Khóa luận Nghiên cứu ảnh hưởng của tỷ giá thực song phƣơng đến cán cân thương mại của Việt Nam

so với USD nhưng lại tăng giá so với các đồng tiền khác.Sựlên giá thực của VND làm ảnh hưởng tới khả năng cạnh tranh củahàng hóa xuất khẩu của Việt Nam trên thị trường thế giớivà thực tế thâm hụt CCTM trong giai đoạn này cũng phần nào chứng minh cho điều đó.Đồng thời, Hình 3.6 cho thấy trong giai đoạn 2000 - 2003, đường tỷ giá thực RER luôn theo sát đường tỷ tỷ giá danh nghĩa NER. Tuy nhiên, sau đó, RER và NER ngày càng nới rộng khoảng cáchnhất là trong năm 2008- 2011 (Năm 2008, lạm phát ở Việt Nam đạt 22.97% và lãi suất huy động cũng ở con số xấp xỉ, trong khi lạm phát ở Mỹ là 3 - 4%, nhưng tỷ giá hối đoái danh nghĩa không có sự biến động đáng kể)9. Cụ thể, NER có xu hướng tăng trong tất cả các năm và tăng mạnh hơn từ 2008 - 2011và ổn định hơn cho tới nay, nhưng RER lại càng giảm xuống dưới mức 100. Điều này đã góp phần lý giải vì sao VND được NHNN điều chỉnh tương đối mạnh, bắt đầu trong 2008 đặc biệt Q1/2011 với mức giảm 9.3% nhưng không giúp cải thiện CCTM trong 2008 - 2010. Nhưng từ năm 2009 tới nay RER từ 63.35 vào Q2/2009 liên tục tăng lên đến Q4/2013 đạt 85.65 và đến quý 4/2014, RER đạt mức rất cao 88.23 nên có tác dụng 8 Uỷ ban Kinh tế của Quốc hội và UNDP tại Việt Nam (2013) 9 Đạ i h ọc K in tế H uế 49 cải thiện dần khả năng cạnh tranh của Việt Nam, tuy nhiên tính đến quý 4/2014VND vẫn đang còn định giá tương đối cao so với USD. Lý giải điều này là do trong những năm gần đây NHNN duy trì ổn định tỷ giá của Việt Nam chỉ dao động trong biên độ hẹp trong thời gian dài góp phần kiềm chế lạm phát lạm phát trong nước đồng thời giảm dần mức chênh lệch lạm phát Việt Nam và Mỹso với trước đó, vì vậy đã có ảnh hưởng tốt lên tỷ giá RER, góp phần cải thiện tình trạng CCTM và lần đầu tiên sau nhiều năm đã đạt thặng dư thương mại trong năm 2012 - 2014. Hình 3.6. Diễn biến tỷ giá thực và tỷ giá danh nghĩa song phƣơng Việt Nam 2000 - 2014, kỳ gốc quý 1/2000 Nguồn: Tính toán của tác giả. 3.3. Nhận xét mối quan hệ giữa RER và cán cân thƣơng mại Nhìn chung, dựa vào hình 3.6 ta thấy rằng hai biến số này có xu hướng biến động cùng nhau theo thời gian. Điều này chứng tỏ đã có mối liên hệ nhất địnhgiữa tỷ giá thực RER với tỷ số TM của Việt Nam trong thời gian qua. Hơn nữa, quan sát kỹ hơn thì tác động của RER lên tỷ số TM lại không thể hiện ngay mà luôn có độ trễ nhất định. Hay nói theo cách khác, ngay quýcó RER tăng thì tỷ số thương mại giảm, sau một khoảng thời gian nhất định, do tác động củaRER tăng chỉ số này mới tăng. Ngược lại, vào thời kỳcó RER giảm thì ngay kỳ đótỷ số thương mại không giảm mà có khi còn tăng.Cụ thể,năm 2001- 2003, RER có xu hướng tăng từ 100 lên 107.21, 108.78 và RER đạt đỉnh cao nhất là 109.56 vào năm 2003, sau đó giảm dần. Tuy nhiên CCTM không cải thiện ngay mà có xu hướng thâm hụt (tỷ số TM giảm dần từ 92.97 năm 2001, xuống 85 năm 2002 và 79.95 năm 2003),mãi tới năm 2004- - 50.0000 100.0000 150.0000 200.0000 q 1 2 0 0 0 q 4 2 0 0 0 q 3 2 0 0 1 q 2 2 0 0 2 q 1 2 0 0 3 q 4 2 0 0 3 q 3 2 0 0 4 q 2 2 0 0 5 q 1 2 0 0 6 q 4 2 0 0 6 q 3 2 0 0 7 q 2 2 0 0 8 q 1 2 0 0 9 q 4 2 0 0 9 q 3 2 0 1 0 q 2 2 0 1 1 q 1 2 0 1 2 q 4 2 0 1 2 q 3 2 0 1 3 q 2 2 0 1 4 NER (USD/VND) RER (USD/VND) Đạ i h ọc K inh tế Hu ế 50 2006 thì tác dụng này mới khiến cho CCTM được cải thiện hơn (tỷ số TMmới bắt đầu tăng lên từ 82.57 lên 89.18). Mặc dù, năm 2003 RER đạt đỉnh cao nhất nhưng trong năm này CCTM vẫn thâm hụt, cho đến những năm sau đó CCTM mới cải thiện. Ngoài ra, cũng có hiện tượng vào năm 2004-2006, RER có xu hướng giảm:106.05 xuống 101.9 và 98.66 (năm 2006)thì phải tới năm 2006, 2007ta mới thấy sự tác động đó lên CCTM đó là tỷ sốTM mới bắt đầu giảmtừ 89.18 chỉ còn 79.60. Trong những năm tiếp theo, mối liên hệ này qua đồ thị trên cho thấy không thực sự rõ ràng.Ngoài ra, Việt Nam là một nước đang phát triển, nhiều mặthàng trong nước chưa thể sản xuất được hay nếu có sản xuất được đi chăng nữa thìthường có chất lượng thấp, giá thành cao, tỷ lệ hàng hóa đủ tiêu chuẩn xuất khẩuthấp, tỷ lệ nguyên vật liệu đầu vào có nguồn gốc nhập khẩu cao làm cho khốilượng hàng xuất khẩu tăng không đáng kể, khối lượng hàng nhập khẩu giảm chậmhơn. Tất cả những điều này hàm ý rằng tại Việt Nam, cái gọi là thời gian CCTMthâm hụt trong thời gian ngắn khi phá giá tiền tệ (hiệu ứng giá cảtrong lý thuyết đường cong J) sẽ có thể kéo dài hơn và mức độ cải thiệnCCTM cũng cao hơn không nhiều so với các nước phát triển. Tóm lại với những phân tích trên,qua xem xét mối quan hệ giữa tỷ giá thực và tỷsốTM của Việt Nam thời gian qua,cóthể thấy rằng tỷ giá thựcRERđã có tác động tới cán cân thương mại, nhưngkhông tác động ngay lênCCTMvà điều này có thể giải thích phần nào sự phù hợp với lý thuyết hiệu ứng đường cong J.Kết quả tính toán và phân tích củatác giảđối với thực tếcủa Việt Nam như nêu trên thì sự tác động của mối liên hệ này là không nhiều và chưa thực sự rõ nét.Điều này chứng tỏ rằng, ngoài tác động của tỷ giá thực thì xuất nhập khẩu và cán cân thương mại của Việt Nam còn chịu tác động rất lớn từ những nhân tố khác. 3.4. Phân tích sựảnhhƣởngcủatỷ giá thực song phƣơng tớicán cân thƣơng mại Việt Nam 3.4.1. Dữ liệu nghiên cứu Dữ liệu tỷ giá thực song phương và CCTM được thu thập theo quý trong khoảng thời gian từ quý 1/2000 - quý 4/2014 gồm 60 quan sát, đảm bảo yêu cầu về cỡ mẫu. Tất cả các số liệu đã được lấy dưới dạng logarit tự nhiên. Đạ i h ọc K inh tế H uế 51 Bảng 3.4: Thống kê mô tả cho các chuỗi số liệu trong nghiên cứu Chỉ tiêu Ln(Tỷ số TM) LnRER Giá trị trung bình 4.5325 4.4627 Trung vị 4.5150 4.4600 Giá trị lớn nhất 5.0600 4.6900 Giá trị nhỏ nhất 4.1600 4.1500 Độ lệch chuẩn 0.1726 0.1613 Độ nghiêng 1.1576 -0.3911 Độ nhọn 5.0970 2.1914 Số quan sát 60 60 Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên Eviews10. Ta thấy Tỷ giá thực song phương (LnRER) có giá trị Skewness <0 nên phân phối lệch trái.Đối với Tỷ số thương mại Ln(Tỷ số TM) có phân phối lệch phải. Tỷ giá thực song phương nhận giá trị Kurtosis <3 cho thấy hình dạng của đa giác phân phối sẽ tù hơn với hai đuôi dài, nghĩa là biến này có biến động ít, biến thiên dao động không lớn trong thời gian khảo sát nghiên cứu. Với Tỷ số thương mại có Kurtosis >3 do đó phân phối giá trị của biến này tập trung hơn mức bình thường, hình dạng của đa giác tần số khá cao và nhọn với hai đuôi hẹp. Vì vậy, Tỷ số thương mạicó những biến động mạnh và bất thường trong thời gian nghiên cứu. Xem xét các giá trị khác: -Xét trong mối tương quan với giá trị trung bình, Độ lệch chuẩn cao chứng tỏ các quan sát trong các biến có độ phân tán tương đối lớn xung quanh giá trị Mean. -Giá trị trung bình và trung vị các biến xấp xỉ nhau. -Không có sự chênh lệch nhiều giữa giá trị lớn nhất và nhỏ nhất của các biến. 10Chi tiết mời xem phụ lục 1.1. Đạ i h ọc K in tế H uế 52 3.4.2. Phân tích sự ảnh hưởng của tỷ giá thực song phương tớiCCTM trong dài hạn 3.4.2.1 Kiểm định tính dừng (Kiểm định nghiệm đơn vị- unit root test) Bảng 3.5: Kiểm định Unit Root test - ADF cho các chuỗi số liệu Biến P-value Kết luận* Chuỗi dữ liệu ban đầu Tỷ số TM 0.1046 Không dừng RER 0.4379 Không dừng Chuỗi logarit Ln(Tỷ số TM) 0.1126 Không dừng LnRER 0.4309 Không dừng Chuỗi sai phân bậc 1 DLn(Tỷ số TM) 0.0000 Dừng DLnRER 0.0481 Dừng Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu.11 *mức ý nghĩa 5% Sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị để kiểm định xem các chuỗi dữ liệu gốc, chuỗi logarit tự nhiên, chuỗi sai phân bậc 1 có dừng hay không. Từ kết quả kiểm định, cho thấy chuỗi dữ liệu gốcvà chuỗi logarit tự nhiên là không dừng (hay có nghiệm đơn vị). Với mức ý nghĩa 5%, chuỗi dữ liệu các biến đều dừng ở mức sai phân bậc 1 (P-value<0.05). Do đó, bậc tích hợp của các biến là 1 hay I(1). 3.4.2.2 Kiểm định đồng tích hợp Engle-Granger Sau khi kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu, với đặc điểm của các chuỗi thời gian sử dụng cho ước lượng là các chuỗi dừng sai phân bậc 1, I(1), nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích đồng liên kết của Engle-Granger để ước lượng môhìnhcânbằng dài hạn. Bảng 3.6: Kết quả ƣớc lƣợng mô hình đồng liên kết Biến phụ thuộc: Ln(Tỷ số TM) Biến số Hệ số ƣớc lƣợng Độ lệch chuẩn Giá trị thống kê t Giá trị P - value Hằng số 2.3805* 0.56020 4.249394 0.0001 Ln(RER) 0.4822* 0.12545 3.843798 0.0003 R 2 (R-square)= 0.2030, Adjusted R-square = 0.1892, F test: F-stat=14.7748 (0.000) Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu. 12 11Chi tiết mời xem phụ lục 1.2. Đạ i h ọc K inh tế H uế 53 *có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Kiểm định ý nghĩa thống kê của hệ số ước lượng thông qua giá trị P-value, cho thấy các hệ số trên là có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%.Kiểm định phần dư từ kết quả ước lượng hàm hồi quy trên cũng cho thấy chuỗi phần dư là chuỗi dừng I(0) ở mức ý nghĩa 5% cho thấy hai biến số này làđồng liên kết bậc I. Bảng 3.7: Kiểm định Engle - Granger kiểm định tính dừng của phần dƣ Biến P-value Kết luận* ECM 0.000 Dừng Nguồn: Tính toán của tác giả theo dữ liệu nghiên cứu.13 *mức ý nghĩa 5% Kết quả ước lượng trong bảng trên thỏa mãn các điều kiện của các giả thiết OLS dựa trên các kiểm định phần dư, như: phần dư có phân phối chuẩn, không có tự tương quan và phương sai sai số không đổi.Ngoài ra, các tham số kiểm định sự phù hợp của mô hình khẳng định mô hình là có ý nghĩa hay phù hợp, vì P-value (của giá trị thống kê F) bằng 0.000 <0.05. Hàm hồi quy thể hiện mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa Tỷ giá thực song phương và Tỷ số thương mại sẽ là: Ln(Tỷ số TM) = 2.3805 + 0.4822Ln(RER)  Nhận xét kết quả đạt được: Từ phương trình trên cho thấy: Hệ số ước lượng của tỷ giá thực song phương mang dấu dương (0.4822) và có ý nghĩa thống kê, nghĩa là trong dài hạnnếu các yếu tố khác không đổi, tỷ giá thực song phương RER có ảnh hưởngcùng chiều đến CCTM mà ở đây chính là tỷ số thương mạivới mức ý nghĩa 5% (p-value = 0.0003) hay nói cách khác, với các yếu tố khác không đổi, khi tỷ giá thực song phương tăng lên 1% thì tỷ số thương mại sẽ tăng lên 0.4822% và ngược lại. Ngoài ra, hằng số (2.3805) cũng có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, cho thấy khi tỷ giá thực song phương 12Chi tiết mời xem phụ lục 2.1. 13Chi tiết mời xem phụ lục 2.2. Đạ i h ọc K inh tế H uế 54 RER bằng 1 đơn vị thì tỷ số TM trung bình đạt 10.81 đơn vị. Điều này hoàn toàn phù hợp với giả thiết nghiên cứu và tương đồng với các tác giả trước như Phan Thanh Hoàn và Nguyễn Đăng Hào (2007), Ng Yuen-Ling(2008)...Mối quan hệ giữa hai nhân tố này trong dài hạn còn được khẳng định qua kết quả của mô hình ECM, đó là sai số trễ ECM(-1) có ý nghĩa thống kê và mang dấu thích hợp. Mô hình phần nào chứng tỏ đã có mối quan hệ nhất định giữa tỷ giá thực với CCTM của Việt Nam trong thời gian qua, điều này có nghĩa là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi tỷ giá RER tăng (phá giá nội tệ), VND giảm giá thực so với USD sẽ làm tăng sức cạnh tranh của hàng hóa xuất khẩu Việt Nam trên thị trường trong dài hạn, nên xuất khẩu gia tăng, làm tăng tỷ số thương mại, hay nói cách khác là cải thiện CCTM.Tuy nhiên, mức độ giải thích của mô hình trong dài hạn không cao, thể hiện ở hệ số xác định của mô hình là R2 = 0.2030. Điều này cũng hoàn toàn phù hợp vì trên thực tế, hoạt động ngoại thương của Việt Nam trong thời gian này ngoài chính sách tỷ giá còn chịu tác động của nhiều nhân tố vĩ mô khác như thu nhập, lạm phát, môi trường kinh tế toàn cầu...và mức độ ảnh hưởng còn phụ thuộc vào cơ cấu cũng như thị trường xuất nhập khẩu của Việt Nam trong thời gian qua. 3.4.3 Phân tích sựảnhhưởngcủa tỷ giá thực song phương tới CCTM trong ngắn hạn 3.4.3.1 Lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình Để thực hiện ước lượng mô hình ECM, điều cần làm là xác định độ trễ thích hợp cho tất cả các biến. Một phương pháp thường được sử dụng là dựa vào các tiêu chuẩn AIC, SIC, HQ để lựa chọn.[5,tr. 619] Bảng 3.8: Lựa chọn độ trễ tối ƣu thông qua các chỉ tiêu Lag AIC SIC HQ 0 -0.853162 -0.747335 -0.825855 1 -0.859226 -0.753589 -0.817989 2 -0.848533 -0.706433 -0.793182 3 -0.956550* -0.783351* -0.856901* 4 -0.876708 -0.659706 -0.792577 5 -0.820080 -0.564601 -0.721285 6 -0.832141 -0.537477 -0.718501 7 -0.929482 -0.624904 -0.830819 8 -0.934281 -0.759042 -0.840423 Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu. Đạ i h ọc Ki nh tế H uế 55 Dựa vào bảng trên, phù hợp với các tiêu chí, kết hợp với thực tế của số liệu nghiên cứu, ta lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình hiệu chỉnh sai số là3. 3.4.3.2 Ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM Với kết quả ước lượng và kiểm định ở phầntrên, tác giả tiến hành ước lượng mô hình ECM với p = 3.Mô hình ước lượng như sau: Dln(Tỷ số TM)t ( ) ( ) ( ) ( ) Bảng 3.9: Kết quả ƣớc lƣợng mô hình ECM. Biến phụ thuộc: DLn(Tỷ số TM) Biến số Hệ số ƣớc lƣợng Độ lệch chuẩn Giá trị thống kê t Giá trị P-value Hằng số C 0.001533 0.019662 0.077966 0.9382 DLn(RER) 1.214161 0.865602 1.402678 0.1669 DLn(RER)-1 1.261947 0.908683 1.388765 0.1711 DLn(RER)-2 -0.766327 0.915068 -0.837453 0.4063 DLn(RER)-3 0.832526* 0.387881 2.146346 0.0470 (ECM)-1 -0.807658** 0.139045 -5.808628 0.0000 R 2 =0.5317, Adjusted R-square = 0.4748, F test: F-stat = 7.5961 (0.000), Durbin-Watson stat:2.035442 Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu.14 Ghi chú: *, **có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và 1%. Phương trình mô tả sự ảnh hưởng giữa tỷ giá thực song phương tới tỷ số thương mại trong ngắn hạn như sau: DLn(Tỷ số TM) = -0.001533+0.832526DLnRER(-3) - 0.807658ECM(-1) Kết quả ước lượng trong bảng trên thỏa mãn các điều kiện của các giả thiết OLS dựa trên các kiểm định phần dư15, như: phần dư có phân phối chuẩn, không có tự tương quan và phương sai sai số không đổi và ổn định.Kiểm định F-statistic với P- value = 0.000 cũng cho thấy mô hình là hoàn toàn phù hợp. 14Chi tiết mời xem phụ lục 3.1. 15Chi tiết mời xem phụ lục 3.2. Đạ i h ọc Ki nh tế H uế 56  Nhận xét kết quả đạt được: Mô hình ECM có thể giải thích ảnh hưởng của tỷ giá thực song phương tới cán cân thương mại Việt Nam ở mức 53.17% (R2= 0.5317). Sử dụng giá trị p-value từ kết quả chạy mô hình trên để kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số ước lượng trong mô hình, cho thấy trong ngắn hạn, biến thiên tỷ số thương mại bị tác động bởi biến thiên của tỷ giá thực song phương với độ trễ t-3ở mức ý nghĩa 5%và ECM với độ trễ t-1 với mức ý nghĩa 1%,trong đó biến thiên tỷ giá thực song phương với độ trễ 3quý ảnh hưởng cùng chiều tới biến thiên của tỷ số thương mại ở hiện tại ở mức ý nghĩa 5%. Mức độ trễ trong ảnh hưởng của tỷ giá thực song phương đến tỷ số TM là tương đối lớn, thể hiện ở biến số DLn(RER)t-3. Có nghĩa là, biến thiên của tỷ giá ở quý thứ 3 về trước sẽ có tác động tới hoạt động xuất nhập khẩu ở thời điểm hiện tại. Điều này là phù hợp với lý thuyết thương mại cũng như thực tiễn ngoại thương Việt Nam, cụ thể là những mặt hàng xuất khẩu chủ lực của Việt Nam phần lớn là nông sản, thủy sản có tính thời vụ.16 Vì vậy, đây là phản ứng trễ trong sản xuất đối với thay đổi của tỷ giá hối đoái. Mặt khác nhập khẩu của Việt Nam chịu nhiều tác động của các chính sách khác hơn là tỷ giá. Hệ số ước lượng của sai số hiệu chỉnh ECM trong phương trình thể hiện mối quan hệ trong ngắn hạn có dấu âm (-0.8076) và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Dấu âm đó cho biết ý nghĩa đó là: thứ nhất, tỷ giá thực song phương thời kỳ này có điều chỉnh tỷ số TM theo một tỷ lệ với sự cân bằng của thời kỳ trước. Sự tác động của tỷ giá thực song phương đẩy tỷ số TM giảm (tăng) của quý trước sẽ làm tăng (giảm) tỷ số TM ở quý này. Như vậy, sự bất cân bằng trong CCTM luôn được điều chỉnh theo thời gian và sự điều chỉnh biến Tỷ số TM là do hệ số điều chỉnh sai số. Thứ hai, hệ số của ECM đảm bảo rằng có tồn tại quan hệ đồng tích hợp như đã tìm ra ở các phần trước theo giả thuyết của Granger (1987).Với hệ số ước lượng ECMt-1=-0.8076có nghĩa là giá trị biến thiên của tỷ số thương mại DLn(Tỷ số TM) bị khử đi khoảng 0.8076 mức chênh lệch giữa giá trị ngắn hạn và dài hạn,trong trường hợp các yếu tố khác không đổi. (Nguyễn Quang Dong, 2013) 16 Phan Thanh Hoàn và Nguyễn Đăng Hào (2007). Đạ i h ọc K inh tế H uế 57 3.5. Thảo luận kết quả Kết quả mô hình thể hiện ở trên cho thấy tỷ giá hối đoái thực song phương thực sự có ảnh hưởng đến tỷ số TM mà ở đây chính là CCTM trong dài hạn và ngắn hạn. Các tham số thống kê của các mô hình đều chứng tỏ các mô hình là phù hợp và có ý nghĩa. Các kết quả với mức độ tác động của tỷ giá thực song phương là phù hợp với tình hình thực tế của CCTM và nền kinh tế của Việt Nam trong thời gian nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu trên cùng với những nghiên cứu trước đây về vấn đề này một lần nữa khẳng định tác động tích cực của việc tăng tỷ giá thực (đồng Việt Nam giảm giá thực) đối với hoạt động xuất khẩu của Việt Nam.Điều này cho thấy việc chủ động phá giá nội tệ trong những năm qua đã có hiệu quả nhất định trong việc tăng cường xuất khẩu và cải thiện CCTM. Vấn đề đặt ra ở đây là liệu Việt Nam có nên phá giá đồng tiền trong thời gian tới để thúc đẩy xuất khẩu, từ đó cải thiện cán cân thương mại hay không? Đây là một vấn đề phức tạp bởi để thúc đẩy xuất khẩu đòi hỏi một hệ thống biện pháp khác nhau, không đơn thuần là chính sách tỷ giá. Mặt khác, tỷ giá là một biến số vĩ mô rất nhạy cảm tác động đến nhiều biến số vĩ mô khác như thương mại quốc tế, cán cân thanh toán, ngân sách chính phủ, vay trả nợ nước ngoài, cung cầu ngoại tệ, lạm phát... Do đó, việc xem xét chính sách tỷ giá phải được đặt trong một tổng thể chính sách của Chính phủ. Có một số lý do cho thấy cần phải thận trọng khi xem xét quyết định có nên phá giá hay không như sau: Thứ nhất, trong mô hình của nghiên cứu này mới đề cập đến tác động của tỷ giá thực lên xuất, nhập khẩu chứ chưa xem xét tác động đến các biến số vĩ mô khác. Bên cạnh đó, việc phá giá đồng Việt Nam sẽ làm cho nhập khẩu sẽ trở nên đắt đỏ hơn đối với các nhà sản xuất trong nước. Hiện tại, nhiều ngành kinh tế của Việt Nam còn phụ thuộc vào đầu vào nhập khẩu cao như nông nghiệp, dệt may, công nghiệp hóa chất, điện tử...hay những ngành nhập khẩu để xuất khẩu. Do đó, phá giá sẽ đẩy chi phí sản xuất của những ngành này lên cao (vì tăng chi phí nhập khẩu) có thể gây nên lạm phát do chi phí đẩy (cost-push) đối với toàn nền kinh tế. Từ đó, giá Đạ i h ọc Ki nh tế Hu ế 58 cả hàng hoá xuất khẩu cũng gia tăng tính bằng nội tệ, dẫn đến ảnh hưởng tích cực của phá giá đối với xuất khẩu trở nên bằng không. Thứ hai, phá giá sẽ làm nợ nước ngoài của chính phủ và những tổ chức kinh tế khác gia tăng khi tính theo đồng Việt Nam khiến cho ngân sách Chính phủ thêm khó khăn, những doanh nghiệp vay ngoại tệ của ngân hàng để kinh doanh trên thị trường nội địa cũng sẽ bị thiệt hại do ngoại tệ lên giá so với đồng Việt Nam.Thứ ba,các chính sách phá giá có thể không có hiệu quả trong việc cải thiện CCTM nếu các nước khác cũng áp dụng chính sách phá giá như trên trong cùng một lúc. Mặt khác, các nước cần thực hiện chính sách tập trung vào việc sản xuất các hàng hóa thay thế nhập khẩu. Chính sách thay thế nhập khẩu nếu có thể thực hiện tốt sẽ giúp nâng cao thu nhập trong nước và cải thiện cán cân thương mại.Vì những lý do trên, cần phải tính toán rất cẩn thận những lợi ích và chi phí của việc phá giá đồng Việt Nam trước khi ra những quyết định quan trọng về vấn đề này. Về lý thuyết và kết quả của đề tài có nhiều điểm tương đồng với đa số các tác giả như: nghiên cứu của Phan Thanh Hoàn và Nguyễn Đăng Hào (2007), Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh,Lord (2002), Nguyễn Văn Giàu (2013),Ng Yuen-Ling(2008), Onafowora (2003)... đều cho thấy trong dài hạn,tỷ giá thực có ảnh hưởng cùng chiều lên CCTM mà ở đây làtỷ số TM, do đó phá giá sẽ giúp cải thiện CCTM trong dài hạn. Nhưng cũng có những phát hiện ngược lại với nghiên cứu trong nước và nước ngoài như: Lương Thái Bảo và Hoàng Thị Lan Hương (2012),Dương Thị Thanh Mai (2002),Rose & Yellen (1989),vàWilson & Tat (2001)...cho rằng tỷ giá thực không tác động tới hoạt động xuất nhập khẩu. Tuy nhiên, so sánh kết quảcác đề tài với nhau chỉ mang tính tương đối vì mỗi quốc gia đều có đặc điểm chính trị, xã hội và cách vận hành nền kinh tế khác nhau. Đặc biệt sự khác nhau trong chính sách tỷ giá và điều hành CCTM. Ngay cả trong nước, những đề tài thực hiện trong những khoảng thời gian khác nhau cũng đem lại nhiều sự khác biệt. Đạ i h ọc K inh tế H uế 59 CHƢƠNG 4: ĐỊNH HƢỚNG VÀ GIẢI PHÁP Với những phân tích trên, nghiên cứu sẽ đưa ra những định hướng và gợi ý đối với việc hoạch định chính sách tỷ giá,điều hành CCTM trongthời gian tới: Thứ nhất, tỷ giá là một trong những nhân tố quan trọng ảnh hưởng lớn đến trạng thái cán cân thương mại, chính vì vậy khi phân tích diễn biến và xu hướng vận động của cán cân thương mại, không thể không đề cập đến nhân tố tỷ giá. Rõ ràng trong thời gian qua sự cải thiện CCTM phần nào là dựa vào công cụ phá giá nội tệ, tuy nhiên vấn đề ở đây là điều chỉnh tỷ giá để tỷ giá thực đạt mức bao nhiêu là hợp lý. Hướng điều hành tỷ giá phải đặt trong tương quan với cách thức ổn định lạm phát sẽ khả thi hơn vì trên thực tế đây là hai vấn đề cấp bách và có tác động qua lại lẫn nhau và từ đó ảnh hưởng lớn đối với đời sống kinh tế - xã hội của Việt Nam.Hơnnữa, để đạt được hiệu quả cao hướng điều chỉnh tỷ giá cũngcầnlưuý: (i) Cán cân thương mại chỉ được cải thiện một thời gian sau khi áp dụng chínhsách phá giá. (ii) chính sách tỷ giá được vận dụng trong trường hợp Việt Nam thường tương đối nhạy cảm về mặt tâm lý nên dễ gây những biến động trên trị trường ngoại hối.Vì vậy bất cứ sự thay đổi nào trong giá trị VND đều phải đặt trong mối quan hệ với các biến số vĩ mô khác của nền kinh tế đểđảm bảo rằng sự điều chỉnh tỷ giá là phù hợp, đáp ứng được sự cân bằng tổng thểcủa nền kinh tế. Thứ hai, chính sách tỷ giá ở Việt Nam là một vấn đề hết sức nhạy cảm, liên quan đến hàng loạt các yếu tố cấu trúc kinh tế và cả các vấn đề chính trị, xã hội, vì vậy theo như đã phân tích trên,nếu căn cứ vào diễn biến của tỷ giá danh nghĩa (song phương hay đa phương) để phân tích ảnh hưởng lên cán cân thương mại là ít chuẩn xác, mà nên sử dụng đến tỷ giá thực và chủ yếu là tỷ giá thực đa phương. Thứ ba, Trong điều kiện thị trường ngoại hối đang ổn định,cơ chế tỷ giá của Việt Nam cần được duy trì ổn định, mặt khác nên linh động hơn nữa theo tín hiệu thị trường. Bên cạnh đó, biên độ tỷ giá mục tiêu như hiện nay củaNHNN có thể nói là phù hợp, vì vậy khi xuất hiện những cú sốc do bên ngoài không gây nên sự bất ổn của thị trường ngoại hối.Tuy nhiên, vấn đề không chỉ là độ rộng của biên độ mà còn Đạ i h ọc K inh tế Hu ế 60 là sự phù hợp và phản ánh hiệu quả các tín hiệu thị trường của tỷ giá bình quân liên ngân hàng. Do đó, NHNN sẽ tiếp tục điều hành chính sách tỷ giá theo phương châm duy trì giá trị đồng nội tệ, nhằm gia tăng niềm tin vào VND, chính sách tỷ giá điều chỉnh linh hoạt theo tín hiệu lạm phát, giảm dần trình trạng đô la hóa và tình trạng hai tỷ giá trong nền kinh tế diễn ra trong những năm qua17. Thứ tư, về bản chất tỷ giá Việt Nam hiện nay xoay quanh chế độ neo tỷ giá theo USD,cơ chế nàyảnh hưởngkhông thuận lợi đến cán cân thương mại ở khía cạnh là tiền đồng quálệ thuộc vào USD. Trong khi đó tỷ trọng đối tác thương mại đa dạng hơn, vào năm 2013, tổng kimngạch xuất nhập khẩu giữa Việt Nam và Mỹ chiếm 17%, trongkhi Trung Quốc là 19%, Nhật Bản là 9,5% và EU là 12,8%.Ngoài ra, cơ cấu đồng tiền trong nợ nước ngoài của Việt Namcũng đã trở nên đa dạng, không chỉ phụ thuộc chính vào đồng USDmà chủ yếu định giá bằng các động tiền mạnhnhư JPY,USD và EUR.Các chủ nợ lớn của Việt Nam năm 2012 gồm Nhật Bản (34,5%tổng nợ), WB (28,8%) hay ABD (15,5%). Việc phụ thuộc lớn vào USD, trong khi hoạt động thương mại và vay nợphụ thuộc vào đồng tiền các nước khác khiếncho tỷ giá song phương giữa Việt Nam và các nước bạn hàng lớnbị ảnh hưởng trong quan hệ thương mại và đầu tư, không phản ánhđược đúng tương quan kinh tế giữa Việt Nam và các nước đối tác.Vì vậy, Việt Nam có thể neo đồng tiền vào giỏ tiền (lựa chọn một số ngoại tệ mạnh nhưUSD, yen Nhật, Euro, bảng Anh,) cho phép giảm sự lệ thuộc vào đồng đôla Mỹ, góp phầnđánh giá chính xác hơn sức mua của VND và tácđộng của của nó đối với sức cạnh tranh với các đối tác thương mại của Việt Nam.Tuy nhiên, sự mơ hồ trong kĩ thuật của tỷ giáthựccần được lưu ý trong khi sử dụng chỉ số này. Thứ năm, cán cân thương mại của Việt Nam không những chịu ảnh hưởng lớn của tỷ giá mà còn phụ thuộc vào những yếu tố thuộc về chất lượng và cơ cấu. Lý do 17 Với kinh nghiệm các quốc gia khác như New Zealand vào cuối những năm 1990 cho thấy, sự tập trung quá nhiều vào giới hạn biến động tỷ giá hối đoái cũng cản trở cho chính sách tiền tệ trong kiểm soát lạm phát và phải đương đầu những cú sốc thương mại. Đạ i h ọc K in tế H uế 61 là vì cơ cấu sản xuất trong nước và xuất khẩu phụ thuộc lớn vào đầu vào nhập khẩu. Nhập khẩu Việt Nam tập trung vào nhập khẩu tư liệu sản xuất, như máy móc, dụng cụ và nguyên nhiên vật liệu. Trong khi đó, phần lớn các hàng hóa xuất khẩu của Việt Nam là hàng gia công, thô sơ, vì vậy khi xuất khẩu tăng đồng nghĩa với đầu vào nhập khẩu cũng tăng theo. Vìvậy, vấn đề nhập siêu hay xuất siêu cần quan tâm đúng mức và phải đạt được mục tiêu cải thiện CCTM một cách vững mạnh ngoài cách thức điều hành tỷ giá đồng thời phối hợp cải thiện trong mô hình tăng trưởng và cơ cấu nền kinh tế.Ngoài ra, cần phải quan tâm đến sự ảnh hưởng của Trung Quốc tại thị trường xuất nhập khẩu Việt Nam18. Theo đó giảm nhập khẩu quá lệ thuộc vào thị trường Trung Quốc, tăng tỷ trọng nhập khẩu ở các thị trường mà Việt Nam đang xuất siêu19.Hơn nữa tỷ lệ hàng hóa đủ chuẩn trong xuất khẩu cao góp phần nâng cao khả năng cải thiện CCTM khi phá giá.Vì vậy, bên cạnh đó kết hợp hoàn thiện hệ thống tiêu chuẩn hàng hoá. Thứ sáu,điều chỉnh tỷ giá để đạt được ngang giá sứcmua so với các đồng tiền khác, trước tiên là để giảm mức độ chênh lệch giữa tỷ giáchính thức và không chính thức giúp ổn định thị trường ngoại hối, tiếp theo là đểnâng cao khả năng cạnh tranh của hàng hóa. Vì việc VND bị địnhgiá cao so với hầu hết các đối tác thương mại không phải là động thái tích cực trongbối cảnh CCTM và thị trường ngoạihốicủa Việt Nam hiện nay.Mặc dù về lý thuyết chính sách đồng nội tệ yếu có thể tác động nâng caonăng lực cạnh tranh cho hàng hóa xuất khẩu. Song, chính sách tỷ giá không thể chủ yếu hướng vào mục tiêu xuất khẩu, nó phải đảm bảo lợi ích tổng thểcủa nền kinh tế trong đó doanh nghiệp nhập khẩu để sản xuất hàng trong nước cũng phảiđược hỗ trợ như doanh nghiệp xuất khẩu và như đã phân tích ở trên,việc điều 18 Trong thời gian qua Trung Quốc duy trì đồng CNY thấp để thúc đẩy xuất khẩu do vậy ảnh hưởng tới tình trạng nhập khẩu Việt Nam (năm 2014 nhập siêu của Trung Quốc đạt 28.9 tỷ USD, trong khi đó nhập siêu của ASEAN là 4.1 tỷ USD). 19 Năm 2014, Trung Quốc vẫn là thị trường nhập khẩu lớn nhất của Việt Nam với kim ngạch ước tính đạt 43,7 tỷ USD, tăng 18,2% so với năm 2013. Đứng thứ hai là ASEAN, ước tính đạt kim ngạch 23,1 tỷ USD, tăng 8,2%. Hàn Quốc đạt 21,7 tỷ USD, tăng 4,9%. Nhật Bản đạt 12,7 tỷ USD, tăng 9,4%. Thị trường EU đạt 8,9 tỷ USD, giảm 5,9%. Đạ i h ọc K n tế H uế 62 chỉnh tăng tỷ giá có thực sự cải thiện được tình trạng cán cân thương mại hay không lại phụ thuộc vào nhiều yếu tố khác nữa chứ không chỉ là tỷ giá. Vì vậy, nên hay không nên sử dụng công cụ chính sách tỷ giá một cách riêng lẽ để tăng khả năng cạnh tranh của hàng hóa xuất nhập khẩu mà phải được xây dựng và điều hành trên cơ sở xem xét một cách tổng thể các yếu tố kinh tế vĩ mô khác như chính sách tài khoá, tiền tệ, đầu tư, chi tiêuvà các mục tiêu khác trong nền kinh tế như ảnh hưởng phá giá tới lam phát, khả năng trả nợ nước ngoài, tài chính của các doanh nghiệp trong nước. Đạ i h ọc K inh tế H uế 63 PHẦN III: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 1. Kết luận và Đóng góp của nghiên cứu Nghiên cứu đã đạt được mục đích chính là chứng minh và phân tích ảnhhưởngcủa tỷ giá thực song phương đến CCTM Việt Nam trong thời gian Q1/2000-Q4/2014, tổng cộng có 60 quan sát trong mẫu nghiên cứu. Để phân tích đề tài một cách hợp lý, nghiên cứu sử dụng phương pháp Đồng liên kếtvà ECM. Với đặc điểm của các chuỗi thời gian sử dụng cho mô hình ước lượng và các kiểm định cho thấy hai biến số này làđồng liên kết bậc I. Như vậy có thể khẳng định giữa RER và CCTM tồn tại mối quan hệ cân bằng có ý nghĩa trong dài hạn. Mô hình ước lượng trong dài hạn đã khám phá ra sự ảnh hưởng cùng chiều của tỷ giá thực song phương đến tỷ số TM mà đây chính là CCTM trong dài hạn. Tiếp theo, với cơ sở hai trên đề tài đã sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM để ước lượng mối quan hệ ngắn hạn giữa hai biến số. ECM được xem là mô hình ưu việt nhất trong ước lượng các mối quan hệ giữa các biến dưới dạng tuyến tính. Kết quả cho thấy trong ngắn hạn, thay đổi tỷ giá thực song phương ở độ trễ 3 quýcó ảnh hưởng cùng chiều đến tỷ số TM quý này. Tóm lại, nghiên cứu đã một lần nữa khẳng định sự tồn tại sựảnhhưởngtrong ngắn hạn vàtrong dài hạnhai biến số này tiến tới một quan hệ cân bằng. Điều này là hoàn toàn phù hợp với nhiều nghiên cứu trước đây ở trong nước và nước ngoài. Hay nói cách khác, sự giảm giá thực của VND so với USD làm tăng khả năng cạnh tranh của hàng hoá xuấtkhẩu thể hiện qua việc tỷ số thương mại tăng. Tuy nhiên, do hệ số xácđịnh của mô hình nhỏ cho thấy rằng ngoài tỷ giá thực, xuất nhập khẩu còn chịu sựtác động rất lớn từ các nhân tố khác.Kết luận tỷ giá có ảnh hưởng tới xuất nhập khẩu của Việt Nam có thể không hoàn toàn mới nhưng nó khẳng định lần nữa khả năng sử dụng công cụ tỷ giá trong việc cải thiện CCTM tại Việt Nam. Đạ i h ọc K inh tế H uế 64 2. Kiến nghị 2.1. Đối với Chính phủ và Ngân hàng Nhà nƣớc Chính phủ và NHNN nên thực hiện mục tiêu điều hành tỷ giá theo hướng linh hoạt hơn nữa và phản ánh đúng đắn thông tin của thị trường ngoại hối. Hơn nữa, cũng sẽ rất hữu ích khi sử dụng song song các công cụ hành chính với mục đích can thiệp kịp thời đến những dao động của tỷ giá và phục vụ cho các mục tiêu kinh tế lớn ở từng thời điểm. Phá giá nội tệ một cách thận trọng sẽ đưa giá trị đồng Việt Nam tới mức hợp lý hơn so với các đồng tiền trong khu vực vàđồng thời duy trì tỷ giá trong biên độ kiểm soát của NHNN để nhằm tăng sức cạnh tranh cho hàng xuất khẩu gópphầncải thiện CCTM khi thực sự cần thiết. Chính phủ và NHNN cần xem xét mục tiêu của chính sách tỷ giá sao cho phù hợp với trình độ và giai đoạn phát triển của nền kinh tế. Tỷ giá neo giữ chặt vào đồng USD trên một phương diện nào đó tồn tại những rủi ro và lựa chọn chính sách trở nên thu hẹp. Vì vậy theo kinh nghiệm của các quốc gia trướcsiêu20, nên sử dụng cơ chế neo giữ vào một giỏ tiền tệ là một lựa chọn hợp lý, vừa giữ được ổn định tỷ giá vừa đảm bảo tính linh hoạt của chính sách và có thể sử dụng tỷ giá này để kiểm tra tính phù hợp của các chính sách tỷ giá. 2.2. Đối với các doanh nghiệp Đối với các doanh nghiệp trong nước nói chung và các doanh nghiệp xuất nhập khẩu nói riêng nên nâng cao năng lực, hệu quả sản xuất trong nước, tận dụng tốt các cơ hội và đẩy mạnh khả năng cạnh tranh của hàng hóa sản xuất và xuất khẩu. Ngoài ra, tiếp thu và vận dụng những chính sách của nhà nước để thực hiện các mục tiêu trên cơ sở tuân thủ đúng pháp luật. Tận dụng tối đa và sử dụng hiệu quả vốn, công nghệ nhằm phát huy năng lực khi thực hiện tự do hóa thương mại và thực thi các cam kết hội nhập quốc tế đang tới gần. Bên cạnh mở cửa hội nhập cũng tồn tại 20ngày 21/7/2005, NHTW Malaysia chính thức công bố sử dụng chế độ tỷ giá định giá so với một giỏ các loại tiền tệ. Chính sách tỷ giá thả nổi có quản lý cho phép NHTW Malaysia thực hiên được chính sách lãi suất phù hợp với tình hình trong nước. Đạ i h ọc K in tế H uế 65 những rủi ro nhất là rủi ro tỷ giá, do đó không những duy trì năng lực tài chính vững mạnh mà còn thực hiện tự bảo hiểm rủi ro tỷ giá thông qua các công cụ phái sinh như hợp đồng quyền chọn, hoán đổi ... gia tăng giám sát tài chính và tăng cường quản trị nội bộ công ty. 3. Hạn chế của nghiên cứu Vì thời gian nghiên cứu, số liệuvà kiến thức cũng như những kĩ năng xử lý mô hình có hạn nên nghiên cứu không thể tránh khỏi những thiếu sót nhất định. Trong đó là: +Trong đối tượng nghiên cứu: Do mục tiêu của Đề tài làtập trung phân tích sựảnh hưởngcủatỷ giá thực song phương đến CCTM nên chỉ tập trung nghiên cứu các nhân tố có ảnh hưởng đáng kể nhất mà chưa kết hợp phân tích tác động của các nhân tố vĩ mô khác. Mặt khác ngoài những ưu điểm nhất định thì RER vẫn tồn tại một số vấnđề trong kỹ thuật tính RERlàm cho việc xác định trở nên mang tính tương đối (đó là việc lựa chọn kỳ cơ sở, vấn đề lựa chọn chỉ số giávà giỏ hàng hóa tính CPI, việc sử dụng tần suất tính RER ...), đồng thời việc căn cứ vào tỷ giá thực song phương là có ý nghĩa thực tiễn nhưng trên một khía cạnh nào đó chưa mang tính đại diện cao nhất là trong thời kỳ hội nhập kinh tế thế giới và thương mại đa phương vì vậy để có cái nhìn toàn diện hơn về khả năng cạnh tranh và cơ sở có thể chỉ ra đồng nội tệ đang định giá cao haythấp so với đồng tiền của các đối tác thương mại khác nên dùng tỷ giá thực đa phương. Trong nghiên cứu, đề tài mới chỉ đánh giá ảnh hưởng của tỷ giá thực RER lên CCTM mà chưa kiểm định mối quan hệ ngược trở lại của CCTM. Những mối quan hệ này đặt ra nhiều vấn đề rất có ý nghĩa trong thực tiễn. +Trong phạm vi nghiên cứu: mẫu nghiên cứu là 60 quan sát đạt yêu cầu về cỡ mẫu, nhưng để mẫu mang tính đại diện cao hơn nên chọn cỡ mẫu lớn hơn. Tuy nhiên đây là nguyên nhân khách quan vì tính tới thời điểm nghiên cứu, các trang thông tin uy tín trên thế giới mới chỉ thống kê số liệu của các nhân tố vĩ mô của Việt Nam cho tới quý 4/2014. Đạ i h ọc K inh tế H uế 66 4. Hƣớng phát triển của đề tài Với những phân tích trên, các nghiên cứu trong tương lai có thể phát triển mô hình nghiên cứu bằng cách đưa thêm các biến số khác như: GDP, lạm phát... Không những thế để có cái nhìn tổng quát hơn các nghiên cứu sau nên phân tích trên khía cạnh tỷ giá thực đa phương đối với CCTM.Ngoài ra, REER thích hợp hơn với các nước đang phát triển và thật sự hữu ích trongviệc xác định mức tỷ giá mục tiêu cho chính sách tỷ giá thả nổi có quản lý như Việt Nam hiện nay. Các nghiên cứu trong tương lai có thể sử dụng hệ số co giãn xuất nhập khẩu để kiểm định điều kiện Marshall-Lerner cho Việt Nam. Hơn nữa, các đề tài sau này có thể thực hiện nghiên cứu tỷ giá thực trên các gốc thời gian khác nhau để so sánh và rút ra những kết luận cho từng trường hợp. Trên góc độ phương pháp nghiên cứu, mô hình ECM được sử dụng nhiều trong các nghiên cứu và được nhìn nhận là một phương pháp thích hợp để lượng hóa ảnh hưởng trong ngắn và dài hạn của tỷ giá lên CCTM và luôn được đánh giá cao khi thực hiện hồi quy các phương trình tuyến tính. Nhưng các nghiên cứu trong tương lai có thể tham khảo sử dụng một số mô hình khác như VECM hay VAR và nhằm giải thích sự tương tác qua lại giữa các biến có thể sử dụng kiểm định nhân quả Granger causality để có những cách nhìn mới mẻ hơn trong mối quan hệ này. Đạ i h ọ K in tế Hu ế 67 TÀI LIỆU THAM KHẢO I.Tiếng Việt [1]. Phạm Thế Anh (2013), Kinh tế lượng ứng dụng, Nxbản Lao động, Hà Nội. [2]. Công trình dự thi cuộc thi Sinh viên nghiên cứu khoa học (2010), Mối liên hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại, Đại học Ngoại Thương, TP.Hồ Chí Minh. [3]. Công trình dự thi giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên "Nhà kinh tế trẻ - năm 2011" của nhóm sinh viên Trường Đại học Kinh tế, TP.Hồ Chí Minh. [4]. Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh, Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thanh toán, Đại học Ngân hàng, TP. Hồ Chí Minh. [5]. Nguyễn Quang Dong (2013), Giáo trình Kinh tế lượng, Nhà xuất bản Đại học Kinh tế quốc dân, Hà Nội. [6]. Thục Đoan và Cao Hào Thi (2012), Chuỗi thời gian trong Kinh tế lượng, Chương trình giảng dạy Fullbright [7]. Bùi Dương Hải (2014), Hướng dẫn thực hành Eviews, Nhà xuất bản Đại học Kinh tế quốc dân, Hà Nội. [8]. Phan Thanh Hoàn và Nguyễn Đăng Hào (2007), Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại Việt Nam thời kỳ 1995-2004, Tạp chí Khoa học, Số 43, Trang 61-71. [9]. Dương Duy Hưng (2013), Cán cân thương mại Việt Nam trong sự nghiệp công nghiệp hóa, hiện đại hóa đất nước, Viện nghiên cứu Thương mại, Hà Nội. [10]. Lê Sỹ Hùng (2007), Kinh tế vĩ mô, Nhà xuất bản Đại học, Huế. [11]. Lương Thái Bảo và Hoàng Thị Lan Hương (2012), Điều kiện Marshall-Lerner và định hướng chính sách tỷ giá ở Việt Nam, Tạp chí Ngân hàng, Số 16, Tr.10 [12]. N. Gregory Mankiw (2001), Kinh tế vĩ mô, do các giảng viên đại học kinh tế Quốc Dân dịch từ nguyên bản, nhà xuất bản Thống Kê, Hà Nội. [13]. Nguyễn Thị Tuyết Nga (2012), Các giải pháp nâng cao vai trò của tỷ giá hối đoái trong quá trình hội nhập đối với nền kinh tế tại Việt Nam, Đại học Ngân hàng, TP. Hồ Chí Minh. Đạ i h ọc Ki nh tế H uế 68 [14]. Phạm Hồng Phúc (2009), Tỷ giá hối đoái thực và cán cân thương mại của Việt Nam, Đại học Kinh tế, Thành phố Hồ Chí Minh. [15]. Trần Bình Thám (2012), Giáo trình Kinh tế lượng, Đại học Kinh tế, Huế. [16]. Nguyễn Văn Thạnh (2013), Ảnh hưởng của tỷ giá thực lên CCTM: một nghiên cứu thực nghiệm của Việt Nam, Đại học Kinh tế, Thành phố Hồ Chí Minh. [17]. Nguyễn Thị Kim Thanh (2010), Chính sách lãi suất: Cơ sở lý luận và thực tiễn, viện chiến lược ngân hàng [18]. Trần Ngọc Thơ (2006), Phương pháp tiếp cận cơ chế điều hành tỷ giá, Đề tài nghiên cứu khoa học cấp bộ, MS: 2005-22-96. [19]. Trần Ngọc Thơ(2006), Tiền đồng được định giá cao hay thấp?, Thời báo Kinh tế Sài Gòn, số 30 [20]. Nguyễn Văn Tiến (2003), Tỷ giá thực và tác động của nó đến cán cân thương mại, Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế, số 12. [21]. Nguyễn Văn Tiến (2005), Tài chính quốc tế hiện đại trong nền kinh tế mở, Nhà xuất bản Thống Kê, Hà Nội. [22]. Nguyễn Văn Tiến (2009), Giáo trình Tài chính - Tiền tệ - Ngân hàng, Học viện Ngân hàng,TP.Hồ Chí Minh. [23]. Nguyễn Văn Tiến (2010), Giáo trình Tài chính quốc tế, NXB Thống kê, Hà Nội. [24]. Uỷ ban Kinh tế của Quốc hội và UNDP tại Việt Nam (2013), Tỷ giá hối đoái giai đoạn 2000-2011: Mức độ sai lệch và tác động đối với xuất khẩu, nhà xuất bản Tri Thức, Hà Nội. [25]. Ủy ban Giám sát tài chính quốc gia (2011), Báo cáo Triển vọng kinh tế Việt Nam năm 2012-2013 Các trang chủ và đường dẫn tiếng Việt: [26]. gia.htm (Đoàn Trần - “Cứu” xuất khẩu không chỉ trông chờ ở tỷ giá) [27]. trung-quoc.htm (Nguyễn Minh Cường - "Tại sao Việt Nam lại nhập siêu mạnh từ Trung Quốc?". Sài Gòn Tiếp Thị) Đạ i h ọc K inh ế H uế 69 [28]. hoi-doai-anh-huong-cua-ty-gia-hoi-doai-den-lam-phat-va-can-can-thuong-mai [29]. mai-tai-viet-nam-27503/ [30]. cua-viet-nam-40321/ [31]. [32]. nam-2014-va-trien-vong-2015/ (ngày 17/02/2015) [33]. https://www.scribd.com/doc/214565471/186934437-Ty-Gia-Thuc-Va-Can- Can-Thuong-Mai-Nghien-Cuu-Thuc-Nghiem-Viet-Nam [34]. Ngân hàng Nhà nước Việt Nam: [35]. Ngân hàng thương mại Ngoại Thương [36]. Tổng cục Thống kê Việt Nam: (Mục: Số liệu thống kê/Thương mại và giá cả) [37]. Từ điển bách khoa toàn thư mở Wikipedia [38]. khac-biet.htm II. Tiếng Anh [39]. Abdelhak Senhadji (1998),Time Series Estimation of Structural Import Demand Equations: A Cross-Country Analysis, IMF Staff Papers 45(2). [40]. Baharumshah, A.Z (2001), The effect of exchange rate on bilateral trade balance: New evidence from Malaysia and Thailand. Asian Economic Journal, Vol.15 (3), pp.291-312. [41]. Chinn Menzie D. (2005), A Primer on Real Effective Exchange Rates: Determinants, Overvaluation, Trade Flows and Competitive Devaluation.. NBER Working Paper No. 11521. August 2005 [42]. Chris Books (2008), Introductory Econometrics for Finance, Second Edition Đạ i h ọc K inh tế H uế 70 [43]. Grephas O. Ogutu (2014), Effects of the real exchange rate on the trade balance in Kenya, International Institute of Social Study. [44]. Gujarati, Basic Econometries, Front Matter, fourth edition [45]. International Monetary Fund (2008),Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions.Washington DC, USA. [46]. Mohsen Bahmani-Oskooee and Tatchawan Kantipong (2001),Bilateral J- Curve Between Thailand and Her Trading Partners, Department of Economics and The Center for Research on International Economics, The University of Wisconsin- Milwaukee, Milwaukee, WI 53201 [47]. Ng Yuen-Ling (2008), Real Exchange rate and trade balance relationship: An empirical study on Malaysia, International Journal of business and Management, Vol.3, No. 8, pp.130 [48]. Onafowora, Olugbenga (2003),Exchange rate and trade balance in east asia: is there a J−curve?, Economics Bulletin, Vol. 5, No. 18 pp. 1−13 [49]. Pavle Petrovic and Mirjana Gligoric (2009), Exchange rate and trade balance: J-cure Effect, Panoeconomics, 2010, Vol 1, pp. 23-41. [50]. Rose, A.Kand Yellen, J.L (1989), Is there a J-cure, Journal of Monetary Economics, 24, pp. 53-68. [51]. William H.Greene (1951), Econometric Analysis, Fifth Edition, New York University Các trang web và đường dẫn Tiếng Anh [52]. Ngân hàng phát triển Châu Á [53]. [54]. [55]. (Asia Regional Integration Center) [56]. [57]. Đạ i h ọc K inh tế H uế PHỤ LỤC PHỤ LỤC 1: THỐNG KÊ MÔ TẢ VÀ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC NHÂN TỐ Phụ lục 1.1. Thống kê mô tả LNRER LNTYSOTM Mean 4.462667 4.532500 Median 4.460000 4.515000 Maximum 4.690000 5.060000 Minimum 4.150000 4.160000 Std. Dev. 0.161244 0.172564 Skewness -0.391150 1.157554 Kurtosis 2.191436 5.097013 Jarque-Bera 3.164424 24.39298 Probability 0.205520 0.000005 Sum 267.7600 271.9500 Sum Sq. Dev. 1.533973 1.756925 Observations 60 60 Phụ lục 1.2. Kiểm định tính dừng 1.2.1. Tỷ giá thực song phương Chuỗi gốc RER là không dừng Null Hypothesis: RER has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.675838 0.4379 Test critical values: 1% level -3.550396 5% level -2.913549 10% level -2.594521 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Đạ i h ọc K inh tế H uế Chuỗi logarit tự nhiên LnRER là không dừng Null Hypothesis: LNRER has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.689805 0.4309 Test critical values: 1% level -3.550396 5% level -2.913549 10% level -2.594521 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Chuỗi sai phân DLnRER là dừng Null Hypothesis: DLNRER has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.930709 0.0481 Test critical values: 1% level -3.550396 5% level -2.913549 10% level -2.594521 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. 1.2.2. Tỷ số thương mại Chuỗi gốc Tỷ số TM là không dừng Null Hypothesis: TysoTM has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.283136 0.1808 Test critical values: 1% level -3.548208 5% level -2.912631 10% level -2.594027 Đạ i h ọc K inh tế Hu ế *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Chuỗi logarit tự nhiên Ln(Tỷ số TM) là không dừng Null Hypothesis: LNTysoTM has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.418904 0.1411 Test critical values: 1% level -3.548208 5% level -2.912631 10% level -2.594027 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Chuỗi sai phân DLn(Tỷ số TM) là dừng Null Hypothesis: DLNTysoTM has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.788458 0.0000 Test critical values: 1% level -3.552666 5% level -2.914517 10% level -2.595033 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Đạ i h ọc K inh tế H uế PHỤ LỤC 2: XÁC ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC SONG PHƢƠNG VÀ CÁN CÂN THƢƠNG MẠI TRONG DÀI HẠN Phụ lục 2.1. Ước lượng mô hình đồng tích hợp Dependent Variable: LNTYSOTM Method: Least Squares Date: 05/09/15 Time: 17:01 Sample: 2000Q1 2014Q4 Included observations: 60 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2.380550 0.560209 4.249394 0.0001 LNRER 0.482212 0.125452 3.843798 0.0003 R-squared 0.203021 Mean dependent var 4.532500 Adjusted R-squared 0.189280 S.D. dependent var 0.172564 S.E. of regression 0.155377 Akaike info criterion -0.853162 Sum squared resid 1.400233 Schwarz criterion -0.783351 Log likelihood 27.59487 Hannan-Quinn criter. -0.825855 F-statistic 14.77478 Durbin-Watson stat 1.676325 Prob(F-statistic) 0.000303 Phụ lục 2.2. Kiểm định tính dừng của phần dư Null Hypothesis: ECM has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.346977 0.0009 Test critical values: 1% level -3.548208 5% level -2.912631 10% level -2.594027 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Đạ i h ọc K inh tế H uế PHỤ LỤC 3: XÁC ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC SONG PHƢƠNG VÀ CÁN CÂN THƢƠNG MẠI TRONG NGẮN HẠN Phụ lục 3.1. Ước lượng mô hình ECM Dependent Variable: DLNTYSOTM Method: Least Squares Date: 05/20/15 Time: 08:18 Sample (adjusted): 2001Q1 2014Q4 Included observations: 56 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.001533 0.019662 0.077966 0.9382 DLNRER 1.214161 0.865602 1.402678 0.1669 DLNRER(-1) 1.261947 0.908683 1.388765 0.1711 DLNRER(-2) -0.766327 0.915068 -0.837453 0.4063 DLNRER(-3) 0.832526 0.387881 2.146346 0.0470 ECM(-1) -0.807658 0.139045 -5.808628 0.0000 R-squared 0.531695 Mean dependent var 0.000536 Adjusted R-squared 0.474864 S.D. dependent var 0.184326 S.E. of regression 0.145738 Akaike info criterion -0.913051 Sum squared resid 1.061983 Schwarz criterion -0.696049 Log likelihood 31.56544 Hannan-Quinn criter. -0.828920 F-statistic 7.596183 Durbin-Watson stat 2.035442 Prob(F-statistic) 0.000023 Phụ lục 3.2. Kiểm tra các điều kiện OLS đối với phần dư Kiểm định phân phối chuẩn 0 2 4 6 8 10 12 -0.3 -0.2 -0.1 -0.0 0.1 0.2 0.3 0.4 Series: Residuals Sample 2001Q1 2014Q4 Observations 56 Mean -3.22e-18 Median -0.015868 Maximum 0.389556 Minimum -0.319559 Std. Dev. 0.138956 Skewness 0.669545 Kurtosis 3.733634 Jarque-Bera 5.439895 Probability 0.065878 Đạ i h ọc K inh tế H uế Kiểm định tính tự tương quan Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.290271 Prob. F(2,48) 0.7494 Obs*R-squared 0.669204 Prob. Chi-Square(2) 0.7156 Kiểm định phương sai sai số thay đổi Heteroskedasticity Test: White F-statistic 1.221418 Prob. F(20,35) 0.2945 Obs*R-squared 23.01912 Prob. Chi-Square(20) 0.2879 Scaled explained SS 25.08205 Prob. Chi-Square(20) 0.1983 Đạ i h ọc K inh tế H uế PHỤ LỤC 4: Tỷ giá thực song phƣơng của Việt Nam năm 2000 - 2014 Thời gian NER RER CCTM (Triệu $) Q1 2000 100.00 100.00 -247 Q2 2000 100.16 101.79 -436 Q3 2000 101.09 103.63 34 Q4 2000 103.22 104.86 -542 Q1 2001 103.43 104.85 4 Q2 2001 105.57 108.14 -233 Q3 2001 106.70 108.38 137 Q4 2001 107.27 107.84 -1044 Q1 2002 108.02 106.13 -549 Q2 2002 108.62 107.00 -852 Q3 2002 108.98 106.45 -493 Q4 2002 109.39 105.93 -1136 Q1 2003 109.74 104.88 -828 Q2 2003 110.06 104.00 -1542 Q3 2003 110.47 105.00 -1097 Q4 2003 111.10 104.58 -1585 Q1 2004 111.65 101.90 -821 Q2 2004 111.64 99.52 -1410 Q3 2004 111.87 96.79 -1169 Q4 2004 112.01 96.51 -2086 Q1 2005 112.36 93.77 -1194 Q2 2005 112.58 92.78 -2064 Q3 2005 112.85 91.58 -381 Q4 2005 113.00 89.73 -1043 Q1 2006 113.25 87.19 78.5 Q2 2006 113.58 87.41 -1955.6 Q3 2006 114.00 85.67 -1469.4 Q4 2006 114.61 84.11 -1457.9 Q1 2007 114.60 83.17 -1712 Q2 2007 114.83 82.45 -2882 Q3 2007 115.05 79.40 -3218 Q4 2007 114.70 77.27 -4572 Q1 2008 113.60 70.92 -8296.9 Q2 2008 117.55 67.98 -6015.1 Q3 2008 117.57 64.06 -1551.5 Q4 2008 120.84 63.56 -2165.21 Q1 2009 120.68 63.20 1431.4 Đạ i h ọc K inh tế H uế Q2 2009 120.67 63.35 -3843.52 Q3 2009 120.94 63.92 -4788.56 Q4 2009 127.70 67.10 -5651.8 Q1 2010 132.00 70.04 -3429.05 Q2 2010 132.00 70.80 -2773.1 Q3 2010 134.76 71.56 -2248 Q4 2010 134.76 71.28 -3671 Q1 2011 147.36 78.78 -3398 Q2 2011 146.76 80.69 -3313 Q3 2011 146.83 81.31 -795 Q4 2011 148.25 82.21 -2017 Q1 2012 148.25 83.12 317 Q2 2012 148.25 84.23 -674 Q3 2012 148.25 82.34 530 Q4 2012 148.25 83.93 184 Q1 2013 148.25 84.85 278.5 Q2 2013 149.73 85.90 -1211.2 Q3 2013 149.73 85.37 945.15 Q4 2013 149.73 85.65 1205 Q1 2014 149.73 87.11 594 Q2 2014 151.23 88.37 242 Q3 2014 151.23 88.38 425 Q4 2014 151.23 88.23 -466 Đạ i h ọc K inh tế H uế