanh toỏn, từ đó giỳp nền kinh tế phũng vệ tốt hơn đối với những biến động của thế giới, Nhà nước cần có những biện phỏp điều hành tỷ giá hợp lý, cựng với những biện pháp phòng vệ (hedging) giỏ dầu xuất nhập khẩu khả thi. Với mục đích tỡm hiểu rừ hơn mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và kim ngạch xuất khẩu dầu thụ, vốn là mặt hàng xuất khẩu chủ lực, để gúp phần vào sự ổn định và phỏt triển của kinh tế Việt Nam, nhúm tỏc giả đó chọn đề tài: “Quan hệ tác động giữa tỷ giá hối đoái USD/VND và kim ngạch xuất khẩu dầu thụ của Việt Nam giai đoạn 1990-2005”

pdf64 trang | Chia sẻ: lvcdongnoi | Ngày: 14/05/2013 | Lượt xem: 2130 | Lượt tải: 3download
Bạn đang xem nội dung tài liệu Đề tài Quan hệ tác động giữa tỷ giá hối đoái usd/vnd và kim ngạch xuất khẩu dầu thô của Việt Nam giai đoạn 1990 - 2005, để tải tài liệu về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
gia này kém lợi thế so sánh hơn so với các nƣớc khác. 19 2. Mối quan hệ tác động giữa tỷ giá hối đoái và xuất khẩu: 2.1. Ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến hoạt động xuất khẩu: Khi xem xét đến vấn đề xuất khẩu của một quốc gia ta không thể tách rời việc xem xét chế độ điều hàng tỷ giá mà nƣớc đó áp dụng. Cơ chế điều hành tỷ giá sẽ ảnh hƣởng trực tiếp đến việc tăng hay giảm giá đồng nội tệ, từ đó tác động đến hoạt động xuất nhập khẩu. Nếu đồng nội tệ được định giá quá cao (tức là tỷ giá giảm) sẽ làm cho hàng hóa nhập khẩu trở nên rẻ một cách tƣơng đối đối với ngƣời tiêu dùng và xuất khẩu trở nên đắt hơn đối với nhà sản xuất. Cụ thể là, đối với ngƣời tiêu dùng trong nƣớc, so với trƣớc đây, nay khi mua một hàng hóa nhập khẩu họ sẽ cần ít đồng nội tệ hơn, do vậy nhu cầu với hàng nhập khẩu tăng. Còn về phía ngƣời tiêu dùng nƣớc ngoài, hàng hóa nhập khẩu sang sẽ trở nên đắt hơn do họ phải chi nhiều tiền hơn cho mỗi đơn vị hàng hóa. Từ đó sẽ làm giảm sản xuất nội địa, dẫn tới thâm hụt ngân sách và tăng thất nghiệp. Đặc biệt, việc định giá đồng nội tệ quá cao so với thực tế trong một thời gian dài là nguyên nhân dẫn đến khủng hoảng tài chính tiền tệ làm giảm sức cạnh tranh của xuất khẩu, tăng mạnh dòng vốn vay bất chấp khả năng rủi ro thanh toán, kích thích nhập khẩu dẫn đến khuếch đại tiêu dùng, nền kinh tế phát triển quá núng cùng một loạt hệ quả tiêu cực kốm theo. Ngƣợc lại, nếu đồng nội tệ được định giá thấp hơn (hay tỷ giá tăng), giá hàng hóa nhập khẩu tính bằng nội tệ tăng, khiến cầu về hàng hóa nhập khẩu giảm. Đối với những khoản vay, nợ ngoại tệ, hiện tƣợng này sẽ gây nên tình trạng khụng có khả năng trả nợ, ảnh hƣởng nghiêm trọng đến hoạt động tài chính doanh nghiệp. Về phía nhà sản xuất xuất khẩu, tỷ giá tăng lên sẽ đem lại lợi cho xuất khẩu do nhà xuất khẩu hƣởng lợi từ chênh lệch một đồng nội tệ đổi lấy một đồng ngoại tệ tăng lên. 20 Tuy nhiên, Tỷ giá hối đoái chính thức không phải yếu tố duy nhất ảnh hƣởng đến khả năng cạnh tranh của các nhà sản xuất trong nƣớc đối với hàng hóa nhập khẩu tại thị trƣờng nội địa và với các nhà xuất khẩu khác tại thị trƣêng nhập khẩu nƣớc ngoài. Điều quan trọng là cần xem xét tỷ giá hối đoái chính thức này với sự điều chỉnh theo tỷ lệ lạm phát tại nƣớc xuất khẩu và tại các nƣớc bạn hàng. Tỷ giá hối đoái chính thức điều chỉnh theo tỷ lệ lạm phát gọi là tỷ giá hối đoái thực tế, nú cho phép các nhà xuất khẩu cạnh tranh thành công hơn. Nếu cố định tỷ giá chính thức và trong nƣớc chỉ số giá cả tăng lên nhiều so với chỉ số giá cả ngoài nƣớc thì tỷ giá hối đoái thực tế sẽ tăng lên hoặc lên giá. Ví dụ: năm 1991, tỷ giá hối đoái chính thức 1USD = 9.274 VND. Chỉ số giá quốc tế biến động không đáng kể trong khi đó chỉ số giá trong nƣớc tăng 67,5%. Nhƣ vậy tỷ giá hối đoái thực tế phải là 1USD = 15.534 VND. Thực tế, đồng VND đó mất giá do lạm phát tuy nhiên tỷ giá hối đoái chính thức lại không điều chỉnh theo tỷ lệ lạm phát. Hệ quả là đồng tiền Việt Nam đƣợc định giá cao tƣơng đối so với thực tế, đó dẫn đến giảm xuất khẩu. Bên cạnh đó, doanh nghiệp xuất khẩu cũng cần xem xét sự biến động của tỷ giá hối đoái ở mức nào thì có lợi. Bởi khi nhà xuất khẩu đồng thời là nhà sản xuất hàng hóa xuất khẩu phải nhập khẩu nguyên liệu từ nƣớc ngoài, khi tỷ giá tăng (đồng nội tệ mất giá) đƣơng nhiên sẽ khiến giá nguyên liệu đầu vào tăng, ảnh hƣởng đến lợi nhuận. Do đó trong hoạt động xuất nhập khẩu nói chung cần xem xét đến cả tỷ giá nhập khẩu và tỷ giá xuất khẩu, công thức theo hƣớng có lợi cho xuất khẩu là: Tỷ giá xuất khẩu  Tỷ giá công bố trên thị trƣờng tài chính Tỷ giá nhập khẩu 21 2.2. Quan hệ đối hợp giữa kim ngạch xuất khẩu và tỷ giá hối đoái: Kim ngạch xuất khẩu, gắn liền với nó là lợi nhuận xuất khẩu phụ thuộc vào 3 yếu tố: tỷ giá, giá hàng xuất khẩu và lƣợng hàng xuất khẩu theo công thức sau: DT XK = p. q . r Trong đó: - p : giá xuất khẩu - q : lƣợng xuất khẩu - r : tỷ giá Quan hệ bộ ba này có ảnh hƣởng quan trọng đến kim ngạch xuất khẩu cũng nhƣ đến lợi nhuận thu đƣợc từ hoạt động xuất khẩu. Trong hoạt động xuất khẩu, bộ ba: tỷ giá, giá xuất khẩu, lƣợng hàng xuất khẩu tạo thành cấu trúc cơ bản của quá trình hình thành và biến động của kim ngạch xuất khẩu và lợi nhuận xuất khẩu thu đƣợc. Với việc cố định một trong ba yếu tố trên, sự thay đổi của hai yếu tố còn lại sẽ dẫn đến biến động của kim ngạch xuất khẩu và lợi nhuận xuất khẩu. Cụ thể là, nếu với một lƣợng hàng nhất định, giá xuất khẩu và tỷ giá thay đổi sẽ làm biến đổi kim ngạch xuất khẩu và lợi nhuận xuất khẩu. Có thể nói trong ba yếu tố trên thì lƣợng hàng xuất khẩu là yếu tố mà doanh nghiệp dễ dàng thay đổi nhất. Về giá, giá xuất khẩu thụng thƣờng là giá quốc tế do vậy các doanh nghiệp Việt Nam buộc phải theo, không có quyền quyết định về giá. Về tỷ giá, đây là yếu tố vĩ mô thuộc quan hệ cung cầu thị trƣờng và sự điều tiết của Chính phủ do đó cũng nằm ngoài tầm kiểm soát của các doanh nghiệp. Thêm nữa, nếu có sự thay đổi về tỷ giá thì sự thay đổi cũng không đáng kể, khiến cho doanh thu và lợi nhuận xuất khẩu không bị ảnh hƣởng nhiều. Vì thế nên đứng trên lập trƣờng doanh nghiệp, yếu tố lƣợng hàng xuất khẩu là yếu tố có thể chủ động thay đổi. Lƣợng hàng xuất càng lớn, doanh thu và lợi nhuận càng tăng. Tất nhiên, để đạt đƣợc điều này doanh nghiệp cần chú trọng đến việc tăng năng lực cạnh tranh và năng lực nội tại của mình. 22 Trƣờng hợp có sự biến động của cả ba yếu tố trên sẽ dẫn đến những thay đổi về kim ngạch xuất khẩu và lợi nhuận xuất khẩu ở cả tầm vi mô và vĩ mô. Có thể tóm lƣợc mối quan hệ bộ ba này qua sơ đồ sau: Lƣợng hàng xuất khẩu Giỏ xuất khẩu Kim ngạch xuất khẩu Lợi nhuận xuất khẩu Lợi nhuận xuất khẩu Tỷ giá hối đoái 23 CHƢƠNG 2: THỰC TRẠNG DIỄN BIẾN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ HOẠT ĐỘNG XUẤT KHẨU DẦU THÔ CỦA VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 1991-2008 I. Tổng quan tình hình điều hành tỷ giá. 1. Giai đoạn 1: Trƣớc năm 1989. Trƣớc năm 1989, Việt Nam áp dụng cơ chế đa tỷ giá. Tỷ giá đƣợc chia làm 2 khu vực, bao gồm Khu vực 1: Tỷ giá trong phe XHCN và Khu vực 2: Tỷ giá ngoài phe XHCN. * Khu vực I - Tỷ giá mậu dịch: Là tỷ giá dùng trong thanh toán có liên quan đến mua, bán hàng hóa, dịch vụ vật chất giữa các nƣớc trong phe XHCN. Nó đƣợc xác định dựa trên cơ sở so sánh giá hàng hóa xuất khẩu tính bằng VND và tính bằng ngoại tệ ở nƣớc ngoài. - Tỷ giá phi mậu dịch: Là tỷ giá dùng trong thanh toán, chi trả hàng hóa hoặc dịch vụ vật chất không mang tính thƣơng mại... Nó đƣợc xác định trên cơ sở giá bán lẻ của một số mặt hàng tại 2 nƣớc tính theo đồng tiền của 2 nƣớc. - Tỷ giá kết toán nội bộ: Đƣợc xác định trên cơ sở tỷ giá chính thức cộng thêm hệ số phần trăm để bù lỗ cho các đơn vị xuất khẩu. Tỷ giá này không công bố ra ngoài mà chỉ áp dụng trong thanh toán nội bộ (nên gọi là kết toán nội bộ). Tỷ giá chính thức (tỷ giá mậu dịch) do Nhà nƣớc công bố và cố định trong một thời gian dài. Tại thời điểm công bố, tỷ giá chính thức thƣờng thấp hơn tỷ giá thị trƣờng (tức VND bị định giá cao), do đó hoạt động xuất khẩu tính theo tỷ giá chính thức bị lỗ. Để bù lỗ cho xuất khẩu, Nhà nƣớc dùng tỷ giá kết toán nội bộ bằng tỷ giá chính thức cộng thêm một tỷ lệ phần 24 trăm quy định cho từng nhóm hàng. Còn đối với nhập khẩu, Để hạn chế nhập khẩu hàng hóa tiêu dùng hoặc hàng xa xỉ phẩm, Nhà nƣớc áp dụng mức tỷ giá cao hơn rất nhiều so với tỷ giá chính thức. - Tỷ giá kiều hối: Nhằm thu hút nguồn ngoại tệ mạnh từ các nƣớc tƣ bản do kiều bào chuyển về hoặc khuyến khích khách du lịch tại VN (nên còn gọi là tỷ giá du lịch), Nhà nƣớc tính thêm 1 hệ số thu hút cộng vào tỷ giá chính thức. Vì vậy, tỷ giá này thƣờng cao hơn tỷ giá công bố chính thức và có thể lên tới 50%. * Khu vực II: Thời kỳ này Ngân hàng VN dựa vào quan hệ tỷ giá giữa VND với đồng đô la Hongkong và tính chéo ra tỷ giá với các đồng ngoại tệ khác. Chính sách xuyên suốt về tỷ giá đối với các nƣớc ngoài phe XHCN là ngay từ đầu VN chỉ áp dụng một loại tỷ giá chính thức, không phân biệt theo các loại quan hệ mậu dịch hay phi mậu dịch. Tóm lại, sản phẩm của cơ chế xác định tỷ giá này là các nƣớc XHCN duy trì chế độ tỷ giá cố định và đa tỷ giá. Hậu quả của việc duy trì cơ chế này rất nghiêm trọng: Đồng tiền VN đƣợc định giá quá cao so với các đồng tiền tự do chuyển đổi; Tỷ giá chính thức ngày càng chênh lệch xa tỷ giá thị trƣờng gây khó khăn cho xuất nhập khẩu v.v… 2. Giai đoạn 2: 1989 – 1992: Chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi Từ tháng 3 năm 1989, từ chế độ đa tỷ giá đã đƣợc thống nhất một mức tỷ giá chính thức là 4500 VND/USD. Khi đó, các ngân hàng đƣợc phép giao dịch với biên độ +/- 0,5% tỷ giá chính thức do Ngân hàng Nhà nƣớc quy định. Trong giai đoạn 1989 – 1992, Việt Nam áp dụng chính sách tỷ giá thả nổi tự do. Tỷ giá đƣợc quyết định bởi cung và cầu ngoại tệ trên thị trƣờng. Khi cung cầu thay đổi đến đâu, tỷ giá thay đổi tƣơng ứng đến đó theo mức cân bằng trên thị trƣờng. Mặc dù tỷ giá chính thức đựơc NHTW công bố 25 nhƣng thực chất là thả nối theo tỷ giá thị trƣờng. Tỷ giá chính thức đƣợc điều chỉnh liên tục theo sự thay đổi tỷ giá trên thị trƣờng tự do (dù ko đƣợc thừa nhận) 3. Giai đoạn 3: 1992 – 1997: Chế độ tỷ giá cố định. Chính sách tỷ giá thả nổi trong giai đoạn 1989 – 1992 tuy đã mang lại những thành công vƣợt bậc so với thời kì đa tỷ giá trƣớc đó nhƣng cũng gây ra không ít những hậu quả trong hoàn cảnh nƣớc ta đang đi theo con đƣờng kinh tế hàng hóa nhiều thành phần theo định hƣớng Xã hội chủ nghĩa: nền kinh tế hay xảy ra những cơn sốc định kỳ cuối quý hoặc cuối năm; lạm phát thƣờng tăng vọt bất thình lình; hiện tƣợng đôla hóa trong hệ thống lƣu thông thanh toán ngày càng tăng nhanh; sự mất cân đối giữa các vùng, các lĩnh vực; sự quản lý lỏng lẻo đã dẫn đến hàng loạt vụ đổ bể tín dụng vào cuối năm 1991 và đầu năm 1992; nguồn thu ngoại tệ không đƣợc quản lý chặt chẽ mà còn bị buông lỏng làm cho dự trữ ngoại tệ tăng chậm trong 3 năm 1989, 1990 và 1991 mức dự trữ ngoại tệ tƣơng ứng là 24 triệu USD, 24 triệu USD và 25 triệu USD; và một vấn đề nổi cộm khác là vấn đề nợ nƣớc ngoài và công tác quản lý nợ, một cái giá phải trả cho việc thả nổi tỷ giá là gánh nặng nợ nƣớc ngoài khi tính bằng đồng VN trong ngân sách nhà nƣớc đã tăng mạnh. Trƣớc những hạn chế nêu trên và để bảo vệ nền kinh tế khỏi lạm phát đã thúc đẩy các nhà hoạch định chính sách VN chuyển sang lựa chọn chính sách tỷ giá vì mục tiêu chống lạm phát, bằng cách duy trì sự ổn định của tỷ giá hối đoái danh nghĩa (cố định tỷ giá). Mặt khác Chính phủ đã tăng cƣờng công tác thông tin, cho công khi hóa một cách nhanh chóng và chính xác các chỉ số kinh tế quan trọng nhƣ tỷ giá chính thức, tỷ giá thị trƣờng, chỉ số giá. Đồng thời Chính phủ cũng cho thấy sự chú trọng tăng cƣờng thực lực kinh tế cho hoạt động can thiệp vào tỷ giá bằng cách gia tăng mạnh quỹ dự trữ ngoại tệ, lập quỹ bình ổn giá. 26 Bảng 1.4: Tƣơng quan giữa tỷ giá danh nghĩa với tỷ giá thực tế tính theo ngang giá sức mua 1992 1993 1994 1995 1996 1997 Tỷ giá hối đoái danh nghĩa (VND) 11.179 10.640 10.955 10.970 11.100 11.175 CPI VN 100 105,2 120,3 135,6 141,7 146,8 CPI Hoa Kỳ 100 103,0 105,6 108,6 111,8 114,3 Tỷ giá hối đoái tính theo PPP (VND) 11.179 11.388 12.702 13.992 14.132 14.320 % Chênh lệch giữa TGHD ngang giá sức mua và tỷ giá hối đoái danh nghĩa 0,00 7,03 15,94 27,55 27,31 28,14 Nguồn: Tạp chí Tài chính tháng 2.2004 (T.33) Số liệu trên cho thấy, từ năm 1992 cho đến trƣớc khi xảy ra cuộc khủng hoảng tài chính – tiền tệ khu vực (1997), tỷ giá hối đoái danh nghĩa nhìn chung là ổn định, dao động xung quanh mức ~ 10500 - ~11200 VND/USD. Tuy nhiên, nếu so với tỷ giá tính theo phƣơng pháp ngang giá sức mua thì tỷ giá hối đoái danh nghĩa của năm 1997 thấp hơn tỷ giá hối đoái thực tới 28%, nghĩa là đồng tiền VN đã tăng giá thực tế xấp xỉ 28,14% (Điều này đã dẫn tới thâm hụt trong cán cân thƣơng mại tính tuyệt đối bằng tiền tệ gia tăng liên tục – 1 hậu quả của việc duy trì chế độ tỷ giá cố định). 4. Giai đoạn 4: 1997 – 1999: Chế độ tỷ giá cố định với biên độ dao động. Đây là giai đoạn cuộc khủng hoảng tài chính - tiền tệ diễn ra ở khu vực Đông Nam Á, bắt đầu từ Thái Lan, sau đó lan nhanh khắp khu vực và có tầm ảnh hƣởng rộng khắp trên phạm vi thế giới. Trong thời kì kinh tế hội nhập, Việt Nam cũng không thể tránh khỏi những ảnh hƣởng của cuộc khủng 27 hoảng này. Xét trên góc độ vĩ mô, nền kinh tế Việt Nam phải đối đầu với những cơn sốc rộng khắp trong nhiều lĩnh vực. Mặt khác, những hạn chế của chính sách tỷ giá hối đoái thời kỳ từ năm 1993-1997 đã trở nên trầm trọng khi cuộc khủng hoảng xảy ra và đặt Việt nam trƣớc những vấn đề nan giải cấp bách trong việc lựa chọn, đều chỉnh chính sách tỷ giá hối đoái. Cuộc khủng hoảng đã làm cho một loạt đồng tiền của các nƣớc giảm giá mạnh. Trong khi vẫn duy trì việc neo tỷ giá, đồng tiền của Việt Nam đã bị đẩy lên giá rất cao so với các đồng tiền khác trong khu vực. Nếu trong giai đoạn từ cuối năm 1992 đến tháng 7.1997 chỉ có một lần duy nhất điều chỉnh biên độ giao dịch từ ±1% lên ±5% vào ngày 27.02.1997, thì từ tháng 7.1997 đến đầu năm 1999 có nhiều lần thay đổi. Đây cũng là chính sách tỷ giá của Việt Nam trong thời kì khủng hoảng: tỷ giá cố định với biên độ dao động. Bảng 1.5 : Những lần điều chỉnh tỷ giá và biên độ giao dịch Mốc thời gian Tỷ giá cũ (VND/USD) Tỷ giá mới (sau điều chỉnh) (VND/USD) 13.10.1997 16.02.1998 7.08.1998 6.11.1998 14.11.1998 16.11.1998 26.11.1998 15.01.1999 11.175 11.800 12.998 12.992 12.991 12.989 12.987 12.980 ±10% ±7% Nguồn: Ngân hàng nhà nước Việt Nam SBV Việc NHNN điều chỉnh liên tục tỷ giá chính thức cùng biên độ trong giai đoạn này có nhiều lý do, nhƣng đứng trên góc độ lựa chọn chế độ tỷ giá thì có thể thấy: nếu phân loại chế độ tỷ giá gồm 3 chế độ chính là chế độ tỷ giá cố 28 định, chế độ tỷ giá thả nổi thuần tuý và nằm giữa hai thái cực này gọi chung là chế độ thả nổi có quản lý, thì việc có nhiều những điều chỉnh trong tỷ giá chính thức cùng biên độ tuy không làm thay đổi về cơ bản chế độ tỷ giá nhƣng điều này đồng nghĩa với việc đƣa chế độ tỷ giá bán thả nổi tới gần cực thả nổi hơn so với giai đoạn từ cuối năm 1992 đến đầu năm 1997. Hƣớng điều chỉnh này về cơ bản là hoàn toàn phù hợp với lý thuyết về lựa chọn chế độ tỷ giá: “một chế độ tỷ giá thả nổi sẽ góp phần hạn chế những cơn sốc có thể xảy đến cho nền kinh tế mà nguồn gốc của cơn sốc là xuất phát từ thị trƣờng thế giới. Thực tế đã chứng minh Việt Nam có một chính sách tỷ giá đúng hƣớng khi trong cơn khủng hoảng, chúng ta vẫn đạt tốc độ tăng trƣởng GDP là 5,8%, thâm hụt cán cân thƣơng mại không có sự gia tăng mạnh và đầu tƣ chỉ giảm 15,7%, thấp hơn rất nhiều con số do World Bank đã dự kiến. 5. Giai đoạn 5: 1999 – nay: Chế độ tỷ giá thả nổi có điều tiết. Bắt đầu từ ngày 26.02.1999, tỷ giá hối đoái chính thức công bố hằng ngày đƣợc xác định trên cơ sở bình quân mua bán thực tế trên thị trƣờng ngoại tệ liên ngân hàng của ngày giao dịch gần nhất trƣớc đó. Đây là một sự thay đổi về cơ chế quản lý, điều hành tỷ giá cho phù hợp với quy luật thị trƣờng vì tỷ giá chính thức xem nhƣ có “căn cứ” là mức tỷ giá bình quân của thị trƣờng ngoại tệ liên ngân hàng. Đồng thời, cũng từ ngày 26.02.1999, biên độ giao dịch cũng đƣợc rút xuống là ±0,1%. Theo quan điểm của NHNN, đây là một bƣớc ngoặt lịch sử trong chính sách điều hành tỷ giá – chuyển từ một chế độ tỷ giá hối đoái cố định cứng nhắc với những công cụ điều hành chủ yếu là hành chính sang một chế độ tỷ giá mới linh hoạt hơn và mang tính thị trƣờng cao hơn. Cơ chế này giúp tỷ giá thực tế vừa gắn với thị trƣờng vừa ko gay sốc đột biến giúp ổn định thị trƣờng ngoại hối tốt hơn. Khi thị trƣờng ít biến động, tỷ giá đc thả nổi theo cung cầu trên thị trƣờng ngoại hối. Khi có dao động mạnh và nhanh thì NHTW can thiệp để giữ ổn định tỷ giá. Từ năm 2000, cơ chế điều hành tỷ giá hối đoái của 29 VN điều chỉnh từ chỗ công bố tỷ giá chính thức theo tín hiệu thị trƣờng với từng khoảng thời gian có hiệu lực tƣơng đối dài, sang cơ chế công bố tỷ giá theo động thái hàng ngày của thị trƣờng ngoại tệ. Ngân hàng Nhà nƣớc (NHNN) đã thực hiện tốt chính sách điều hành tỷ giá theo định hƣớng của Chính phủ: vừa theo thị trƣờng, vừa có can thiệp khi cần thiết. Việc điều chỉnh này đã tác động rất tích cực đối với thị trƣờng tiền tệ. Tỷ giá giữa các ngoại tệ với VND đã đƣợc duy trì tƣơng đối ổn định trong nhiều năm. Từ 1996 đến 2006, VND đã đƣợc điều chỉnh theo hƣớng hạ giá VND liên tục. Tuy nhiên, VND vẫn có những biểu hiện đƣợc đánh giá cao hơn thực tế. Đầu năm 2007 cho đến nay, VND có xu hƣớng lên giá liên tục do 2 nguyên nhân chính: nguồn cung ngoại tệ từ nƣớc ngoài vào VN tăng mạnh và ứ đọng tại các NHTM; trên thế giới, đồng USD liên tục xuống giá kéo dài. Đến hết quý I năm 2008, tỷ giá VND/USD tiếp tục có chiều hƣớng giảm. Nhƣng đến giữa năm 2008, tỷ giá biến động rất mạnh, đỉnh điểm là vào ngày 19/06/2009. Đứng trƣớc cơn khủng hoảng tài chính – tiền tệ toàn cầu hiện nay, mặc dù lạm phát trong nƣớc năm qua đạt tới mức 2 con số, nhƣng Việt Nam vẫn có xu hƣớng điều chỉnh tỷ giá có lợi cho xuất khẩu nhằm cứu tăng trƣởng. 30 II. Tổng quan hoạt động xuất khẩu dầu thô của Việt Nam giai đoạn 1991-2009. 1. Lịch sử hình thành và phát triển của ngành Dầu khi. Năm 1975, ngay sau ngày thống nhất hai miền Nam Bắc, ngày 3/9/1975 đã đánh dấu một bƣớc phát triển mới của ngành Dầu khí - Tổng cục Dầu mỏ và Khí đốt Việt Nam đƣợc thành lập trên cơ sở Liên đoàn địa chất 36 và một bộ phận thuộc Tổng cục Hoá chất. Sau 5 năm kể từ khi phát hiện khí ngày 25/7/1976, dòng khí công nghiệp ở mỏ khí Tiền Hải đã đƣợc khai thác để đƣa vào phục vụ cho phát điện và công nghiệp địa phƣơng tỉnh Thái Bình. Ngày 19/06/1981, Xí nghiệp Liên doanh Dầu khí Việt-Xô (Vietsovpetro) đƣợc thành lập.Những nghiên cứu và khảo sát tìm kiếm vào tháng 5/1984 đã cho thấy có thể có khả năng khai thác dầu thƣơng mại trên các cấu tạo Bạch Hổ, Rồng. Ngày 6/11/1984 hạ thuỷ chân đế giàn khoan dầu khí đầu tiên của Việt Nam (MSP-1) tại mỏ Bạch Hổ và ngày 26/6/1986 đã đi vào lịch sử khai thác dầu khí Việt Nam khi Xí nghiệp Liên doanh Dầu khí Việt-Xô đã khai thác tấn dầu đầu tiên tại mỏ Bạch Hổ từ giàn MSP-1 và đã có tên trong danh sách các nƣớc khai thác và xuất khẩu dầu thô thế giới, khẳng định một tƣơng lai phát triển đầy hứa hẹn của cho ngành công nghiệp dầu khí đất nƣớc. Kể từ ngày 26/6/1986 đến hết tháng 10/2008, ngành Dầu khí đã khai thác đƣợc trên 280 triệu tấn dầu thô và trên 45 tỷ mét khối khí, mang lại doanh thu gần 60 tỉ USD, nộp ngân sách nhà nƣớc trên 36 tỷ USD, tạo dựng đƣợc nguồn vốn chủ sở hữu trên 100 nghìn tỷ đồng. Tháng 4/1990, Tổng cục Dầu khí Việt Nam đƣợc sáp nhập vào Bộ Công nghiệp nặng. Tháng 6/1990, Tổng Công ty Dầu khí Việt Nam (Vietnam Oil & Gas Corporation – Petrovietnam) đƣợc tổ chức lại trên cơ sở các đơn vị cũ của Tổng cục Dầu khí Việt Nam. Tháng 5/1992, Tổng Công ty Dầu khí Việt Nam tách khỏi Bộ Công 31 nghiệp nặng và trực thuộc Thủ tƣớng Chính phủ nƣớc CHXHCN Việt Nam, trở thành Tổng công ty Dầu khí quốc gia với tên giao dịch quốc tế là Petrovietnam. Ngày 29/5/1995, Thủ tƣớng Chính phủ nƣớc CHXHCN Việt Nam quyết định thành lập Tổng Công ty Nhà nƣớc với tên giao dịch quốc tế là Petrovietnam. Năm 2001 đánh dấu cột mốc xuất khẩu 100 triệu tấn dầu thô. Ngày 28/11/2005, Nhà máy Lọc dầu Dung Quất - nhà máy lọc dầu đầu tiên của Việt Nam đƣợc khởi công xây dựng với tổng vốn đầu tƣ là 2,5 tỉ USD. Tháng 8/2006 - Tập đoàn Dầu khí Việt Nam đƣợc Thủ tƣớng Chính phủ nƣớc CHXHCN Việt Nam quyết định là Công ty mẹ - Tập đoàn Dầu khí Việt Nam (gọi là Tập đoàn Dầu khí Việt Nam) theo Quyết định số 199/2006/QĐ- TTg ngày 29 tháng 8 năm 2006. Tên giao dịch quốc tế là VIETNAM OIL AND GAS GROUP; gọi tắt là Petrovietnam, viết tắt là PVN. Với đóng góp hơn 30% vào ngân sách quốc gia và gần 20% vào GDP của cả nƣớc cùng những bƣớc phát triển mới trong lĩnh vực lọc hoá dầu, khí điện đạm… ngành dầu khí thực sự là đầu tàu, là chỗ dựa vững chắc của nền kinh tế nƣớc nhà. 2. Thực trạng ngành Dầu khí hiện nay. 2.1. Tổng quan về hoạt động khai thác thương mại ngành dầu khí Việt Nam Kể từ khi giếng Bạch Hổ phát hiện có nhiều dầu khai thác thƣơng mãi đƣợc, đầu năm 1975 (nay là dầu khí song hành), công ty liên doanh Nga - Việt Vietsovpetro thiết lập năm 1984, cơ sở trung uơng tọa lạc ở Bà Rịa - Vũng Tàu, năm 1990 đã sản xuất 2.7 triệu tấn dầu thô và 0.5 tỉ m3 khí dầu. Năm 2000 mức sản xuất là 16.3 triệu tấn dầu thô và 1.5 tỉ m3 khí dầu. Năm 2001 mức sản xuất dầu thô giảm bớt vì giếng dầu Bạch Hổ cạn dần , nhƣng các năm 2008- 2009 đã phục hồi mức sản xuất khỏang 18 triệu tấn (400 000 32 thùng một ngày) nhờ đƣa vào sản xuất mỏ Cá Ngừ Vàng ở bồn Nam Côn Sơn và mỏ Phƣơng Đông ở bồn Cửu Long v.v… Dầu thô Việt Nam sản xuất đều xuất khầu hầu hết. Cả thảy hiện có 7 dự kiến làm nhà máy lọc dầu ở Việt Nam, trong đó hai dự án lớn nhất là nhà máy Dung Quất - Quảng Ngãi, chỉ mới bắt đầu họat động vào tháng 2 năm 2009 và đến tháng 10 năm 2009 mới hoàn tất lọc đƣợc 140 000 thùng dầu thô một ngày… Tháng 5 năm 2008 đã khởi công xây dựng nhà máy lọc dầu thứ hai ở khu công nghệ kinh tế Nghi Sơn, tỉnh Thanh Hóa, tƣơng đối lớn hơn Dung Quất đôi chút, chừng 150 000 thùng/ngày. Biểu đồ 2.1: Sản xuất dầu lửa và khí đốt Việt Nam giai đoạn 1986- 2025 Theo số liệu thu thập vào tháng 6, 2007 thì hiện Việt Nam sản xuất khoảng 362 ngàn thùng dầu thô mỗi ngày, một con số rất khiêm tốn so với các nƣớc trong khu vực . Sản lƣợng dầu mỏ do Trung Quốc sản xuất gấp 10, 6 lần, do Indonesia sản xuất gấp 3 lần, do Ấn Độ sản xuất gấp 2,3 lần, do Malaysia sản xuất gấp 2 lần. Trong số các nƣớc ASEAN có biển, VN đứng gần với Thái, chỉ trên Brunei và Singapore. Bắt đầu từ khoảng 2004, sản lƣợng khai thác đƣợc đã bắt đầu đi theo đà suy giảm rõ rệt. Năm 2004 đƣợc 20.35 triệu tấn, năm 2005 giảm xuống còn 18.84 triệu tấn, năm 2006 còn 33 17.25 triệu tấn và năm 2007 ƣớc lƣợng chỉ có 16.12 triệu tấn. Nếu không tìm đƣợc các nguồn dầu lửa mới, và nếu không tính các nguồn dầu khai thác ở nƣớc ngoài, thì sản lƣợng dầu mỏ khai thác đƣợc của Việt Nam đƣợc dự báo sẽ liên tục suy giảm và chỉ còn khoảng 3 triệu tấn/năm vào năm 2025. Biểu đồ 2.2: Các nƣớc sản xuất dầu mỏ chính trong khu vực Châu Á- Thái Bình Dƣơng 2.2. Hoạt động khai thác và xuất khẩu ngành dầu khí những năm gần đây: Trong năm 2005, tổng kim ngạch xuất khẩu toàn ngành dầu khí đạt trên 7 tỷ USD, tăng hơn so với mức kỷ lục đã đạt năm 2004 tới gần 1,33 tỷ USD. Ngành dầu khí cũng đã nộp ngân sách Nhà nƣớc trên 50.000 tỷ đồng, tăng 1.850 tỷ đồng so với năm 2004 . 34 Bảng 2.1 Lƣợng và Kim Ngạch xuất khẩu dầu thô qua các năm Năm Lƣợng Dầu XK 1000T Kim ngạch XK Dầu Triệu Đô 1989 1514 199.1 1990 2617 468.4 1991 3917 581.4 1992 5446 805.7 1993 6153 843.9 1994 6949 866.8 1995 7652 1033.1 1996 8705 1369.1 1997 9638 1423.4 1998 12145 1232.2 1999 14882 2091.6 2000 15424 3502.7 2001 16731.6 3125.6 2002 16876.4 3270 2003 17142.5 3821 2004 19500.6 5670.6 2005 17967 7373.5 Nguồn www.gso.gov.vn Trong năm 2006, doanh thu toàn tập đoàn Dầu khí Quốc gia Việt Nam đạt 180.188 tỷ đồng (tƣơng đƣơng 11 tỷ USD), bằng 168,7% kế hoạch năm, tăng 17,5% so với c ùng kỳ và chiếm xấp xỉ 18% GDP của cả nƣớc. Kim ngạch xuất khẩu dầu thô đạt trên 8,3 tỷ USD. Tập đoàn cũng đã nộp ngân sách Nhà nƣớc 80.060 tỷ đồng, bằng 175% kế hoạch năm, tăng 35 26,7% so với cùng kỳ, chiếm 28,5% tổng thu ngân sách nhà nƣớc. Trong năm 2007, Tập đoàn Dầu khí quốc gia Việt Nam chính thức ra mắt và bắt đầu triển khai hoạt động theo cơ chế vận hành mới “Công ty mẹ - Công ty con”, từng bƣớc hoàn thành các mục tiêu trong Chiến lƣợc phát triển đã đƣợc Chính phủ phê duyệt năm 2007, Tập đoàn Dầu khí quốc gia Việt Nam đã khai thác 24,8 triệu tấn dầu khí qui đổi, tiếp tục đẩy mạnh các dự án thăm d ò dầu khí trong nƣớc và nƣớc ngoài, phấn đấu ký thêm 6 - 7 hợp đồng dầu khí mới ở các lô còn mở, gia tăng trữ lƣợng dầu khí từ 35- 40 triệu tấn qui dầu, đẩy mạnh thi công các công tr ình trọng điểm của Nhà nƣớc và của ngành, tăng cƣờng phát triển các loại hình sản xuất kinh doanh (kinh doanh phân phối sản phẩm, dịch vụ kỹ thuật, thƣơng mại, tài chính…). Năm 2007 Petro Việt Nam xuất khẩu đạt 15,81 triệu tấn dầu thô, với kim ngạch xuất khẩu đạt mức kỷ lục 8,85 tỉ USD Biểu đồ 2.3 Lƣợng và kim ngạch xuất khẩu dầu thô qua các năm Lượng và Kim Ngạch Xuất Khẩu Dầu Thô Qua Các Năm 0 5000 10000 15000 20000 25000 1989199019911992 19931994199519961997199819992000200120022003 20042005 Năm 10 00 T 0 1000 2000 3000 4000 5000 6000 7000 8000 Triệu USD Lượng Dầu XK 1000T Kim Ngạch XK Nguồn : www.gso.gov.vn Trong năm 2008, công ty này đã đạt mức doanh thu trên 250.000 tỷ đồng. Kim ngạch xuất khẩu đạt mức kỷ lục mới 11,15 tỷ USD, bằng 146,7% kế hoạch năm 2008, tăng 26,7% so với năm 2007, chiếm trên 18% tổng kim ngạch xuất khẩu cả nƣớc. Trong năm 2008, công tác phát triển mỏ và khai 36 thác dầu khí đƣợc triển khai tích cực. Tập đoàn đã đƣa 5 mỏ dầu khí mới vào khai thác và hoàn tất 1 đề án mở rộng phát triển mỏ, gồm: Cá Ngừ Vàng (25/7/2008), Phƣơng Đông (24/8/2008), Sƣ Tử Vàng (14/10/2008), Sông Đốc (24/11/2008); mỏ khí - Bunga Orkid (29/7/2008) và hoàn tất đề án phát triển giai đoạn 2 mỏ Rạng Đông. Tuy nhiên, đây cũng chỉ là các mỏ nhỏ với tổng trữ lƣợng khoảng 110-150 triệu tấn, do đó Tập đoàn tiếp tục thăm dò vùng cận biên để gia tăng trữ lƣợng. Hiện nay Petro Vietnam đang tiếp tục đẩy mạnh hoạt động đầu tƣ dầu khí ra nƣớc ngoài. Tập đoàn này vừa đã ký kết đƣợc 16 dự án (Đông Nam Á: 6 dự án, Trung Đông và châu Phi: 6 dự án, châu Mỹ: 4 dự án), trong đó có 2 dự án đã cho dầu (tại Malaixia và Algeria). Đặc biệt, theo kế hoạch, đến cuối 2012, Tập đoàn sẽ khai thác dầu tại Venezuela và đến 2014, sản lƣợng dầu khai thác tại đây sẽ đạt khoảng 10 triệu tấn/năm. Sáu tháng đầu năm 2009, xuất khẩu dầu thô đạt 8,35 triệu tấn, tăng 18% so với cùng kỳ. Tuy nhiên, do giá dầu thô trung bình trong 6 tháng qua chỉ ở mức 54 USD/thùng, bằng 1/2 giá dầu thô trung bình cùng kỳ nên kim ngạch xuất khẩu dầu thô 6 tháng qua là 3,38 tỷ USD, giảm 2,22 tỷ USD so với cùng kỳ năm 2008. Trong những tháng còn lại của năm, tập đoàn phấn đấu nỗ lực để đạt chỉ tiêu khai thác dầu khí cả năm 2009 là 24 triệu tấn quy dầu, xuất khẩu 12,5 triệu tấn dầu thô và condensate, cung cấp 3,5 triệu tấn dầu thô làm nguyên liệu cho Nhà máy Lọc dầu Dung Quất. PetroVietnam đã ký đƣợc 9 hợp đồng dầu khí; ký 3 thỏa thuận hợp tác và 2 thỏa thuận nghiên cứu chung về tiềm năng dầu khí với các công ty dầu khí quốc gia của các nƣớc: Nicaragua, Bolivia, Argentina; hoàn tất ký hợp đồng thành lập Liên doanh điều hành chung phát triển khai thác lô 433a & 416b-Algieria...Từ nay đến cuối năm, PetroVietnam sẽ đàm phán với Tập đoàn Điện lực Việt Nam về hợp đồng mau bán điện Cà Mau và Nhơn Trạch 1 và các hợp đồng khung về mua bán điện cho các dự án Tập đoàn đang triển khai đầu tƣ xây dựng; đàm 37 phán với Tập đoàn công nghiệp Than và Khoáng sản Việt Nam về hợp đồng mua than cho Nhà máy nhiệt điện Thái Bình 2 và Vũng Áng 1; tiếp tục triển khai đề án mua mỏ/nhập khẩu than cho các nhà máy nhiện điện của Tập đoàn.Ngoài ra, PetroVietnam cũng sẽ đƣa 4 mỏ mới vào khai thác, trong đó 2 mỏ trong nƣớc là: Nam Rồng-Đồi Mồi dự kiến vào quý IV/09 và Pearl (Nhà thầu Petronas) dự kiến vào tháng 9/2009. Ở nƣớc ngoài là 2 mỏ là: D30 (Malaysia) dự kiến vào ngày 30/10/09 và mỏ Dana (lô SK 305 ở Malaysia) dự kiến vào ngày 30/11/2009. 38 CHƢƠNG III. KIỂM ĐỊNH SỰ TÁC ĐỘNG LẪN NHAU CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI USD/VND VÀ KIM NGẠCH XUẤT KHẨU DẦU THÔ VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 1991-2005 BẰNG MÔ HÌNH I. Xây dựng mô hình tỷ giá tác động lên kim ngạch xuất khẩu dầu. Mô hình nhằm mục đích lƣợng hóa sự tác động của tỷ giá thực tế lên tỷ giá danh nghĩa trong vòng 15 năm kể từ năm 1991 cho đến năm 2005 lên kim ngạch xuất khẩu dấu. Các số liệu đƣợc dùng ở đây là các số liệu đƣợc về tỷ giá đƣợc tìm thấy ở website của Cục thống kê Việt Nam www.gso.gov.vn và các số liệu về GDP sức mua tƣơng đƣơng của Việt Nam và Hoa Kỳ đƣợc tìm thấy từ nguồn của IMF tại trang web: Mô hình gồm các biến : Biến phụ thuộc là kimngachxk ( triệu USD), các biến độc lập là luongxk (1000T) , tygia là biểu hiện của tỷ giá E danh nghĩa, và tygia1 = tỷ giá thực tế xác định bằng phƣơng pháp ngang giá sức mua PPP. Ta thành lập một mô hình theo dạng hàm Cobb Douglas : Kimngachxk=α.luongxka.tygiab.tygia1c +Vi(0). Nhằm lƣợng hóa đƣợc độ tăng của tỷ giá danh nghĩa và thực tế ảnh hƣởng thế nào đối với kim ngạch xuất khẩu dầu. Sau khi Logarit hóa ta đƣợc Lnkimngachxk=β+alnluongxk+blntygia+clntygia1+Ui (1). Ngoài ra ta còn hồi quy với mô hình không có lƣợng xuất khẩu dầu mà chỉ có sự tác động của tỷ giá thực tế và danh nghĩa lên kim ngạch Lnkimngachxk=β+blntygia+clntygia1+Ui (2). 39 1. Hồi quy mô hình 1: Hồi quy theo phƣơng pháp OLS qua Eviews đƣợc bảng kết quả: Dependent Variable: LNKIMNGHACHXK Method: Least Squares Date: 07/03/09 Time: 13:22 Sample: 1991 2005 Included observations: 15 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNLUONGXK 0.433774 0.423044 1.025365 0.3272 LNTYGIA1 -3.470156 1.292724 -2.684375 0.0212 LNTYGIA -0.251239 0.093232 -2.694786 0.0209 C 17.28028 8.095532 2.134546 0.0561 R-squared 0.943588 Mean dependent var 7.522896 Adjusted R-squared 0.928202 S.D. dependent var 0.783773 S.E. of regression 0.210012 Akaike info criterion -0.060121 Sum squared resid 0.485158 Schwarz criterion 0.128692 Log likelihood 4.450909 F-statistic 61.33085 Durbin-Watson stat 1.221441 Prob(F-statistic) 0.000000 Mô hình hồi quy tổng thể : (PRM) Lnkimngachxk=β+alnluongxk+blntygia+clntygia1+Ui (1). Mô hình hồi quy mẫu:(SRM) Lnkimngachxk=17.28028+0.433774lnluongxk-0.251239lntygia- 3.470156lntygia1+ei ( ei là ƣớc lƣợng của Ui) Với ý nghĩa: 40 a= 0.433774 có ý nghĩa là nếu luongxk tăng 1 % thì kimngachxk tăng 0.433774 % b= -0.251239 có ý nghĩa là nếu tygia tăng 1 % thì kimngachxk giảm 0.251239 % c= -3.470156 có ý nghĩa là tygia tăng 1 % thì kimngachxk giảm 3.4701 % 1.1. Kiểm định Hệ số với mức ý nghĩa 5%: Kiểm định giả thiết : 0: 0:0 H H Miền bác bỏ W : t > 2.201 Tiêu chuẩn kiểm định :T-statistic- |T-statistic| > )11( 025.0 )415( 2/ tt =2.201 Dependent Variable: LNKIMNGHACHXK Method: Least Squares Date: 07/03/09 Time: 13:22 Sample: 1991 2005 Included observations: 15 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNLUONGXK 0.433774 0.423044 1.025365 0.3272 LNTYGIA1 -3.470156 1.292724 -2.684375 0.0212 LNTYGIA -0.251239 0.093232 -2.694786 0.0209 C 17.28028 8.095532 2.134546 0.0561 Dựa theo số liệu trên có thể kết luận 41 -Các hệ số của 2 biến Lntygia và lntygia1 đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% -Các hệ số chặn và hệ số của biến Luongxk không có ý nghĩa thông kê với mức ý nghĩa 5% 1.2. Độ phù hợp của mô hình: Kiểm định giả thiết : 0: 0: 2 2 0 RH RH ( 0H : Mô hình không phù hợp ; H : Mô hình phù hợp ) W = ( ;)415,14(05.0f ) = ;)11,3(05.0f ) = (3.59; ) Tiêu chuẩn kiểm định: F-statistic F-statistic 61.33085 Vậy mô hình (1) là phù hợp. Kết luận từ Mô hình 1: Các hệ số của biến tỷ giá danh nghĩa là tygia và tỷ giá thực tế là tygia1có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% tức là có quan hệ tác động lẫn nhau với biến kim ngạch xuất khẩu dầu kimngachxk . Không thực sự có ý nghĩa khi thống kê biến luongxk khi nghiên cứu sánh đôi với cặp biến tỷ giá thực tế và tỷ giá danh nghĩa ở mức ý nghĩa 5% . Từ đó ta tập trung nghiên cứu vào mô hình 2 với sự loại bỏ biến luongxk mà chỉ giữ lại cặp biến về tỷ giá là tygia và tygia1. 42 2. Hồi quy mô hình 2: Dependent Variable: LNKIMNGHACHXK Method: Least Squares Date: 07/03/09 Time: 13:29 Sample: 1991 2005 Included observations: 15 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNTYGIA -0.243517 0.093126 -2.614929 0.0226 LNTYGIA1 -4.745411 0.353350 -13.42976 0.0000 C 25.40596 1.657980 15.32345 0.0000 R-squared 0.938196 Mean dependent var 7.522896 Adjusted R-squared 0.927895 S.D. dependent var 0.783773 S.E. of regression 0.210462 Akaike info criterion -0.102171 Sum squared resid 0.531529 Schwarz criterion 0.039439 Log likelihood 3.766284 F-statistic 91.08066 Durbin-Watson stat 1.193513 Prob(F-statistic) 0.000000 Mô hình hồi quy tổng thể : (PRM) Lnkimngachxk=β+blntygia+clntygia1+Ui (1). Mô hình hồi quy mẫu:(SRM) Lnkimngachxk=25.40596-0.243517lntygia-4.745411lntygia1+ei Với ý nghĩa: b= -0.24357 có ý nghĩa là nếu tygia tăng 1 % thì kimngachxk giảm 0.24351 % c= -4.745411 có ý nghĩa là tygia tăng 1 % thì kimngachxk giảm 4.745411 % 2.1. Kiểm định Hệ số với mức ý nghĩa 5%: 43 Kiểm định giả thiết : 0: 0:0 H H Miền bác bỏ W : t > )12( 025.0 )315( 2/ tt = 2.179 Tiêu chuẩn kiểm định :T-statistic |T-statistic| > )12( 025.0 )315( 2/ tt =2.179 Dependent Variable: LNKIMNGHACHXK Method: Least Squares Date: 07/03/09 Time: 13:29 Sample: 1991 2005 Included observations: 15 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNTYGIA -0.243517 0.093126 -2.614929 0.0226 LNTYGIA1 -4.745411 0.353350 -13.42976 0.0000 C 25.40596 1.657980 15.32345 0.0000 Dựa vào bảng số liệu có thể kết luận: - Các hệ số của 2 biến Lntygia và lntygia1 đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. 2.2. Độ phù hợp của mô hình với mức ý nghĩa 5%: Kiểm định giả thiết : 0: 0: 2 2 0 RH RH ( 0H : Mô hình không phù hợp ; H : Mô hình phù hợp ) 44 Miền bác bỏ W =( ;)315,13(05.0f ) =( ;)12,2(05.0f )=(3.89; ) Tiêu chuẩn kiểm định: F-statistic=91.08. Vậy mô hình (2) là phù hợp với mức ý nghĩa 5%. 2.3. Cộng đa tuyến: Tiến hành hồi quy phụ của biến lntygia theo biến lntygia1 theo phƣơng pháp OLS bằng Eviews ta có bảng sau: Dependent Variable: LNTYGIA Method: Least Squares Date: 07/03/09 Time: 14:54 Sample: 1991 2005 Included observations: 15 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNTYGIA1 -1.101823 1.007014 -1.094148 0.2937 C 13.24029 3.301117 4.010853 0.0015 R-squared 0.084324 Mean dependent var 9.632726 Adjusted R-squared 0.013887 S.D. dependent var 0.631202 S.E. of regression 0.626804 Akaike info criterion 2.027200 Sum squared resid 5.107482 Schwarz criterion 2.121607 Kiểm định giả thiết : 0: 0:0 H H Vì prob của lntygia1 =0.2937>0.05 .Nên sự phụ thuộc của lntygia1 vào lntygia không có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%S\. 2.4. Tương tự quan: Durbin Watson stat =1.193513 45 Ta có DL(3-1,15)=0.946 DU(3-1,15)=1.543 0 Ld d u 4-d u 4-d L Ta có Durbin Watson stat =1.193513 )ud,(dd L không có kết luận về tự tƣơng quan Chƣa có thể kết luận mô hình có tự tƣơng quan hay không.Nên chưa có cơ sở kết luận dạng hàm sai. 2.5. Ramsey Test về bỏ sót biến với mức ý nghĩa 5%: Mô hình hồi quy mới : Lnkimngachxk= 1+ 2lntygia+ 3lntygia1+ FITTED 2 +Ui Ramsey RESET Test: F-statistic 2.768337 Probability 0.124343 Log likelihood ratio 3.367144 Probability 0.066509 Test Equation: Dependent Variable: LNKIMNGHACHXK Method: Least Squares Date: 07/03/09 Time: 15:14 Sample: 1991 2005 Included observations: 15 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNTYGIA 0.365000 0.375924 0.970942 0.3524 LNTYGIA1 6.612559 6.834358 0.967546 0.3541 46 C -26.75476 31.38794 -0.852390 0.4122 FITTED^2 0.159473 0.095847 1.663832 0.1243 R-squared 0.950622 Mean dependent var 7.522896 Adjusted R-squared 0.937156 S.D. dependent var 0.783773 S.E. of regression 0.196482 Akaike info criterion -0.193314 Sum squared resid 0.424657 Schwarz criterion -0.004501 Log likelihood 5.449856 F-statistic 70.59107 Durbin-Watson stat 1.374475 Prob(F-statistic) 0.000000 Giả định các hệ số của mô hình trên lần lƣợt là i . K Đ: 0: 0: 4 2 3 2 2 2 1 43210 H H ( 0H : Chƣa có cơ sở cho rằng mô hình thiếu biến ; H : Mô hình thiếu biến ) Miền bác bỏ W =( ;)415,1(05.0f )=(4.64; ) TCKĐ : Fqs = kn R m RR 2 3 22 3 1 = F-statistic=2.768337<Fqs=4.6 Chưa có cơ sở cho rằng mô hình thiếu biến. Kết luận : Mô hình 1 cho thấy không thực sự có ý nghĩa về mặt thống kê của biến luongxk khi nghiên cứu sánh đôi với cặp biến tỷ giá thực tế và tỷ giá danh nghĩa. Từ đó ta tập trung nghiên cứu vào mô hình 2. Kết quả từ mô hình 2 thu đƣợc và qua các kiểm định cho thấy : - Các hệ số hồi quy của biến lntygia ( tỷ giá danh nghĩa) và Lntygia1 tỷ giá thực tế đều có ý nghĩa thống kê tức có mối quan hệ giữa cặp đôi biến tỷ giá và biến kim ngạch xuất khẩu, các biến độc lập giải thích đƣợc 93,82% biến phụ thuộc. - Có sự tác động ngƣợc chiều nhau giữa cặp biến về độ tăng tỷ giá E là Lntygia và Lntygia1 so với biến độ tăng kim ngạch xuất khẩu dầu Lnkimngachxk thể hiện qua dấu của hệ số hồi quy ở cặp biến tỷ giá là âm. 47 - Kiểm định đa cộng tuyến cho thấy không có mối quan hệ rõ nét giữa tỷ giá thực tế và tỷ giá danh nghĩa . - Kiểm định tự tƣơng quan cho thấy chƣa có cơ sở kết luận về tự tƣơng quan do đó chƣa có cơ sở kết luận dạng hàm sai qua đó cho thấy dạng hàm hồi quy lƣợng hóa độ tăng của tỷ giá ảnh hƣởng đến độ tăng của kim ngạch xuất khẩu là có cơ sở . - Kiểm định Ramsey cho thấy chƣa có cơ sở kết luận rằng mô hình 2 thiếu biến giải thích cho thấy sự tác động mạnh mẽ của cặp biến tỷ giá lên kim ngạch xuất khẩu dầu. Vấn đề còn tồn tại: Mô hình 2 vẫn còn tồn tại các vấn đề cần giải quyết + Vấn đề đầu tiên là phƣơng pháp kiểm định nhân quả tỷ giá danh nghĩa và thực tế thật sự tác động lên kim ngạch xuât khẩu dầu hay ngƣợc lại? + Việc dấu của hệ số hồi quy của hai biến E tỷ giá(tygia,tygia1) luôn bé hơn 0 đặt ra câu hỏi về tính chính xác khi kết luận thu đƣợc (độ tăng kim ngạch xuất khẩu biến thiên ngƣợc chiều với cặp biến tỷ giá E ) này trái với các lý thuyết kinh tế cho rằng hiệu ứng tăng thu nhập từ lƣợng cầu tăng khi giá giảm lấn át dần hiệu ứng giảm thu nhập từ việc giảm thu nhập cận biên trên từng sản phẩm khi E tăng ,hay đồng nội tệ mất giá. Vì những lý do trên chúng tôi đặt ra giả thiết về sự tác động ngƣợc lại của kim ngạch xuất khẩu dầu lên cặp đôi biến tỷ giá tygia và tygia1 .Do đó nhóm nghiên cứu tiếp tục xây dựng mô hình thứ 3 để khảo sát về sự tác động ngƣợc này. Chúng ta có thể thấy kim ngạch xuất khẩu nếu dùng riêng rẽ sẽ chịu tác động của tỷ giá. Tuy nhiên, ở Việt Nam, việc xuất khẩu và nhập khẩu xăng dầu nói riêng hay máy móc thiết bị khai thác nói chung là do 1 doanh nghiệp thực hiện, đó là tap doan dau khi quoc gia VN Petrovietnam. Khi tỷ giá thấp, tức là đồng VND mạnh (lên giá), kim ngạch xuất khẩu dầu thô tính bằng USD 48 cũng không bị tác động. Xuất khẩu không bị ảnh hƣởng nhƣng nhập khẩu thiết bị khai thác hay xăng dầu đã chế biến lại diễn biến có lợi cho doanh nghiệp do Chính phủ trực tiếp điều hành. Vì vậy, doanh nghiệp sẽ khuyến khích nhập khẩu xăng dầu hay thiết bị phục vụ cho thăm dò khai thác. II. Xây dựng mô hình tác động của kim ngạch xuất khẩu lên tỷ giá. Mô hình mới nhằm mục đích lƣợng hóa sự tác động của kim ngạch xuất khẩu dầu và tỷ giá thực tế lên tỷ giá danh nghĩa trong vòng 15 năm kể từ năm 1991 cho đến năm 2005 . Các số liệu đƣợc dùng ở đây là các số liệu đƣợc về tỷ giá đƣợc tìm thấy ở website của Cục thống kê Việt Nam www.gso.gov.vn và các số liệu về GDP sức mua tƣơng đƣơng của Việt Nam và Hoa Kỳ đƣợc tìm thấy từ nguồn của IMF tại trang web Mô hình gồm các biến : Biến phụ thuộc tygia là biểu hiện của tỷ giá E danh nghĩa , các biến độc lập là là kimngachxk ( triệu USD), và tygia1 = tỷ giá thực tế xác định bằng phƣơng pháp ngang giá sức mua PPP. Ta thành lập một mô hình theo dạng hàm Cobb Douglas : Tygia=α.kimngachxkb.tygia1c +Vi(0). Nhằm lƣợng hóa đƣợc độ tăng của tỷ giá danh nghĩa và thực tế ảnh hƣởng thế nào đối với kim ngạch xuất khẩu dầu Sau khi Logarit hóa ta đƣợc Lntygia=β+blnkimngachxk+clntygia1+Ui (3) Dựa vào dạng hàm của mô hình thứ 3 này này ta tiến hành hồi quy theo phƣơng pháp OLS . Kết quả hồi quy bằng Eviews cho ta bảng sau. 49 Mô hình hồi quy tổng thể (PRM) : Lntygia=β+blnkimngachxk+clntygia1+Ui (1). Mô hình hồi quy mẫu:(SRM) Lntygia=66.89754-7.775355lntygia1-1.490593lnkimngachxk+ei Với ý nghĩa: b= -7.775355 có ý nghĩa là nếu tygia1 giảm 1 % thì tygia tăng 7.75355 % c= -1.490593 có ý nghĩa là tygia tăng 1 % thì kimngachxk giảm 1.490593 % 1. Kiểm định Hệ số với mức ý nghĩa 5%: Kiểm định giả thiết : 0: 0:0 H H Dependent Variable: LNTYGIA Method: Least Squares Date: 07/10/09 Time: 15:21 Sample: 1991 2005 Included observations: 15 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNTYGIA1 -7.775355 2.685698 -2.895096 0.0134 C 66.89754 20.70202 3.231450 0.0072 LNKIMNGACHXK -1.490593 0.570032 -2.614929 0.0226 R-squared 0.416700 Mean dependent var 9.632726 Adjusted R-squared 0.319484 S.D. dependent var 0.631202 S.E. of regression 0.520700 Akaike info criterion 1.709572 Sum squared resid 3.253544 Schwarz criterion 1.851182 Log likelihood -9.821789 F-statistic 4.286308 Durbin-Watson stat 2.362284 Prob(F-statistic) 0.039387 50 Miền bác bỏ W : t > )12( 025.0 )315( 2/ tt = 2.179 Tiêu chuẩn kiểm định :T-statistic |T-statistic| > )12( 025.0 )315( 2/ tt =2.179 Dựa vào bảng số liệu có thể kết luận: - Các hệ số của 2 biến Lnkimngachxk và lntygia1 đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. 2. Độ phù hợp của mô hình với mức ý nghĩa 5%: Kiểm định giả thiết : 0: 0: 2 2 0 RH RH ( 0H : Mô hình không phù hợp ; H : Mô hình phù hợp ) Miền bác bỏ W =( ;)315,13(05.0f ) =( ;)12,2(05.0f ) =(3.89; ) Tiêu chuẩn kiểm định: F-statistic=4.286308 Dependent Variable: LNTYGIA Method: Least Squares Date: 07/10/09 Time: 15:21 Sample: 1991 2005 Included observations: 15 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNTYGIA1 -7.775355 2.685698 -2.895096 0.0134 C 66.89754 20.70202 3.231450 0.0072 LNKIMNGACHXK -1.490593 0.570032 -2.614929 0.0226 51 Vậy mô hình (2) là phù hợp với mức ý nghĩa 5%. 3. Tự tƣơng quan với mức ý nghĩa 5%: Durbin Watson stat =2.362284 Ta có DL(3-1,15)=0.946 DU(3-1,15)=1.543 4-DL=3.054 4-DU=2.457 0 Ld d u 4-d u 4-d L Ta có Durbin Watson stat =2.362284 )d-,4 U (dd U không có tự tƣơng quan Có thể kết luận mô hình không có tự tƣơng quan hay không.Nên chưa có cơ sở kết luận dạng hàm sai. 4. Ramsey Test về bỏ sót biến với mức ý nghĩa 5%: Mô hình hồi quy mới : Lntygia= 1+ 2lnkimngachxk+ 3lntygia1+ FITTED 2 +Ui Ta rút R 2 3 từ mô hình mới 52 Ramsey RESET Test: F-statistic 42.57857 Probability 0.000043 Log likelihood ratio 23.74881 Probability 0.000001 Test Equation: Dependent Variable: LNTYGIA Method: Least Squares Date: 07/10/09 Time: 20:20 Sample: 1991 2005 Included observations: 15 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNTYGIA1 314.4212 49.39343 6.365648 0.0001 C -2509.060 394.8907 -6.353809 0.0001 LNKIMNGACHXK 60.48920 9.502322 6.365729 0.0001 FITTED^2 2.135442 0.327260 6.525225 0.0000 R-squared 0.880245 Mean dependent var 9.632726 Adjusted R-squared 0.847585 S.D. dependent var 0.631202 S.E. of regression 0.246424 Akaike info criterion 0.259651 Sum squared resid 0.667972 Schwarz criterion 0.448465 Log likelihood 2.052615 F-statistic 26.95143 Durbin-Watson stat 2.524843 Prob(F-statistic) 0.000023 Giả định các hệ số của mô hình trên lần lƣợt là i . K Đ: 0: 0: 4 2 3 2 2 2 1 43210 H H ( 0H :Chƣa có cơ sở cho rằng mô hình thiếu biến ; H : Mô hình thiếu biến ) Miền bác bỏ W =( ;)415,1(05.0f )=(4.64; ) TCKĐ : Fqs = kn R m RR 2 3 22 3 1 = F-statistic=42.57857>Fqs=4.64 Có cơ sở cho rằng mô hình thiếu biến. Điều này có thể giải thích đƣợc khi tỷ giá hối đoái danh nghĩa còn đƣợc xác định bởi hàng loạt biến khác nhƣ cung cầu ngoại tệ nội tệ ,vv….. 53 5. Dự báo Kết luận : Kết quả từ mô hình 3 thu đƣợc và qua các kiểm định cho thấy : - Các hệ số hồi quy của biến lntygia1 ( tỷ giá thực tế) và lnkimngachXK đều có ý nghĩa thống kê tức có sự tác động thực tế của kim ngạch xuất khẩu dầu và tỷ giá thực tế lên biến tỷ giá danh nghĩa. - Có sự tác động ngƣợc chiều nhau giữa biến tỷ giá danh nghĩa tygia và tygia1 điều này tuy trái với lý thuyết kinh tế nhƣng đƣợc giải thích bởi 2 xu hƣớng tại tình hình thực tế ở Việt Nam khi mà khoảng cách giữa GDP sức mua tuơng đƣơng và Mỹ ngày càng thu hẹp trong khi đó tỷ giá dang nghĩa VND do NHTW quy định biến động theo biên độ càng có khuynh hƣớng tăng lên để về với mức giá thật của mình. Vì 2 lý do trên nên xuất hiện sự biến động trái chiều này. - Có sự tác động trái chiều nhau giữa kim ngạch xuất khẩu dầu và tỷ giá danh nghĩa điều này là phù hợp với lý thuyết cho rằng việc tăng cƣờng xuất khẩu góp phẩn làm tăng giá đồng nội tệ tức làm giảm tỷ giá hối đoái danh nghĩa E và ngƣợc lại. 7 8 9 10 11 12 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 LNTYGIAF Forecast: LNTYGIAF Actual: LNTYGIA Forecast sample: 1991 2005 Included observations: 15 Root Mean Squared Error 0.465728 Mean Absolute Error 0.347609 Mean Abs. Percent Error 3.492749 Theil Inequality Coefficient 0.024140 Bias Proportion 0.000000 Variance Proportion 0.215419 Covariance Proportion 0.784581 54 - Kiểm định tự tƣơng quan cho thấy không có cơ sở kết luận về tự tƣơng quan do đó chƣa có cơ sở kết luận dạng hàm sai qua đó cho thấy dạng hàm hồi quy lƣợng hóa độ tăng của tỷ giá ảnh hƣởng đến độ tăng của kim ngạch xuất khẩu là có cơ sở . - Kiểm định Ramsey cho thấy có cơ sở kết luận rằng mô hình 2 thiếu biến giải thích cho thấy tỷ giá danh nghĩa phụ thuộc nhiều yếu tố khác 55 LỜI KẾT Trong quá trình nghiên cứu về sự tác động lẫn nhau của tỷ giá USD/VND và kim ngạch xuất khẩu dầu thô của Việt Nam lấy số liệu mẫu 15 năm (1990-2005) với phƣơng pháp áp dụng kinh tế lƣợng nhằm lƣợng hóa mối quan hệ giữa hai biến số kinh tế trên, nhóm tác giả đã đạt đƣợc một số kết quả sau: - Tồn tại mối quan hệ tác động của tỷ giá danh nghĩa và tỷ giá thực tế lên kim ngạch xuất khẩu dầu thô dƣới biểu hiện của độ tăng về phần trăm của các biến tỷ giá ảnh hƣởng lên độ tăng về phần trăm của kim ngạch xuất khẩu dầu thô. - Tỷ giá hối đoái danh nghĩa và tỷ giá hối đoái thực tế tác động lên kim ngạch xuất khẩu dầu theo hƣớng trái chiều nghịch biến , với khảo sát mẫu trong vòng 15 năm , kết quả từ mô hình 2 minh họa cho mối quan hệ này qua các kiểm định với mức ý nghĩa 5% cho thấy chƣa có cơ sở để bác bỏ tính đúng đăn của dạng hàm và các hệ số đã hồi quy . - Tồn tại mối quan hệ theo chiều hƣớng ngƣợc lại của sự tác động của kim ngạch xuất khẩu dầu thô và tỷ giá thực tế lên tỷ giá danh nghĩa về mặt độ tăng phần trăm minh hoạ bởi mô hình 3. - Sự tác động của kim ngạch xuất khẩu dầu lên tỷ giá là một sự tác động trái chiều với khảo sát mẫu trong vòng 15 năm , qua đó giải thích đƣợc phần nào vai trò quan trọng của kim ngạch xuất khẩu dầu từ lâu chiếm tỷ trọng lớn trong quan hệ xuất nhập nhẩu của Việt Nam. Do hạn chế về khuôn khổ đề tài và thời gian nghiên cứu, đề tài vẫn còn tồn tại những hạn chế nhƣ: chƣa đề cập tới giải pháp về việc điều hành tỷ giá nhằm nâng cao kim ngạch xuất khẩi của Việt Nam đối với mặt hàng dầu thô. 56 Nhóm đề tài hy vọng sẽ hoàn thiện hơn các khảo sát về mô hình của mình trong việc mở rộng mẫu và lƣợng hóa chính xác mối quan hệ giữa hai biến số kinh tế này, đồng thời cũng mong muốn sẽ có thể mở rộng và đi sâu trong những nghiên cứu tiếp theo về các giải pháp điều hành và sử dụng công cụ tỷ giá hối đoái nhằm đẩy mạnh kim ngạch xuất khẩu một số mặt hàng chủ lực của Việt Nam. 57 TÀI LIỆU THAM KHẢO I. Tài liệu trong nƣớc: 1. PGS.TS Nguyễn Văn Tiến (2005), “Tài chính quốc tế hiện đại trong nền KT mở- Đánh giá chính sách tỷ giá của VN sau 20 năm đổi mới”, NXB Thống kê. 2. PGS.TS Trần Hoàng Ngân (2007), Giáo trình “Thanh toán quốc tế”, NXB Thống kê. 3. Nguyễn Minh Dƣơng (2008), Luận văn thạc sĩ kinh tế “ Giải pháp điều hành chính sách tỷ giá ở Việt Nam”, ĐH Kinh tế Tp.HCM. 4. Nguyễn Thị Thanh Thảo (2005), Luận văn “ Phân tích tác động của tỷ giá hối đoái tới hoạt động xuất nhập khẩu nông sản thực phẩm An Giang”, Đại học An Giang. 5. PGS. TS. Trần Ngọc Thơ, “Phương pháp luận xây dựng lộ trình tự do hóa tài chính VN giai đoạn 2001- 2010”, Đề tài NCKH cấp Bộ. 6. PGS. TS. Trần Ngọc Thơ – TS. Nguyễn Ngọc Định, “Tài chính quốc tế”, NXB Thống Kê 2001. 7. PGS.TS Lê Thanh Cƣờng, “Quan hệ bộ ba trong hoạt động xuất khẩu”, Tạp chí “Kinh tế đối ngoại” số tháng 10-2005, ĐH Ngoại thƣơng. 8. Bản thảo " Sự Thăng Giáng của Giá Dầu, An Ninh Năng Lượng và Tranh Chấp Biển Đông". 9. “Báo cáo phân tích cổ phiếu ngành dầu khí” - Công ty cổ phần chứng khoán Tràng An. II. Các websites: 1. Website Tổng cục Thống kê: 58 2. Website Th ời b áo kinh t ế Vi ệt nam: 3. Website Thời báo kinh tế Sài Gòn: 4. Chuyên đề phân tích "VIỆT NAM 20 NĂM ĐỔI MỚI VÀ PHÁT TRIỂN 1986-2005" của Tổng cục thống kê: =43262. 5. Trang thông tin về Dầu khí Việt Nam: ầu-khí/ 6. Diễn đàn Công nghệ Dầu khí: 7. Ngân hàng Nhà nƣớc Việt Nam 8. Ngân hàng thƣơng mại cổ phần ngoại thƣơng Việt Nam 9. Ngân hàng thƣơng mại cổ phần kĩ thƣơng Việt Nam 10. Trƣờng Đại học kinh tế Tp.HCM

Các file đính kèm theo tài liệu này:

  • pdfQuan hệ tác động giữa tỷ giá hối đoái usd-vnd và kim ngạch xuất khẩu dầu thô của việt nam giai đoạn 1990 - 2005.pdf
Luận văn liên quan