Khóa luận Ứng dụng mô hình vector tự hồi quy (var) để phân tích mối quan hệ giữa tỷ lệ lạm phát và tỷ giá hối đoái trong nền kinh tế Việt Nam

hiệu quả: Trong thời gian vừa qua để hỗ trợ tăng trưởng kinh tế Chính phủ đã có kế hoạch nâng cấp cơ sở hạ tầng đất nước, điều này dẫn đến liên tục bội chi ngân sách trong nhiều năm. Nguồn thu ngân sách không đáp ứng đủ nhu cầu chi tiêu của Chính phủ. Vay nợ là một trong những giải pháp mà chính phủ lựa chọn để bù đắp thâm hụt ngân sách. Phần lớn nguồn vay nợ của Chính phủ là vay nợ nước ngoài trong dài hạn. Chính phủ thực hiện chính sách tài khóa nới lỏng đã kích thích sản xuất kinh doanh phát triển, nền kinh tế dần lấy lại được tốc độ tăng trưởng cao nhưng kéo theo đó CPI cũng gia tăng. Vốn đầu tư chảy vào nền kinh tế chủ yếu thông qua kênh dẫn là các doanh nghiệp nhà nước (DNNN) và dự án đầu tư do nhà nước quản lý. Đầu tư nhiều song hiệu quả thấp cộng với tình trạng lãng phí, tham nhũng, thất thoát tài sản nhà nước, đầu tư sai mục đích đã và đang là những nhân tố đẩy giá thành sản phẩm của khu vực doanh nghiệp nhà nước lên cao và kéo theo việc tăng chi phí đầu vào của cả nền kinh tế.  Chính sách tiền tệ: do CSTT của chính phủ thường có độ trễ nhất định đối với nền kinh tế. Chính vì thế mà CSTT theo hướng kích cầu của chính phủ trước đây sau một khoảng thời gian nhất đinh mới có thể phát huy “hiệu quả” của nó. CSTT kích cầu mà chính phủ áp dụng có tác dụng khơi thông dòng vốn, kích thích Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 35 tiêu dùng của các tầng lớp dân cư và làm tăng tổng cầu, cũng từ chính sách đó mà lượng tiền trong lưu thông tăng lên. Từ đầu năm 2009, chính phủ đã đưa ra gói kích thích kinh tế, gói kích thích kinh tế đã triển khai được phân thành các phần: - Gói hỗ trợ lãi suất 4%, - Gói hỗ trợ tiêu dùng bao gồm miễn thuế thu nhập cá nhân và hỗ trợ người nghèo ăn Tết, - Gói hỗ trợ đầu tư bao gồm miễn, giảm thuế doanh thu, thuế VAT cho các doanh nghiệp và cho nông dân vay vốn không lãi suất để mua thiết bị, máy móc sản xuất công nghiệp, - Đầu tư công bao gồm xây dựng kết cấu hạ tầng, nhà ở cho sinh viên và khu chung cư cho người thu nhập thấp. Về cơ bản, gói kích thích kinh tế này đã đạt được mục tiêu đề ra là ngăn chặn được đà suy giảm kinh tế, góp phần quan trọng làm cho hệ thống ngân hàng cải thiện được tính thanh khoản và duy trì khả năng trả nợ của khách hàng. Tuy nhiên, bên cạnh những kết quả trên, gói kích thích kinh tế đã bộc lộ nhiều tồn tại và hệ lụy: Đó là việc thực hiện cơ chế hỗ trợ lãi suất cùng với việc thực hiện chính sách tài khóa mở rộng và chính sách tiền tệ nới lỏng làm cho tổng phương tiện thanh toán và tín dụng tăng ở mức cao gây nguy cơ tái lạm phát, gây đột biến trên thị trường ngoại hối, thị trường vàng, thị trường bất động sản. Góp phần đẩy lạm phát lên cao trong thời gian vừa qua. Chính sách tiền tệ kích cầu của Chính phủ đã gây ra hiện tương lạm phát cầu kéo trong nền kinh tế, tổng cầu tăng nhờ tăng cung tiền từ phía chính phủ trong khi tổng cung tăng chậm hơn, dẫn đến mức giá chung tăng.  Yếu tố tâm lý và đầu cơ: giá cả của một số mặt hàng (đặc biệt là các mặt hàng độc quyền) ở Việt Nam tăng chưa hẳn là do chi phí đầu vào tăng cao mà do việc quản lý điều hành vĩ mô chưa thật tốt, các doanh nghiệp kinh doanh những mặt hàng này và những doanh nghiệp kinh doanh các sản phẩm khác lợi dụng để đầu cơ Trường Đại ọc Kinh tế Đại học Huế 36 và tăng giá những sản phẩm của mình. Điều này đã gây thiệt hại kinh tế cho người tiêu dùng, giảm sự công bằng và cạnh tranh lành mạnh trên thị trường, thậm chí còn làm suy giảm lòng tin, độ tín nhiệm của người tiêu dùng và những thành phần khác tham gia kinh doanh trong nền kinh tế vào năng lực điều hành của chính phủ. Có một thực tế là trong một số lĩnh vực sản xuất, dịch vụ mà DNNN chiếm thị phần lớn, đã xuất hiện hành vi độc quyền và lợi dụng vị trí độc quyền thống lĩnh thị trường để cạnh tranh không lành mạnh. Những việc làm không có lợi cho nền kinh tế đã xuất hiện như áp đặt giá cả, ép giá khi thu mua, tăng hoặc giảm giá thiếu căn cứ, lũng đoạn thị trường do mình độc quyền. Đây chính là những nguyên nhân gây lên hiện tượng chi phí đẩy trong nền kinh tế.  Sự tăng giá của năng lượng đầu vào phục vụ sản xuất kinh doanh: xăng và điện là hai nguồn nhiên liệu có ảnh hưởng rất lớn đến sản xuất và tiêu dùng. Chính vì thế mà việc tăng giá xăng dầu và tăng giá điện sẽ tác động lớn và làm tăng giá hầu hết các mặt hàng khác trong nền kinh tế. Nhưng việc Chính phủ tăng giá xăng là một việc khó có thể tránh được Giá xăng dầu trên thế giới tăng và Việt Nam là một nước nhập khẩu xăng dầu nhiều hơn gấp bội lượng xăng dầu xuất khẩu. Đặc biệt năm 2011 giá xăng dầu và giá điện tăng mạnh làm gia tăng chỉ số giá tiêu dùng. Tăng giá điện và xăng ảnh hưởng đến tất cả mọi lĩnh vực kinh tế và trực tiếp tác động đến tỷ lệ lạm phát, vì chi phí sản xuất của nền kinh tế sẽ chịu tác động trực tiếp từ những quyết định điều chỉnh giá năng lượng này. Đây là một hiện tượng của lạm phát chi phí đẩy trong nền kinh tế. 2.1.1.2 Những nguyên nhân từ bên ngoài  Nguyên vật liệu đầu vào tăng giá: giá của nguyên vật liệu nhập khẩu cũng tác động đến chỉ số giá tiêu dùng thông qua việc làm tăng giá các sản phẩm đầu ra. Khi kinh tế thế giới tiếp tục trên đà phục hồi thì sản xuất sẽ tăng lên và nhu cầu về nguyên, nhiên, vật liệu cho sản xuất trên thế giới sẽ tăng lên. Điều này đưa đến giá của những loại nguyên, nhiên, vật liệu này tăng lên, trong khi Việt Nam bị phụ thuộc lớn vào nguồn nguyên vật liệu nhập khẩu từ bên ngoài. Do đó, chi phí đầu vào của sản xuất tại Việt Nạm bị đẩy lên cao là điều không thể tránh được. Đó cũng Trường Đại ọc Kinh tế Đại học Huế 37 chính là tác động của lạm phát do chi phí đẩy trong điều kiện “sống nhờ” vào nguồn nguyên liệu nhập khẩu mà Việt Nam buộc phải chấp nhận.  Sự vào ra bất ngờ của dòng vốn ngắn hạn: sẽ tác động đến cung tiến trong nền kinh tế, nó tác động trực tiếp đến cung và cầu ngoại tệ trên thị trường ngoại hối. Khi cung tiền tăng nhanh để phục vụ cho dòng vốn ngắn hạn này, trong khi nền kinh tế không thể hấp thụ ngay được lượng vốn này, thì sự chênh lệch giữa lượng tiền và hàng hóa trong nền kinh tế là không thể tránh được. Lạm phát trong trường hợp này có thể coi là hiện tượng tiền tệ. 2.2 Biến động của tỷ giá hối đoái tại Việt Nam trong giai đoạn 2009 – 2015 Năm 2009 có thể xem là năm tiền tệ tại Việt Nam với những căng thẳng trên thị trường ngoại hối diễn ra gay từ đầu năm, tình trạng dư cung ngoại tệ đã đảo chiều thành khan hiếm ngoại tệ làm cán cân tổng thể năm 2009 thâm hụt lớn (trên 8 tỷ USD). Trong cả nước, áp lực về cung cầu trên thị trường ngoại hối cùng với áp lực tâm lý đã khiến tỷ giá trên thị trường tự do ngày càng rời xa tỷ giá hối đoái chính thức. Mặc dù NHNN đã phải mở rộng biên độ giao động của tỷ giá hối đoái chính thức trong tháng 3/2009 từ +/-3% lên +/-5% nhưng các NHTM luôn giao dịch ở mức trân biên độ giao động. Tình trạng nhập siêu kéo dài và ngày càng tăng từ tháng 3 đến cuối năm 2009. Giá trị nhập khẩu trong 3 tháng cuối năm đã tăng mạnh so với 3 tháng đầu năm chiếm 30% tổng giá trị nhập khẩu cả năm 2009. Thêm vào đó, sự chênh lệch lớn giữa giá vàng trong nước và giá vàng thế giới đã khiến cho nhu cầu về USD tăng cao để phục vụ việc nhập khẩu vàng, giá vàng và giá USD đều tăng mạnh. Vào ngày 26/11/2009, NHNN đã chính thức phá giá VND với mức 5,4%, tỷ lệ phá giá cao nhất kể từ năm 1998 để chống đầu cơ tiền tệ và giảm áp lực thị trường, đồng thời thu hẹp biên độ giao động xuống còn +/-3%. Cùng với chính sách điều chỉnh tỷ giá hối đoái vào thời điểm này NHNN đã nâng lãi suất cơ bản từ 7% lên 8%/năm, những chính sách này được cho là hợp lý nhưng không kịp thời. Đồng Việt Nam tiếp tục mất giá trên thị trường tự do vào thời điểm cuối năm 2009 vẫn Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 38 đứng vững ở mức cao khoảng 1 USD = 19.400VND và các NHTM tiếp tục giao dịch ở mức trần, ngoài ra Thủ tướng yêu cầu 7 tập đoàn và các công ty nhà nước bán ngoại tệ cho các TCTD được phép kinh doanh ngoại hối. Đồng thời, 8 ngân hàng cam kết cung cấp đủ USD cho những nhu cầu chính đáng của doanh nghiệp và người dân, thêm vào đó do phải giữ ổn định tỷ giá hối đoái trong thời gian dài, NHNN đã phải bán ra một lượng lớn USD làm giảm lượng dự trữ ngoại hối. Vào cuối năm 2009, kỳ vọng mất giá đồng tiền Việt nam vẫn còn rất lớn theo quan điểm các thành phần tham gia trong nền kinh tế. Hình 2.2 Diễn biến tỷ giá VND/USD giai đoạn 2009-2015 Nguồn: NHNN và Vietcombank Trong năm 2010, thị trường ngoại hối tại Việt Nam diễn ra vẫn theo kịch bản tương tự trong năm 2009. Cụ thể là các NHTM vẫn tiế tục đặt tỷ giá hối đoái tại trần biên độ của tỷ giá hối đoái chính thức trong hầu hết các tháng trong năm, do áp lực buộc phải phá giá VND vẫn tiếp tục tăng cao dù NHNN đã có nhiều nỗ lực vào cuối năm 2009. Đến tháng 11/2/2010, NHNN đã phải tăng tỷ giá chính thức từ 15.200 16.200 17.200 18.200 19.200 20.200 21.200 22.200 Tỷ giá liên ngân hàng Sàn biên độ Trần biên độ Tỷ giá Vietcombank Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 39 17.941 VND/USD lên 18.544 VND/USD, tương đương với việc phá giá 3,3%. Cùng với việc nâng tỷ giá này, NHNN đã thực hiện hàng loạt các biện pháp hành chính nhằm giảm áp lực lên thị trường ngoại hối như giảm tỷ lệ dự trữ bắt buộc đối với tiền gửi ngoại tệ, mở rộng đối tượng cho vay ngoại tệ, chấm dứt việc giao dịch vàng trên các tài khoản ở nước ngoài của các NHTM và các tổ chức tín dụng, đóng cửa các sàn vàng, và tăng lãi suất cơ bản lên 8%/năm, Kết quả trong sáu tháng đầu năm 2010 tín dụng ngoại tệ đã tăng 27% trong khi tín dụng VND chỉ tăng 4,6%. Mặc dù đã có những dấu hiệu tích cực, nhưng các NHTM tiếp tục đặt giá ở mức trần hoặc gần với trần biên độ của tỷ giá hối đoái chính thức, sang đầu tháng 7 năm 2010, tỷ giá hối đoái trên thị trường tự do lại bắt đầu tăng lên dù lúc đầu chỉ tăng chậm. Những xu hướng này phản ánh kỳ vọng của thị trường ngoại hối về sự phá giá của VND, nguyên nhân của kỳ vọng này là: - Cung ngoại tệ tăng lên chủ yếu do các doanh nghiệp tận dụng chênh lệch lãi suất giữa tiền gửi ngoại tệ và tiền gửi VND; - Lo lắng về việc cầu ngoại tệ sẽ tăng cao khi nhiều khoản vay ngoại tệ của các doanh nghiệp nhằm tận dụng chênh lệch lãi suất sẽ đến hạn vào dịp cuối năm; - Hành vi đầu cơ của người dân do giảm sút niềm tin vào tiền đồng. Có kinh nghiệm đối phó từ giai đoạn trước và nhận thức được những mối đe dọa này vào ngày 17/08/2010, NHNN đã đột ngột tăng tỷ giá hối đoái thêm 2,1% lên 18.932 VND/USD. Ngay lập tức, các NHTM tăng tỷ giá hối đoái của họ lên kịch trần, động thái của NHNN có thể đã giúp giảm áp lực và ổn định tỷ giá hối đoái nếu không có nhiều những yếu tố bất lợi diễn ra trong những tháng cuối của năm 2010. Yếu tố đầu tiên và có lẽ là yếu tố quan trọng nhất là việc giá vàng quốc tế tăng cao kỷ lục dẫn đến giá vàng trong nước còn tăng cao hơn do đầu cơ. Đồng thời, sau một vài tháng tăng với tốc độ chậm, lạm phát lại bắt đầu tăng nhanh từ tháng 9 năm 2010 khiến cho tỷ lệ lạm phát của năm 2011 tăng lên 18,13% so với 11,8% năm 2010. Trong những tháng cuối năm 2011, thị trường ngoại hối chứng kiến sự tăng Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 40 lên nhanh chóng của cầu về ngoại tệ do: - Nhu cầu mua ngoại tệ để trả các khoản vay đáo hạn của các doanh nghiệp tận dụng chênh lệch lãi suất trong hai quý đầu năm 2011. - Nhu cầu nhập khẩu thường tăng cao vào cuối năm cộng thêm nhu cầu nhập khẩu vàng nhằm kiếm lời từ sự chênh lệch giữa giá vàng trong nước và giá vàng quốc tế. - NHNN thắt chặt tín dụng ngoại tệ. - Lãi suất tiền gửi ngoại tệ tăng cao, lên trên 5%/năm. - Hoạt động đầu cơ gia tăng. Thêm vào đó, cung ngoại tệ giảm sút do các doanh nghiệp không muốn bán ngoại tệ cho ngân hàng khi họ lo lắng về khả năng NHNN sẽ tiếp tục phải phá giá VND. Kết quả của sự dư cầu ngoại tệ là tỷ giá hối đoái trên thị trường tự do bắt đầu tăng từ tháng 9 năm 2010 lên 20.500 VND/USD vào giữa tháng 10 và lên đến mức kỷ lục là trên 21.500 VND/USD vào cuối tháng 11. Để đảm bảo ổn định tỷ giá, NHNN đã đưa ra các biện pháp như: cấm kinh doanh ngoại tệ trên thị trường tự do và quy định mức trần lãi suất huy động USD là 2%... Chính phủ ban hành nghị định 95, phạt hành chính tới 500 triệu đồng nếu vi phạm trong lĩnh vực tiền tệ, ngân hàng. Bước sang năm 2012, đây được xem là năm thành công trong công tác điều hành chính sách tiền tệ nói chung và chính sách tỷ giá VND/USD nói riêng của NHNN Việt Nam. Diễn biến tỷ giá VND/USD trong năm 2012 có thể chia thành hai giai đoạn sau: Giai đoạn 1: Từ tháng 1 – 6/2012, tỷ giá tăng nhẹ. Trong 6 tháng đầu năm, diễn biến tỷ giá USD/VND diễn ra ổn định, tỷ giá bình quân liên ngân hàng duy trì ở mức 20.828VND/USD, tỷ giá giao dịch của NHTM sau một thời gian duy trì ở trần biên độ đã được các ngân hàn điều chỉnh giảm dừng ở mức 20.860 - 20.920 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 41 VND/USD vào thời điểm cuối tháng 6/2012. Giai đoạn 2: Từ tháng 7 – 12/2012, xu hướng biến động tỷ giá VND/USD duy trì ở mức độ ổn định và giảm dần. Những quyết sách rõ ràng và minh bạch của NHNN trong công tác điều hành chính sách tỷ giá, cùng với diễn biến khả quan của cung – cầu ngoại tệ trong nền kinh tế, góp phần quan trọng taọ nên thặng dư của cán cân tổng thể trong nửa đầu năm 2012 tiế tục được duy trì xu thế ổn định cuối năm. Tháng 8/2012, tỷ giá giao dịch trên thị trường tự do có tăng nhẹ, nhưng sang tháng 9 bắt đầu xu hướng giảm dần đều tới cuối năm 2012 khi xoay quanh mức 20.850 – 20.870 VND/USD. Năm 2013, tỷ giá VND/USD bình quân liên ngân hàng đã duy trì ở mức 20.828 VND/USD trong 6 tháng đầu năm và được điều chỉnh lên mức 21.036 VND/USD từ cuối tháng 6 đến hết năm 2013. Nhìn chung, giai đoạn 2011 -2013, thị trường ngoại hối tương đối ổn định so với giai đoạn trước đó. Nếu như giai đoạn 2009 -2010, cung cầu trên thị trường ngoại hối có chiều biến động kéo theo sự biến động của tỷ giá thì đến giai đoạn 2011 -2013, sự biến động tỷ giá là không đáng kể. Bước sang năm 2014, chính sách tỷ giá vẫn tiếp tục được điều hành theo hướng ổn định nhưng không cố định, hướng tới việc tăng tính hấp dẫn VND và tăng dự trữ ngoại hối, tiếp tục hạn chế đô-la hóa trong nền kinh tế. Tỷ giá VND/USD trên thị trường chính thức có thể điều chỉnh khoảng 2% trong năm 2014 và biên độ dao động 1% giữ đến cuối năm, nhằm hỗ trợ xuất khẩu, cải thiện cán cân thanh toán quốc tế, góp phần cải thiện kinh tế vĩ mô. Ngay sau khi đưa ra mục tiêu điều hành tỷ giá tăng không quá 2% trong năm 2015, ngày 7/1/2015, NHNN đã điều chỉnh tăng tỷ giá USD/VND 1%, từ mức 21.246 VND/USD lên 21.458 VND/USD, biên độ không thay đổi so với năm 2014 ở mức +/-1%. Tại thời điểm đó, việc tăng tỷ giá bình quân liên ngân hàng thêm 1% khiến nhiều doanh nghiệp hoang mang do thời điểm cận Tết nguyên đán nhu cầu ngoại tệ tăng cao. Trường Đại học Kin tế Đại học Huế 42 Trong bối cảnh tỷ giá tăng nóng liên tục và nhập siêu có dấu hiệu tăng trở lại, 4 tháng sau đó, ngày 7/5/2015, NHNN quyết định điều chỉnh tăng tỷ giá bình quân liên ngân hàng thêm 1%, từ mức 21.458 VND/USD lên 21.673 VND/USD. Như vậy chỉ trong vòng 5 tháng đầu năm, NHNN đã điều chỉnh tăng hết biên độ 2% cho cả năm. Dưới sức ép phá giá đồng Nhân dân tệ kéo theo một loạt đồng tiền châu Á chủ chốt khác cũng như chỉ số giá trên thị trường hàng hóa quốc tế sụt giảm tác động bất lợi tới nền kinh tế Việt Nam, ngày 12/8/2015, NHNN đã điều chỉnh nâng biên độ tỷ giá USD/VND từ +/-1% lên +/-2%, theo đó giá mua bán USD của các ngân hàng có thể biến động trong phạm vi từ 21.240 VND/USD (sàn) đến 22.106 VND/USD (trần). Tuy nhiên, trước bối cảnh đồng Nhân dân tệ tiếp tục phá giá mạnh, ngày 19/8, NHNN đã quyết định điều chỉnh kép tăng tỷ giá thêm 1% lên mức 21.890 VND/USD và nới biên độ từ +/-2% lên +/-3%, theo đó giá mua bán USD của các ngân hàng có thể biến động trong phạm vi từ 21.233 VND/USD (sàn) đến 22.547 VND/USD (sàn). Lý giải cho động thái này, NHNN viện dẫn lý do nhằm chủ động dẫn dắt thị trường, đón đầu các tác động bất lợi của khả năng Cục Dự trữ Liên bang Mỹ điều chỉnh tăng lãi suất tạo sự ổn định vững chắc cho thị trường ngoại tệ và đảm bảo khả năng cạnh tranh của hàng hóa Việt Nam. Với tỷ giá bán tại thời điểm ngày 24/12 là 22.547 VND/USD, đồng Việt Nam đã chính thức mất giá 5,34% so với thời điểm đầu năm và vượt 3,34% so với mục tiêu đề ra của NHNN. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 43 Chương 3: KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM VÀ THẢO LUẬN 3.1 Các biến số và dữ liệu cho mô hình VAR 3.1.1 Các biến số trong mô hình Sau khi gia nhập WTO thì nền kinh tế Việt Nam trở nên nhạy cảm hơn và dễ bị tổn thương trước các tác động của cú sốc từ bên ngoài, đặc biệt là giá cả hàng hóa trong nước rất dễ chịu tác động trước cú sốc về giá hàng hóa trên thế giới (ví dụ: giá xăng dầu, giá nguyên vật liệu đầu vào phục vụ cho hoạt động sản xuất trong nước...). Bất kỳ một sự thay đổi từ bên trong hay bên ngoài làm cho đồng nội tệ lên giá hay giảm giá không chỉ tác động làm thay đổi đáng kể trong giá cả nhập khẩu hàng hóa thành phẩm mà còn tác động làm thay đổi giá cả hàng hóa nhập khẩu đầu vào phục vụ cho hoạt động sản xuất kinh doanh trong nước. Điều này cho thấy, Vai trò của tỷ giá hối đoái càng trở nên quan trọng hơn đối với nền kinh tế Việt Nam. Mối quan hệ logic giữa hai biến lạm phát và tỷ giá hối đoái:  Tỷ giá hối đoái thay đổi sẽ làm cho giá nguyên vật liệu đầu vào của quá trình sản xuất thay đổi như giá xăng dầu, vật liệu xây dựng các khoản nợ của chính phủ và doanh nghiệp vay trên thị trường tài chính quốc tế bằng ngoại tệ cũng thay đổi, kéo theo lãi suất phải trả của các khoản nợ này cũng thay đổi. Điều này làm cho mức giá chung của nền kinh tế tăng lên.  Khi lạm phát trong nước lớn hơn lạm phát nước ngoài và tỷ giá hối đoái giữa hai đồng tiền của hai quốc gia không thay đổi, sức mua hàng nước ngoài sẽ lớn hơn sức mua hàng trong nước và ngược lại. Tuy nhiên, theo lý thuyết ngang giá sức mua, tỷ giá hối đoái sẽ không giữ nguyên, mà sẽ điều chỉnh để duy trì ngang giá sức mua. 3.1.2 Dữ liệu cho mô hình VAR Trong nghiên cứu này, luận văn sẽ sử dụng tỷ giá hối đoái danh nghĩa tại Việt Nam giữa VND/USD làm đại diện, vì hiện nay các giao dịch thương mại quốc tế của Việt Nam đối với các đối tác thương mại chính trên thế giới đều được tính bằng đồng đô la Mỹ. Tỷ lệ lạm phát được tính theo chỉ số giá tiêu dùng CPI Trường Đạ học Kinh tế Đại ọc Huế 44 Số liệu được sử dụng để đưa vào chạy mô hình bao gồm 2 chuổi theo thời gian. Số liệu được tập hợp theo tháng, từ tháng 1 năm 2009 đến tháng 12 năm 2015, được công bố từ Tổng cục Thống kê, Ngân hàng nhà nước và tran web của Quỹ tiền tệ thế giới (IMF). Bảng 3.1: Thống kê mô tả các biến LP DTG Trung bình Mean 0,599762 0,003062 Trung vị Median 0,365000 0,000000 Tối đa Maximum 3,230000 0,087975 Tối thiểu Minimum - 0,440000 -0,002661 Độ lệch chuẩn Std. Dev. 0,720697 0,012098 Hệ số bất đối xứng Skewness 1,254072 5,386774 Hệ số nhọn Kurtosis 4,503248 34,40796 Thống kê JB Jarque-Bera 29,92688 3812,913 Mức xác suất Probability 0.000000 0.000000 Tổng Sum 50.38000 0.254112 Tổng bình phương chênh lệch Sum Sq. Dev. 43.11060 0.012002 Số quan sát Obeservation 84 83 Nguồn: Tính toán từ phần mềm eviews 7.0 Số liệu thống kê bao gồm các giá trị đo lường tập trung (Mean, Median), phân tán (Std. Dev.) và phân phối thông thường Skewness, Kurtosis, Jarque-Bera). Từ thống kê mô tả biến của eviews có thể thấy giá trị của các biến phân bố tương đối đồng đều về mặt giá trị, điều này giúp cho kết quả kiểm định có ý nghĩa hơn. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 45 Bảng 3.2: Ma trận tương quan giữa các biến LP DTG CPI 1,000000 0,197713 DTG 0,197713 1,000000 Nguồn: Tính toán từ phần mềm eviews 7.0 Trong bảng 3.2 cho biết mức độ tương quan giữa các biến với nhau, có thể thấy rằng lạm phát và tỷ giá hối đoái có tương quan khá mạnh với nhau. 3.2 Đánh giá mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá hối đoái bằng mô hình VAR Có thể thấy mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát là mối quan hệ hai chiều. Tức là, biến trễ của yếu tố lạm phát có tác động làm thay đổi tỷ giá hối đoái và ở chiều ngược lại biến trễ tỷ giá hối đoái lại tác động đến lạm phát. Lạm phát Tỷ giá hối đoái 3.2.1 Xây dựng mô hình VAR Các phương pháp phân tích đồng kết hợp được sử dụng để xác định mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến số được dự kiến sử dụng trong mô hình đo lường lạm phát của Việt Nam. Nếu các biến số sử dụng trong mô hình có một mối liên hệ nào đó với nhau theo các lý thuyết kinh tế thì trong dài hạn chúng sẽ không đi chệch khỏi mối quan hệ này. Mối quan hệ dài hạn giữa lạm phát và tỷ giá hối đoái mà luận văn xem xét ở đây là mối quan hệ dựa trên quy luật ngang bằng sức mua Mô hình kiểm định VAR để phân tích mối quan hệ trên được xây dựng như sau: Trong đó: Yt: là véc tơ ma trận của các biến, trong nghiên cứu có 2 biến (CPI, TG) Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 46 : ma trận hệ số chặn (hệ số chặn) là ma trận hiệp phương sai của các biến trể là sai số ngẩu nhiên. tỷ giá hối đoái, CPI đại diện cho lạm phát tính theo chỉ số giá tiêu dùng. Mô hình VAR trong luận văn gồm hai biến được xây dựng là một hệ gồm hai phương trình : = + + + = + + + 3.2.1.1 Kiểm định tính dừng Điều kiện đầu tiên để tiến hành kiểm định mô hình VAR là kiểm định tính dừng của chuỗi số liệu được sử dụng trong mô hình. Để kiểm định tính dừng của tất cả các chuổi số liệu, nghiên cứu dựa trên kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF). Kiểm định tương quan chuỗi được thực hiện nhờ nhân tử Lagrange để kiểm định độ ổn định của kiểm định ADF. Giả sử với mô hình : = += + Kiểm định giả thiết : H0: = 1 (chuỗi không dừng) H1: ≠ 1 (chuỗi dừng) Ta ước lượng mô hình: = / ( ) có phân phối theo quy luật DF Nếu | | > | | thì bác bỏ giả thuyết H0 chấp nhận giả thuyết H1 (chỗi dừng) Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 47 Bảng dưới đây trình bày kết quả kiểm định ADF cho tất cả các chuỗi số liệu tại sai phân 0. Bảng 3.3 Kết quả ADF tại sai phân 0 Chuỗi dữ liệu T quan sát T tới hạn LP -3,968242 -3,511262 TG -1,901050 -3,511262 Căn cứ vào bảng 3.3 tại sai phân 0 thì trị tuyệt đối của kết quả kiểm định ADF của chuỗi số liệu lạm phát tính theo CPI (LP) có giá trị lớn hơn so với kiểm định vùng bác bỏ, chứng tỏ biến LP dừng tại sai phân 0. Còn chuỗi số liệu tỷ giá hối đoái (TG) có trị tuyệt đối của kết quả kiểm định ADF có giá trị nhỏ hơn so với kiểm định vùng bác bỏ, chứng tỏ biến TG không dừng tại sai phân 0. Để có thể sử dụng mô hình VAR thì biến TG phải kiểm định tại sai phân 1, kết quả của kiểm định ADF cho chuỗi số liệu với sai phân 1 được trình bày ở bảng dưới đây Bảng 3.4 Kết quả kiểm định ADF tại sai phân 1 Chuỗi sối liệu T quan sát T tới hạn DTG -9,434443 -3,512290 Tại sai phân 1 thì biến tỷ giá (DTG) dừng, điều kiện đầu tiên để áp dụng mô hình VAR đã được đáp ứng. Tiếp theo, luận văn sẽ xác định độ trễ tối ưu cho mô hình VAR thông qua tiêu chuẩn lựa chọn AIC. 3.2.1.2 Xác định độ trễ của mô hình Xác định độ trễ tối ưu của mô hình VAR thông qua tiêu chuẩn lựa chọn AIC. Mô hình có giá trị AIC càng thấp thì mô hình càng phù hợp. Kết quả được thể hiện ở bảng dưới. Trường Đại học Ki h tế Đại học Huế 48 Bảng 3.5 Xác định độ trễ của mô hình VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: LP DTG Exogenous variables: C Date: 04/24/16 Time: 12:32 Sample: 2009M01 2015M12 Included observations: 77 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 144,0566 NA 8,56e-05 -3,689781 -3,628903 -3,665430 1 170,9445 51,68073 4,73e-05 -4,284273 -4,101639* -4,211221* 2 176,6587 10,68621* 4,52e-05* -4,328797* -4,024407 -4,207043 3 178,3850 3,138776 4,80e-05 -4,269740 -3,843594 -4,099286 4 180,2194 3,239889 5,08e-05 -4,213490 -3,665587 -3,994333 5 181,7384 2,604120 5,43e-05 -4,149050 -3,479391 -3,881192 6 184,9438 5,328424 5,56e-05 -4,128410 -3,336996 -3,811852 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5%level) AIC: Akaike information criterion Nguồn: Kết quả xử lý từ phần mềm eviews 7.0 Ta thấy mức trễ cho giá trị AIC nhỏ nhất là 2, nên chọn độ trễ tối ưu của mô hình là 2. Mô hình VAR sử dụng để nghiên cứu là: DTG = + + + + +LP = + + + + + Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 49 Trong đó: LPt: là tỷ lệ lạm phát tính theo CPI tại thời điểm t DTG: là tỷ giá hối đoái tại thời điểm t, : là tham số ước lượng, : là những nhiễu trắng 3.2.1.3 Kiểm định Granger Trong lý thuyết cho thấy mối quan hệ giữa biến lạm phát và tỷ giá hối đoái có mối quan hệ hai chiều, để xác định chính xác chiều của mối quan hệ giữa hai biến trong mô hình thì luận văn sẽ tiến hành kiểm định Granger. Bảng 3.6 kết quả kiểm định Granger Pairwise Granger Causality Tests Date: 04/24/16 Time: 15:32 Sample: 2009M01 2015M12 Lags: 2 Null Hypothesis: ObsF-Statistic Prob. DTG does not Granger Cause LP 81 4,65531 0,0124 LP does not Granger Cause DTG 1,14047 0,3251 Giả thiết thứ nhất có giá trị p-value = 0,0124 < 5% nên bác bỏ H0 với mức ý nghĩa 5%, tức DTG tác động đến LP. Giả thiết thứ hai có giá trị p-value = 0,3251 > 5% nên chưa có cơ sở để bác bỏ H0 với mức ý nghĩa 5%. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 50 3.2.1.4 Ước lượng mô hình VAR Bảng 3.7 Kết quả mô hình VAR Vector Autoregression Estimates Date: 04/27/16 Time: 11:24 Sample (adjusted): 2009M04 2015M12 Included observations: 81 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] DTG LP DTG(-1) -0,080642 7,801800 (0,11575) (4,74740) [-0,69666] [ 1,64338] DTG(-2) -0,107378 13,08459 (0,11683) (4,79161) [-0,91908] [ 2,73073] LP(-1) 0,000602 0,643051 (0,00265) (0,10871) [ 0,22699] [ 5,91542] LP(-2) 0,002513 -0,046241 (0,00257) (0,10533) [ 0,97834] [-0,43899] C 0,001832 0,180673 (0,00187) (0,07672) [ 0,97924] [ 2,35506] R-squared 0,036546 0,539274 Adj. R-squared -0,014162 0,515025 Sum sq. resids 0,011535 19,40201 S.E. equation 0,012320 0,505262 F-statistic 0,720719 22,23924 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 51 Log likelihood 243,7677 -57,05658 Akaike AIC -5,895499 1,532261 Schwarz SC -5,747694 1,680067 Mean dependent 0,003155 0,605679 S.D. dependent 0,012233 0,725532 Determinant resid covariance (dof adj.) 3,63E-05 Determinant resid covariance 3,20E-05 Log likelihood 189,3033 Akaike information criterion -4,427242 Schwarz criterion -4,131631 Với hệ số xác định R2 là 53.9% đã chứng tỏ được mô hình có độ phù hợp khá cao, điều đó cho thấy khả năng giải thích cho biến lạm phát của mô hình và mối quan hệ giữa các biến với nhau. Từ kết quả này sẽ đưa ra được mô hình VAR theo hệ phương trình với các biến số lấy từ kết quả kiểm định VAR. Để tập trung cho phân tích mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá hối đoái, ước lượng mô hình VAR ta thấy phương trình sau có ý nghĩa. CPI = 0,643051*CPI(-1) + 13,08459*DTG(-2) + 0,180673 Trong Phương trình này có thể thấy được lạm phát và tỷ giá hối đoái tác động cùng chiều từ tháng thứ hai và kéo dài . Điều này chứng tỏ hai đại lượng này biến động cùng chiều với nhau và cùng chịu tác động của chính bản thân chúng từ những chu kỳ trước trong quá khứ. Nếu chỉ dừng lại ở đây thì chưa thấy hết được ý nghĩa của mô hình VAR đối với nghiên cứu và chưa thể đưa ra được kết luận về mối quan hệ giữa các biến số là mạnh hay yếu. Đồng thời cũng không thể biết được các biến tác động tích cực hay tiêu cực như thế nào. Để có thể tìm hiểu được tác động giữa các biến với nhau cần xem xét hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương sai của mô hình VAR, hai công cụ này sẽ cho thấy được rõ hơn mối quan hệ giữa các biến. 3.2.2 Hàm phản ứng đẩy và phân rã phương sai Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 52 Sau khi có được kết quả từ mô hình véc tơ tự hồi quy VAR, công việc tiếp theo là phân tích kết quả có được từ mô hình. Hai công cụ điển hình để giúp phân tích kết quả từ mô hình VAR là hàm phản ứng và phân rã phương sai. 3.2.2.1 Hàm phản ứng đẩy Hàm phản ứng đẩy sẽ cho ta thấy được biến động qua lại giữa các biến qua đồ thị, hình 3.1 mô tả biến động của hai biến vĩ mô là lạm phát và tỷ giá hối đoái. Có thể thấy lạm phát và tỷ giá hối đoái biến động cùng chiều với nhau, Phản ứng của sự thay đổi một biến vĩ mô này đến biến vĩ mô kia có một độ trễ nhất định khoảng 1 tháng. Trong nghiên cứu này khoảng tin cậy của các ước lượng được lấy là 95%. Hình 3.1: Biểu đồ hàm phản ứng đẩy của mô hình VAR Phân tích hàm phản ứng của tỷ giá hối đoái đối với lạm phát đã cho thấy kết quả hợp lý trong trường hợp Việt nam, Sản xuất tại VN hiện nay phụ thuộc rất lớn Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 53 vào các nguyên vật liệu nhập khẩu như xăng dầu, xi măng, sắt thép, máy móc Khi có một cú sốc từ tỷ giá hối đoái thì đến tháng thứ ba tỷ giá giá hối đoái tác động mạnh đến lạm phát (giá cả tăng liên tục trong một thời gian dài dẫn đến lạm phát) và kéo dài đến các tháng tiếp theo. Sự biến động của lạm phát cùng chiều với biến động tỷ giá hối đoái trong các tháng tiếp theo. Qua biểu đồ trên có thể thấy được lạm phát và tỷ giá hối đoái biến động cùng chiều với nhau trong suốt khoảng thời gian từ tháng 1 năm 2009 đên tháng 12 năm 2015 tại Việt Nam. Tuy hàm phản ứng đẩy cung cấp những nhận định tổng quát về mức độ tác động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát, nhưng nó lại không thể hiện được biến động của tỷ giá hối đoái cụ thể là đóng góp bao nhiêu trong việc giải thích biến động của lạm phát. 3.2.2.2 Hàm phân rã phương sai Để đánh giá tầm quan trọng đối vời những biến động của tỷ giá hối đoái đến lạm phát, luận văn cần thực hiện phương pháp phân tích phương sai cho các chỉ số. Dựa vào kết quả phân rã phương sai của các biến trong bảng 3.8, có thể thấy được tác động tương đối lớn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát, thậm chí có thể thấy được tác động tương đối lớn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát trong thời gian qua. Ngay trong ba tháng đầu tiên tỷ giá hối đoái đã giải thích được trung bình khoảng 15% sự thay đổi của lạm phát. Bắt đầu từ tháng thứ tư tỷ giá hối đoái giải thích được nhiều hơn sự biến động của lạm phát. Trong dài hạn tỷ giá hối đoái giải thích gần 27% biến động của lạm phát. Ngoài yếu tố tỷ giá hối đoái, thì yếu tố lạm phát trong quá khứ cũng tác động quan trọng đối với lạm phá, có thể thấy đây là lạm phát kỳ vọng của thị trường. Tuy nhiên, kỳ vọng đó giảm dần theo thời gian, khi lạm phát biến động thì tại tháng hai vẫn còn 87% ảnh hưởng từ giai đoạn trước đó đến lạm phát tại thời điểm hiện tại. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 54 Bảng 3.8 Phân rã phương sai của mô hình VAR Variance Decomposition of CPI: Period S.E. DTG LP 1 0,505262 6,199916 93,80008 2 0,621003 12,22954 87,77046 3 0,698175 23,76320 76,23680 4 0,722025 26,08012 73,91988 5 0,731534 26,43780 73,56220 6 0,736694 26,67308 73,32692 7 0,739405 26,85611 73,14389 8 0,740661 26,93883 73,06117 9 0,741246 26,97161 73,02839 10 0,741534 26,98764 73,01236 Cholesky Ordering: DTG CPI Cần chú ý, do độ trễ của mô hình là 2, điều này đồng nghĩa với việc những thay đổi của các nhân tố trong mô hình trong chu kỳ này sẽ ảnh hưởng đến 2 chu kỳ tiếp theo (dữ liệu trong mô hình tính theo tháng). Đây cũng là đặc trưng cơ bản của chính sách vĩ mô, chúng sẽ phát huy tác dụng sau một độ trẽ nhất định. Do đó, CSTT thực hiện ngày hôm nay thì phải sau một thời gian nhất định mới có thể phát huy được hiệu quả đối với nền kinh tế. Mô hình véc tơ hồi quy VAR có thể thấy rằng trong thời gian gần đây tỷ giá hối đoái tác động khá mạnh đến tỷ lệ lạm phát. Điều này phù hợp với thực tế tại Việt Nam trong thời gian qua, khi mà NHNN quyết định phá giá VND trong năm Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 55 2010 và 2011 làm cho tỷ lệ lạm phát của năm 2011 tăng lên 18,13% so với 11,8% năm 2010. Do đó, nếu giữ được tỷ giá hối đoái ở mức ổn định, thì lạm phát sẽ không bị biến động bất thường. Từ kết quả của nghiên cứu này cho thấy có thể tập trung ổn định tỷ lệ lạm phát theo hướng giữ tỷ giá hối đoái ở mức ổn định hay điều chỉnh tỷ giá hối đoái một cách linh hoạt với biến động thị trường. Đây có thể coi là một tiền đề cho những khuyến nghị trong phần tiếp theo của luân văn. 3.2.3 Kiểm định phần dư mô hình VAR Một trong những giả thuyết đặt ra cho phần dư là chúng có giá trị trung bình bằng 0, phương sai sai số không đổi và chúng không có hiện tượng tự tương quan với nhau. Để kiểm định sự phù hợp của mô hình, luận văn sẽ tiến hành kiểm định phần dư của mô hình. Thông qua kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư của mô hình cho thấy giá trị prob > 5% nên chưa có cơ sỡ bác bỏ giả thiết H0: “không có hiện tượng tự quan”. Vì vậy, có thể kết luận mô hình phù hợp. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 56 Bảng 3.9 Kiểm định tự tương quan phần dư VAR Residual Portmanteau Tests for Autocorrelations Null Hypothesis: no residual autocorrelations up to lag h Date: 04/28/16 Time: 06:29 Sample: 2009M01 2015M12 Included observations: 81 Lags Q-Stat Prob. Adj Q-Stat Prob. Df 1 0,107640 NA* 0.108986 NA* NA* 2 0,860032 NA* 0,880425 NA* NA* 3 2,899774 0,5747 2,998620 0,5581 4 4 8,284462 0,4062 8,663031 0,3715 8 5 12,21165 0,4288 12,84858 0,3801 12 6 18,82168 0,2780 19,98742 0,2208 16 7 19,99957 0,4580 21,27673 0,3810 20 8 21,35813 0,6175 22,78418 0,5326 24 9 21,75438 0,7925 23,22995 0,7214 28 10 26,61013 0,7360 28,76961 0,6308 32 11 31,24577 0,6941 34,13372 0,5576 36 12 44,80982 0,2771 50,05672 0,1324 40 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 57 PHẦN 3 KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 1. Kết quả đạt được và một số khuyến nghị chính sách 1.1 Kết quả đạt được Đối với một nền kinh tế lấy xuất khẩu làm động lực tăng trưởng, trong khi nguồn nguyên vật liệu đầu vào phục vụ hoạt động sản xuất trong nền kinh tế lại phải nhập khẩu đến 70% thì việc điều hành chính sách tiền tệ và chính sách tỷ giá sao cho linh hoạt cho phù hợp giúp “ổn định giá cả” tạo được lòng tin trong công chúng. Sau khi phân tích kiểm đinh mô hình véc tơ tự hồi quy VAR, cho thấy được tác động thực tế của tỷ giá hối đoái đến lạm phát khá mạnh trong thời gian vừa qua, điều này là cơ sở cho việc điều chỉnh chính sách tiền tệ và chính sách tỷ giá giúp “ổn định giá cả” Tỷ giá là một trong những kênh truyền tải của chính sách tiền tệ, truyền dẫn tác động từ các công cụ đến mục tiêu cuối cùng của chính sách tiền tệ. Trong đó, quan trọng nhất là mục tiêu ổn định giá cả. Việc phá giá đồng nội tệ có thể làm gia tăng lạm phát. 1.2 Một số khuyến nghị chính sách 1.2.1 Điều hành tỷ giá phù hợp với điều kiện kinh tế vĩ mô: Hội nhập kinh tế quốc tế đòi hỏi các chính sách nói chung và chính sách tỷ giá hối đoái nói riêng phải điều chỉnh linh hoạt thích ứng với môi trường quốc tế thường xuyên thay đổi, giảm thiểu các tổn thất do các cú sốc bất lợi bên ngoài tác động vào nền kinh tế trong nước.  Tỷ giá linh hoạt giúp hạn chế tăng cung tiền, tác nhân gây lạm phát trong thời gian qua (2010 -2011) Khi VN gia nhập WTO, lượng vốn đầu tư nước ngoài vào VN tăng đột biến Về nguyên tắc, khi luồng vốn nước ngoài đầu tư vào Việt Nam tăng, VND sẽ lên giá để tạo ra điểm cân bằng. Tuy nhiên, NHNN Việt Nam phát hành VND mua lại Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 58 lượng ngoại tệ này với mục đích kìm tỉ giá của VND với đồng Đô la Mỹ (USD) thấp hơn điểm cân bằng nhằm nâng cao tính cạnh tranh của hàng xuất khẩu về giá cả. Giữ VND yếu là một hình thức trợ giá cho hàng xuất khẩu, tuy nhiên, mặt trái của chính sách này là do phải tung VND ra mua khối lượng ngoại tệ lớn. Đây là mức tăng rất lớn, là tác nhân quan trọng đối với lạm phát trong thời gian qua. Nếu linh hoạt tỷ giá, khi tỷ giá thị trường thích hợp, Nhà nước sẽ quyết định mua USD và sẽ được lợi khi bỏ ra số lượng VND ít hơn để mua USD rẻ bổ sung vào quỹ dự trữ ngoại hối quốc gia.  Tỷ giá linh hoạt giúp VND theo kịp phản ứng của thị trường khi USD đang mất giá mạnh trên toàn cầu Chính sách VND yếu mặc dù có thể thúc đẩy xuất khẩu nhưng đồng thời lại góp phần gây nên “lạm phát chi phí đẩy” vào Việt Nam. Sản xuất tại Việt Nam hiện nay phụ thuộc rất lớn vào các nguyên vật liệu nhập khẩu như xăng dầu, xi măng, sắt thép, máy mócSự mất giá của USD trên thế giới hay nói cách khác là sự tăng giá thành của các mặt hàng nhập khẩu thiết yếu cho sản xuất tính bằng VND là nguyên nhân chủ yếu dẫn đến chi phí sản xuất trong nước tăng, kéo theo giá cả hàng hóa tăng theo. Việc VND mất giá so với các ngoại tệ làm tăng giá thành của hàng nhập khẩu, khiến cán cân thương mại bị thâm hụt lớn. Nếu tỷ giá linh hoạt hơn, nếu VND mạnh hơn sẽ phản ánh đúng hướng biến động của thị trường thế giới. 1.2.2 Chính sách tỷ giá hối đoái Việt Nam nên điều chỉnh theo hướng giảm nhẹ giá trị đồng Việt Nam Nhằm góp phần cải thiện khả năng cạnh tranh quốc tế của hàng Việt Nam và giữ vững ổn định kinh tế vĩ mô, trong điều kiện Việt Nam hiện nay, Việc giảm giá đồng Việt Nam là cần thiết nhằm góp phần cải thiện đồng thời cả bên trong và cân bằng bên ngoài của nền kinh tế Việt Nam, khai thác tốt những lợi thế và giảm thiểu những rủi ro gắn liền với hội nhập kinh tế quốc tế. Tuy nhiên, trong bối cảnh hiện tại, không nên phá giá mạnh đồng nội tệ vì lý do sau đây: Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 59 Mặc dù phá giá đồng nội tệ làm cho hàng hóa sản xuất trong nước rẽ hơn tương đối so với hàng hóa nước ngoài, nghĩa là làm cho nền kinh tế có sức cạnh tranh hơn, khuyến khích Xuất khẩu và hạn chế Nhập khẩu, song tác động này khá hạn chế trong điều kiện hiện nay. Nguyên nhân chủ yếu là do hầu hết hàng hóa xuất khẩu của chúng ta là các sản phẩm thô (dầu thô, thủy sản, gạo, cà phê). Sản lượng của các sản phẩm này lệ thuộc khá nhiều vào các điều kiện tự nhiên (trữ lượng các nguồn tài nguyên, đất đai, thời tiết ) nên về cơ bản ít co giãn về nguồn cung ứng khi có sự thay đổi giá cả tương đối, đặc biệt trong ngắn hạn. Trong khi đó sản phẩm của ngành công nghiệp chế biến thường được coi là nhạy cảm hơn với sự biến động của giá cả tương đối thì một số sản phẩm có kim ngạch khá như hàng may mặc, giày dép lại phụ thuộc nặng nề vào nguồn nguyên nhiên liệu nhập khẩu, nên ít khai thác được lợi thế từ phá giá. Về phía nhập khẩu, phần lớn hàng nhập khẩu của chúng ta là máy móc, thiết bị, nguyên nhiên liệu và phụ tùng mà sản xuất trong nước chưa thể đáp ứng được và do vậy, cũng ít nhạy cảm với những biến động của tỷ giá hối đoái. Thực tế cho thấy lạm phát thường đi kèm với chính sách phá giá do sự tăng giá trong máy móc, thiết bị, nguyên, nhiên, vật liệu và các sản phẩm trung gian nhập khẩu khác. Trong bối cảnh đó, hiệu quả của phá giá danh nghĩa đối với cải thiện khả năng cạnh tranh quốc tế của hàng Việt Nam sẽ bị hạn chế một phần. Xét về mặt tâm lý, phá giá mạnh đồng Việt Nam sẽ tác động không tốt đến lòng tin của dân chúng đối với VND và chính sách tiền tệ Việt Nam. Một chính sách không ổn định thì khó khuyến khích các nhà đầu tư trong nước bỏ vốn ra để kinh doanh sản xuất thay vì đầu cơ vào bất động sản, chuyển sang giữ vàng hay đôla Mỹ. Mặt khác, hiện nay, trong tình hình thực tế của Việt Nam, các cá nhân được phép giữ ngoại tệ hoặc có thể gửi tiền tiết kiệm trực tiếp bằng ngoại tệ, nếu tăng tỷ giá quá mạnh sẽ gây sức ép tâm lý khiến người dân chuyển mạnh cơ cấu tài sản được định danh bằng các ngoại tệ mạnh, do vậy sẽ làm cho nhu cầu về ngoại tệ tăng một cách giả tạo và đồng nội tệ có thể mất giá cao hơn so với mục tiêu mà các giới chức tiền tệ đưa ra. Niềm tin của công chúng vào đồng nội tệ do vậy sẽ bị tổn Trường Đại họ Kinh tế Đại học H ế 60 thương, chức năng phương tiện thanh toán và bảo tồn giá trị của nó có thể bị xói mòn và thành tựu ổn định kinh tế vĩ mô có thể bị đe dọa. Cuối cùng, phá giá tiền tệ sẽ gây thiệt hại về kinh tế cho các hoạt động sản xuất kinh doanh có liên quan đến vay tiền bằng ngoại tệ, nghĩa là các khoản nợ nước ngoài tính bằng đồng nội tệ sẽ tự động tăng theo TGHĐ. Chính phủ và các doanh nghiệp có các khoản vay ngoại tệ sẽ phải dành một phần lớn trong thu nhập để thanh toán khoản nợ nước ngoài và kết quả là tình hình tài chính của họ thêm căng thẳng. Qua những phân tích trên, chúng ta thấy rằng Việt Nam không nên phá giá mạnh đồng nội tệ. Tuy nhiên, chúng ta có thể chủ động giảm giá nhẹ đồng Việt Nam để nâng cao sức cạnh tranh quốc tế của hàng Việt Nam vố đang rất yếu trên cả thị trường quốc tế và thị trường trong nước. 1.2.3 Hoàn thiện chính sách tiền tệ Điều hành một cách linh hoạt và phối hợp đồng bộ các công cụ của CSTT, không để xung đột tác động giữa các công cụ chính sách tiền tệ lên các mục tiêu vĩ mô của đất nước, cấu trúc lãi suất tiền gửi và tín dụng. Đặc biệt NHNN kiểm soát chặt chẽ sự thay đổi về khối lượng tiền và lãi suất thông qua các công cụ CSTT như:  Các công cụ gián tiếp (nghiệp vụ thị trường mở, chiết khấu, hoán đổi tiền tệ) sẽ là những công cụ chính trong điều hành CSTT. Nâng cao hiệu quả trong việc sử dụng nghiệp vụ thị trường mở nhằm điều tiết số vốn khả dụng của các tổ chức tín dụng. Lãi suất trên nghiệp vụ thị trường mở phải tương quan với các mức lãi suất khác mà NHNN quy định  Công cụ lãi suất: xác lập mức lãi suất trung tâm của NHNN theo các quy định quốc tế. Khi sử dụng công cụ lãi suất thì yếu tố thị trường cần được quan tâm đặc biệt. NHNN cần theo dõi và phân tích những biến động của lãi suất trên thị trường tài chính trong nước và quốc tế, qua đó chủ động điều chỉnh lãi suất cơ bản để phát đi tín hiệu cho lãi suất thị trường. NHNN có thể sử dụng lãi suất tái cấp vốn Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 61 và lãi suất tái chiết khấu làm lãi suất định hướng. Trong đó, lãi suất tái cấp vốn được nâng dần làm mức lãi suất trần, còn lãi suất tái chiết khấu được giữ ở mức thấp nhằm tạo ra một kênh cung ứng vốn ngắn hạn cho các NHTM. Chính sách lãi suất phải tạo điều kiện thuận lợi để các tổ chức tín dụng huy động được vốn và khuyến khích mở rộng đầu tư sản xuất. 2 . Ưu điểm và hạn chế của đề tài 2.1 Ưu điểm của đề tài  Luận văn đã tổng hợp được diễn biến của lạm phát và tỷ giá tại Việt Nam trong thời gian từ năm 2009 đến 2015  Thứ hai là nghiên cứu được những tác động của tỷ giá hối đoái đối với lạm phát bằng hai phương pháp định tính và định lượng. Để từ đó đưa ra một số khuyến nghị chính sách tỷ giá và chính sách tiền tệ để ổn định giá cả. 2.2 Hạn chế của đề tài  Số biến sử dụng trong mô hình còn ít 2 biến lạm phát và tỷ giá hối đoái nên khả năng giải thích của mô hình còn thấp.  Nội dung của luận văn và những khuyến nghị vẫn còn nhiều hạn chế vẫn chưa giải quyết được hết. Vì thế, tôi rất mong nhận được ý kiến đóng góp từ các thầy cô giáo và các nhà nghiên cứu kinh tế và các bạn sinh viên cho luận văn, để từ đó có thể hoàn thiện tốt hơn đề tài này. 3. Hướng phát triển của đề tài Bằng cách sử dụng mô hình Véc tơ tự hồi quy VAR để chứng minh được mối quan hệ nhân quả của tỷ giá đến lạm phát. Tuy nhiên, biến tỷ lệ lạm phát còn chịu tác động của nhiều biến kinh tế vĩ mô khác, đây chính là gợi ý cho chiều hướng nghiên cứu đối với các đề tài sau này. Thứ nhất, bổ sung thêm một số biến vĩ mô khác như: cung tiền, lãi suất huy động, giá xăng dầu, và sử dụng mô hình kiểm định khác như mô hình vector hiệu chỉnh sai số VECM để hồi quy. Bên cạnh đó, nếu có thể thu thập được số liệu của một số nước trên thế giới, chúng ta có thể sử Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 62 dụng phương pháp hồi quy bảng để so sánh ảnh hưởng chính sách tiền tệ và chính sách tỷ giá đến tỷ lệ lạm phát. TÀI LIỆU THAM KHẢO  Tài liệu tham khảo Tiếng Việt [1] PGS.TS. Nguyễn văn Tiến (2010), “Giáo Trình Tài Chính Quốc Tế”, NXB Thống kê [2] Khoa Toán Kinh Tế - Trường ĐH Kinh Tế Quốc Dân (2005), “Bài giảng Kinh Tế Lượng”, NXB Thống kê, Hà Nội [3] ThS. Nguyễn Trung Đông và ThS. Nguyễn Văn Phong (2013), “Hướng dẫn sử dụng phần mềm Eviews 7.0”, TP. Hồ Chí Minh [4] PGS.TS. Nguyễn Văn Tiến (2009), “Giáo trình Tiền tệ - Ngân hàng”, NXB Thống kê [5] TS. Trần Thị Lương Bình (6/3/2013), “Chính sách tỷ giá và Những vấn đề đặt ra”, tạp chí tài chính [6] PGS. TS. Tô Kim Ngọc và PGS. TS. Lê Thị Tuấn Nghĩa (2012) “Phối hợp chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa”, Kỷ yếu hội thảo - Phối hợp chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa trong điều tiết kinh tế vĩ mô (2012), Bộ tài chính  Các địa chỉ website: [1] Ngân hàng Nhà nước Việt Nam: www.sbv.gov.vn [2] Quỹ Tiền tệ Thế giới (IMF): www.imf.org [3] Ngân hàng ngoại thương: www.vietcombank.com.vn [4] Bộ tài chính: www.mof.gov.vn [5] Tổng cục thống kê: https://www.gso.gov.vn [6] [7] https://vi.wikipedia.org Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 63 [8] [9] [10] [11] 2010.html [12] https://luattaichinh.wordpress.com [13] [14] [15] Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế PHỤ LỤC Phụ lục 1: Số liệu được tính toán từ số liệu thô STT THỜI KỲ CPICPI× 100 LẠM PHÁT (LP):LP= ( CPI CPI − 1) × 100 TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VND/USD (TG) LN(TG) 1 01/2009 100,32 0,32 16978,00 9,7397 2 02/2009 101,17 1,17 16972,00 9,7393 3 03/2009 98,83 -0,17 16954,00 9,7383 4 04/2009 100,35 0,35 16937,00 9,7373 5 05/2009 100,44 0,44 16938,00 9,7373 6 06/2009 100,55 0,55 16953,00 9,7382 7 07/2009 100,52 0,52 16967,00 9,7390 8 08/2009 100,24 0,24 16974,00 9,7394 9 09/2009 100,62 0,62 16991,00 9,7404 10 10/2009 100,37 0,37 17010,00 9,7416 11 11/2009 100,55 0,55 17956,00 9,7957 12 12/2009 101,38 1,38 17941,00 9,7948 13 01/2010 101,36 1,36 17941,00 9,7948 14 02/2010 101,96 1,96 18544,00 9,8279 15 03/2010 100,75 0,75 18544,00 9,8279 16 04/2010 100,14 0,14 18544,00 9,8279 17 05/2010 100,27 0,27 18544,00 9,8279 18 06/2010 100,22 0,22 18544,00 9,8279 19 07/2010 100,06 0,06 18544,00 9,8279 20 08/2010 100,23 0,23 18932,00 9,8486 21 09/2010 101,31 1,31 18932,00 9,8486 22 10/2010 101,05 1,05 18932,00 9,8486 23 11/2010 101,86 1,86 18932,00 9,8486 24 12/2010 101,98 1,98 18932,00 9,8486 25 01/2011 101,74 1,74 18932,00 9,8486 26 02/2011 102,09 2,09 20673,00 9,9366 27 03/2011 102,17 2,17 20703,00 9,9380 28 04/2011 103,32 3,32 20698,00 9,9378 29 05/2011 102,21 2,21 20643,00 9,9351 30 06/2011 101,09 1,09 20618,00 9,9339 31 07/2011 101,17 1,17 20608,00 9,9334 32 08/2011 100,93 0,93 20628,00 9,9344 33 09/2011 100,82 0,82 20628,00 9,9344 34 10/2011 100,36 0,36 20803,00 9,9429 35 11/2011 100,39 0,39 20803,00 9,9429 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 36 12/2011 100,53 0,53 20828,00 9,9441 37 01/2012 101,00 1,00 20828,00 9,9441 38 02/2012 101,37 1,37 20828,00 9,9441 39 03/2012 100,16 0,16 20828,00 9,9441 40 04/2012 100,05 0,05 20828,00 9,9441 41 05/2012 100,18 0,18 20828,00 9,9441 42 06/2012 99,74 -0,26 20828,00 9,9441 43 07/2012 99,71 -0,29 20828,00 9,9441 44 08/2012 100,63 0,63 20828,00 9,9441 45 09/2012 102,20 2,20 20828,00 9,9441 46 10/2012 100,85 0,85 20828,00 9,9441 47 11/2012 100,47 0,47 20828,00 9,9441 48 12/2012 100,27 0,27 20828,00 9,9441 49 01/2013 101,25 1,25 20828,00 9,9441 50 02/2013 101,32 1,32 20828,00 9,9441 51 03/2013 99,81 -0,19 20828,00 9,9441 52 04/2013 100,02 0,02 20828,00 9,9441 53 05/2013 99,94 -0,06 20828,00 9,9441 54 06/2013 100,05 0,05 21036,00 9,9540 55 07/2013 100,27 0,27 21036,00 9,9540 56 08/2013 100,83 0,83 21036,00 9,9540 57 09/2013 101,06 1,06 21036,00 9,9540 58 10/2013 100,49 0,49 21036,00 9,9540 59 11/2013 100,34 0,34 21036,00 9,9540 60 12/2013 100,51 0,51 21036,00 9,9540 61 01/2014 100,69 0,69 21036,00 9,9540 62 02/2014 100,55 0,55 21036,00 9,9540 63 03/2014 99,56 -0,44 21036,00 9,9540 64 04/2014 100,08 0,08 21036,00 9,9540 65 05/2014 100,2 0,20 21036,00 9,9540 66 06/2014 101,38 1,38 21246,00 9,9639 67 07/2014 100,23 0,23 21246,00 9,9639 68 08/2014 100,22 0,22 21246,00 9,9639 69 09/2014 100,40 0,40 21246,00 9,9639 70 10/2014 100,11 0,11 21246,00 9,9639 71 11/2014 99,73 -0,27 21246,00 9,9639 72 12/2014 99,76 -0,24 21246,00 9,9639 73 01/2015 99,80 -0,20 21485,00 9,9751 74 02/2015 99,95 -0,05 21485,00 9,9751 75 03/2015 100,15 0,15 21485,00 9,9751 76 04/2015 100,14 0,14 21485,00 9,9751 77 05/2015 100,16 0,16 21673,00 9,9838 78 06/2015 100,35 0,35 21673,00 9,9838 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 79 07/2015 100,13 0,13 21673,00 9,9838 80 08/2015 99,93 -0,07 21890,00 9,9938 81 09/2015 99,79 -0,21 21890,00 9,9938 82 10/2015 100,11 0,11 21890,00 9,9938 83 11/2015 100,07 0,07 21890,00 9,9938 84 12/2015 100,02 0,02 21890,00 9,9938 Phụ lục 2: Kết quả thống kê mô tả và biểu đồ các biến Biến lạm phát (CPI) Biến tỷ giá (DTG) 0 4 8 12 16 20 24 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 Ser ies: C PI Samp le 2009M01 2015M12 O bserva tions 84 Mean 0 .599762 Med ian 0 .365000 Maximum 3 .320000 Min imum -0 .440000 Std . D ev. 0 .720697 Skewness 1 .254072 Kurtos is 4 .503248 Ja rque -Bera 29 .92688 Probab ility 0 .000000 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế Phụ lục 3: Kiểm định tính dừng của chuỗi số liệu Lạm phát (LP) Null Hypothesis: CPI has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=11) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.968242 0.0025 Test critical values: 1% level -3.511262 5% level -2.896779 10% level -2.585626 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. 0 10 20 30 40 50 60 70 0.00 0.02 0.04 0.06 0.08 Ser ies: D T G Samp le 2009M01 2015M12 O bserva tions 83 Mean 0 .003062 Med ian 0 .000000 Maximum 0 .087975 Min imum -0 .002661 Std . D ev. 0 .012098 Skewness 5 .386774 Kurtos is 34 .40796 Ja rque -Bera 3812 .913 Probab ility 0 .000000 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế Tỷ giá hối đoái Null Hypothesis: TG has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=11) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.901050 0.3304 Test critical values: 1% level -3.511262 5% level -2.896779 10% level -2.585626 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Tại sai phân bậc 1 Null Hypothesis: DTG has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=11) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.434443 0.0000 Test critical values: 1% level -3.512290 5% level -2.897223 10% level -2.585861 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế Phụ lục 4: Đồ thị phần dư Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế