Đề tài Mối liên hệ giữa Tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại tạii Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƢƠNG ---------o0o--------- Công trình dự thi Cuộc thi Sinh viên nghiên cứu khoa học trƣờng Đại học Ngoại thƣơng 2010 Nhóm ngành:XH1a Hà Nội, tháng 7/2010 1 ............................................................................................................................. 0 .................................................................................................................. 3 ..... 6 1.1. ..................................................................... 6 .............................................................................. 6 ............................................................................... 6 1.2. .............................................. 8 1.2.1. ................................................................ 8 1.2.2. ..................................................... 8 1.2.3. ....................................... 9 .................................................................. 10 1.3. ................... 11 1.3.1. ............................................................................. 12 1.3.2. ............................................................ 14 đoạn 1999 tới nay ........................................................................................................... 17 ............. 17 ................................................................................................................. 20 .......................................................................................... 20 ............................................................................................. 21 ..................................................................................................................... 26 ..................................................................... 26 ................... 27 2 ............................................................ 29 .................................................................................................................... 32 3 Tỷ giá hối đoái, hiểu theo nghĩa chung nhất, là giá cả của một đồng tiền được biểu hiện thông qua đồng tiền khác, còn cán cân thương mại là chênh lệch giữa kim ngạch xuất khẩu và kim ngạch nhập khẩu của một quốc gia. Tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng trực tiếp đến hoạt động xuất, nhập khẩu. Vì thế, đây là một trong những công cụ quan trọng nhằm điều tiết cán cân thương mại theo như mục tiêu đã định trước. Ngược lại, sự thặng dư hay thâm hụt cán cân thương mại sẽ làm thay đổi cung cầu ngoại tệ trên thị trường, từ đó tác động lên tỷ giá hối đoái. Như vậy, cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái có mối liên hệ mật thiết và qua lại với nhau, đòi hỏi chúng ta phải xem xét vấn đề này trên góc độ hai chiều. 4 Real exchange rate and trade balance relationship: an empirical study on Malaysia” – - - - 5 - 4. Phƣơng p Phạm vi nghiên cứu của đề tài là mối liên hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại Việt Nam trong khoảng thời gian từ năm 1999 đến nay. CCTM giai đoạn 1999 tới nay 6 1.1. depreciation appreciation): change rate) Theo PGS. TS. (exchange rate mechanism) 7 8 1.2. 1.2.1. 1.2.2. ng dư CCTM: Trạng thái này thường được coi là có lợi cho nền kinh tế, vì nền kinh tế nội địa nhận được thanh toán ròng từ nước ngoài, dẫn đến sự gia tăng của tổng thu nhập, đặc biệt là tiêu dùng, tiết kiệm, đầu tư và doanh thu thuế. Thâm hụt CCTM: xảy ra khi giá trị nhập khẩu của một nền kinh tế vượt quá giá trị xuất khẩu, hay xuất khẩu ròng âm. Đây thường được coi là trạng thái không có lợi, vì nó có nghĩa là nền kinh tế nội địa phải thanh toán ròng cho khu vực nước ngoài, dẫn tới sự suy giảm tổng thu nhập, và các thước đo khác trong nền kinh tế, đặc biệt là tiêu dùng, tiết kiệm, đầu tư và doanh thu thuế. 9 CCTM cân bằng: là trạng thái của CCTM khi giá trị xuất khẩu đúng bằng giá trị nhập khẩu. 1.2.3. TB = X – IM (1) I TB = X(Y * , RER) – IM(Y, RER) (2) (3) P * TB = X(Y * , EP * /P) – IM(Y*, EP*/P) (4) 10 , kh giảm sức cạn 11 v 1.3. TBt = β1 + β2 RERt + β3 Yt + β4 Y*t + et (5) Yt Y*t 12 TBt = β1 + β2 RERt + et (6) (Error correction model). 1.3.1. – (P – – – – Ng Yuen Ling, Real exchange rate and Trade balance relationship: an empirical study on Malaysia, Universiti Tunku Abdul Rahman, Malaysia, 2008) TBt RERt et = TBt + β2 RERt (7) et unhiên. Nhiễu ngẫu nhiên hình thành từ nhiều nguyên nhân: 13 - Bỏ sót biến giải thích. - Sai số khi đo lường biến phụ thuộc. - Các tác động không tiên đoán được. - Dạng hàm hồi quy không phù hợp. Một đặc trưng quan trọng của et là một biến chuỗi có giá trị trung bình nhỏ và không có xu hướng lớn dần hay nhỏ dần theo thời gian. Vì vậy, nếu biến chuỗi sai số này là biến ngẫu nhiên thì giá trị trung bình ước ính sẽ bằng 0 và có cùng phương sai. Một biến chuỗi sai số với đặc tính này được gọi là biến chuỗi tĩnh (Stationary Time Series). Biến chuỗi tĩnh là khái niệm cơ bản và quan trọng trong lý thuyết Đồng liên kết. Vì thế, trong khi ước lượng các tham số hoặc kiểm định giả thiết của các mô hình, nếu không kiểm định thuộc tính này của biến chuỗi thì các kỹ thuật phân tích thông thường (chẳng hạn như kỹ thuật OLS) sẽ không còn chính xác và hợp lý. Nếu các biến sử dụng là biến tĩnh liên kết cùng bậc thì tiến hành phương pháp hồi quy với phương trình (6) (OLS) . Nếu phần dư là một biến chuỗi tĩnh thì hai biến số trong mô hình là đồng liên kết. Từ đó phân tích kết quả mô hình. 14 1.3.2. ECM được áp dụng cho bất cơ mô hình nào mà trực tiếp ước lượng tỷ lệ thay đổi của Yt về trạng thái cân bằng vơi sau khi Xt thay đổi. Mô hình EC t trong dài hạn chịu tác động chặt chẽ của Xt trong dài hạn, và sự thay đổi trong ngắn hạn của Yt là do độ lệch từ những thay đổi cân bằng dài hạn. Dưới đây là một mô hình ECM: (8) Trong đó Δ đại diện cho sự thay đổi sau 1 kỳ, ví dụ: ΔYt= Yt – Yt-1. Như chúng ta thấy, mô hình sử dụng sự sai lệch cả ở biến độc lập và biến phụ thuộc. Sự xuất hiện của yếu tố thứ hai rằng X và Y có mối quan hệ cân bằng trong dài hạn. Đặc biệt hơn, chúng ta biết rằng bất cứ sự thay đổi nào của Yt là tổng hòa của 2 yếu tố: (i) Sự tác động ngắn hạn của Xt lên Yt (ii) sự tác động dài hạn của sai số với giá trị cân bằng trong kỳ t được điều chỉnh trong mỗi kỳ bởi tỷ lệ γ. Do đó, β0 thể hiện mối quan hệ ngắn hạn (short – run relationship) giữ ΔY thay đổi lập tứ ếu X tăng 1 đơn vị trong chu kỳ t. thì Y và ΔY tăng β0 đơn vị trong kỳ t , γ cho chúng ta biết 15 ADL : Yt = β0 Xt + β1 Xt−1 + ρYt-1 + vt (9) Trừ cả 2 vế cho Yt-1: ∆Yt = β0 Xt + β1 Xt−1 + (ρ − 1)Yt-1 + vt (10) Thay ∆Yt = β0 Xt + β1 Xt-1 + γYt−1 + νt (11) ∆Xt = Xt − Xt−1, do đó, Xt = ∆Xt + Xt−1. Thay vào Xt, ta đƣợc ∆Yt = β0 ∆Xt + β0 Xt−1 + β1 Xt−1 + γYt−1 + νt = β0 ∆Xt + (β0 + β1 )Xt−1 + γYt−1 + νt (12) Thay β2 = β0 + β1, ta được: ∆Yt = β0 ∆Xt + β2 Xt−1 + γYt−1 + νt (13) Chúng ta Yt-1-Xt-1, do đó (14) Do đó, ECM có thể viết thành (15) Trong đó, = và γ= ρ-1. Nói cách khác, mô (16) Có thể viết lại theo ECM như sau: ρ-1)[ ) (17) 16 = ρ-1)[ ) (18) – Granger trong Stata quy TB, RER (6) TBt = β1 + β2RERt + et et = TBt - β1 - β2RERt ∆TBt = α + α1∆ RERt-1 + et-1 (19) α 1 t (short run effect) t t 17 Nam giai đoạn 1999 tới nay 2.1. 18 Gi – 2006: – – như sau: : – : , 19 Biểu đồ thể hiện sự biến động của XK và NK 11541.414482.715029.2 16706.120149.3 26485 32447.1 39826.2 48561.3 62628 56149 11742.1 15636.516217.9 19745.6 25255.8 31968.8 36761.1 44891.1 62682.2 79681 69440 0 20000 40000 60000 80000 100000 120000 140000 160000 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Năm Giá tr ị NK XK – 2009: i. 20 TG kỳ vọng = (% thay đổi tỷ giá RER) x (TG danh nghĩa tại thời điểm t) + (TG danh nghĩa tại thời điểm t). PGS. TS. Nguyễn Văn Tiến. Tỷ giá thực và tác động của nó đến cán cân thương mại, Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế, số 12 (2003)) : Bloomberg.com : vcb.com.vn 21 gso.com.vn rateinflation.com 3 – Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 45 ---------- Interpolated Dickey-Fuller --------- Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Statistic Value Value Value ------------------------------------------------------------------------------ Z(t) . -3.430 -2.860 -2.570 ------------------------------------------------------------------------------ MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 1.0000 22 Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 45 Newey-West lags = 12 ---------- Interpolated Dickey-Fuller --------- Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Statistic Value Value Value ------------------------------------------------------------------------------ Z(rho) . -29.500 -21.800 -18.300 Z(t) . -3.960 -3.410 -3.120 ------------------------------------------------------------------------------ MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 1.0000 5%, (6) TB = - 27875.43 + 216.887 RER + et (20) regress tb rer Source | SS df MS Number of obs = 45 -------------+------------------------------ F( 1, 43) = 21.19 Model | 291139778 1 291139778 Prob > F = 0.0000 Residual | 590687202 43 13736911.7 R-squared = 0.3302 -------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.3146 Total | 881826980 44 20041522.3 Root MSE = 3706.3 ------------------------------------------------------------------------------ tb | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- rer | 216.887 47.11154 4.60 0.000 121.8775 311.8965 _cons | -27875.43 5299.093 -5.26 0.000 -38562.06 -17188.79 ------------------------------------------------------------------------------ 23 t t : TB = - 27875.43 + 216.887 RER (21) – : ∆TBt = α + α1∆ RERt-1 + et-1 t α1 = -1.3 , Augmented Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 45 ----------- Z(t) has t-distribution ---------------- Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Statistic Value Value Value ----------------------------------------------------------------------------------- Z(t) -3.378 -2.453 -1.696 -1.309 ----------------------------------------------------------------------------------- p-value for Z(t) = 0.0010 24 . vec TB RER, trend(constant) lags(3) Vector error-correction model Sample: 1999q1 2010q1 No. of obs = 45 AIC = 20.79052 Log likelihood = -371.6246 HQIC = 20.99006 Det(Sigma_ml) = 1815847 SBIC = 21.35652 Equation Parms RMSE R-sq chi2 P>chi2 D_TB 6 1420.27 0.4944 30.30864 0.0000 D_RER 6 1.69819 0.4266 23.06307 0.0008 Coef. Std.Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] D.TB _cel L1. TB LD. L2D RER LD. L2D _cons -1.310235 .4371088 .5043217 338.3389 -182.4344 -.0004658 .3618894 .272743 .1808704 164.4977 163.2782 261.4386 -3.34 1.60 2.79 2.06 -1.12 -0.00 0.001 0.109 0.005 0.040 0.264 1.000 -1.919726 -.5011452 -.0974576 .9716752 .1498222 .8588211 15.92927 660.7485 -502.4538 137.585 -512.4108 512.4099 D.RER _cel L1. TB LD. L2D RER LD. L2D _cons . 0009504 -.0004121 -.0002716 .3047894 -.2782 -.593324 .0004327 .0003261 .0002163 .1966874 .1952293 .3125983 2.20 -1.26 -1.26 1.55 -1.42 -1.90 0.028 0.206 0.209 0.121 0.154 0.058 .0001023 .0017985 -.0010512 .0002271 -.0006954 .0001523 -.0807109 .6902898 -.6608424 .1044424 -1.206005 .0193573 25 : cân t ) 2 = 0.3302 (R 2 – REER – 26 27 Hiện này, các mặt hàng xuất khẩu chủ lực của Việt Nam bao gồm: gạo, cà phê, 28 sinh, kháng sinh, quy cách hàng hoá…ngay cả gạo khi xuất khẩu sang thị trường Indonesia, Philippin, Trung Đông, Châu Phi, mặc dù giá gạo có tăng nhưng khối lượng và cao chất lượng. tranh của hàng hoá về trông chờ vào phá giá nội tệ để kích thích xuất khẩu thì doanh nghiệp có tư tưởng ỷ lại không chủ động nâng cao năng lực cạnh tranh trên thị trường quốc tế. Bởi vậy chính sách điều hành tỷ giá trong thời gian tới không nên hướng phá giá VND mạnh, song vẫn cần tiếp tục duy trì để tỷ giá VND/USD không bị giảm giá quá mạnh Phát triển ngành công nghiệp phụ trợ 29 – 20% (ng : vneconomy.vn) h phức tạp của việc sử dụng mô hình kinh tế lượng, sau đây xin trình bày một mô hình được đề cập trong nghiên cứu của Kevin Clinton. Khi xem xét tác động qua lại giữa 3 biến số: giá cả hàng hoá, tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch giá xuất nhập khẩu, Kevin đưa ra một hệ các phương trình sau: 30 - Phương trình xác định giá xuất khẩu: px = Φ(pcom* + pfx)+δp+(1-Φ-δ)pg (1) - Phương trình xác định giá nhập khẩu: pm = pfx+δp*+(1-δ)pg* (2) - Phương trình xác định chênh lệch giá xuất nhập khẩu: px-pm = Φ(pcom*- pg*)+(1-Φ)[pg-pg*-pfx]+δ[(p*- pg*)-(p-pg)] (3) - Cải biến phương trình (3), phản ánh mối quan hệ giữa chênh lệch giá xuất nhập khẩu và tỷ giá thực được đo bởi chỉ số giảm phát GDP sẽ được phương trình (4) dưới đây: px-pm = Φ(pcom*- pg*)+(1-Φ)[p-p*-pfx]+(1-Φ-δ)[(p*- pg*)-(p-pg)] (4) Trong đó: + *: biến nước ngoài được đánh giá bằng ngoại tệ + px: giá xuất khẩu hàng hoá + pm: giá nhập khẩu hàng hoá + pcom*: giá thế giới của các hàng hoá là tài nguyên cơ bản + pfx: giá ngoại tệ + p: chỉ số giảm phát GDP 31 + pg: giá các hàng hoá thành phẩm + Φ: tỷ trọng giá hàng hoá thế giới trong tổng giá xuất khẩu + δ: tỷ trọng chi phí dịch vụ được yêu cầu để chuyển hàng thành phẩm và nguyên liệu nội địa thành hàng xuất khẩu. + 1-Φ-δ: tỷ trọng giá hàng hoá thành phẩm + Tất cả các biến trong các phương trình trên đều ở dưới dạng % thay đổi (hoặc sai phân bậc 1 của giá trị logarit). Nghiên cứu này phát biểu rằng trong một nền kinh tế phụ thuộc hoàn toàn thì ảnh hưởng của giá hàng xuất khẩu của nó tới giá cả thế giới là quá nhỏ, chênh lệch giá xuất nhập khẩu chỉ được xác định bởi các biến nước ngoài: Φ=1 và δ=0. Nói cách khác, các tỷ trọng δ và (1-Φ-δ) phản ánh mức độ ảnh hưởng mà một quốc gia có được đối với giá xuất khẩu (“quyền lực thị trường”). - - 32 , –