TỔNG QUAN VỀ TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CÁN CÂN THƯƠNG MẠI
Tỷ giá hối đoái
Tỷ giá hối đoái có thể đƣợc định nghĩa theo hai cách sau:
- Tỷ giá hối đoái là sự so sánh mối tương quan giá trị giữa hai đồng tiền với nhau
- Tỷ giá hối đoái là giá cả của một đơn vị tiền tệ nước này thể hiện bằng số lượng đơn vị tiền tệ nước khác
- Theo Paul Samuelson “Tỷ giá hối đoái là tỷ giá để đổi tiền một nước này lấy tiền của một nước khác”
Trong giao dịch ngoại tệ, tỷ giá luôn liên quan đến hai loại tiền tệ: một loại được gọi là đồng tiền yết giá và loại còn lại là đồng tiền định giá.
Yết giá trực tiếp là phương pháp trong đó ngoại tệ được coi là đồng tiền yết giá, trong khi nội tệ là đồng tiền định giá Ví dụ, yết giá USD = 15,913 VND Phương pháp này chủ yếu được sử dụng tại Việt Nam.
Yết giá gián tiếp là hình thức yết giá trong đó nội tệ được sử dụng làm đồng tiền yết giá, trong khi ngoại tệ đóng vai trò là đồng tiền định giá Ví dụ, tại London, yết giá có thể là 1GBP = 1,7618 USD.
1.1.2 Quá trình hình thành tỷ giá hối đoái
1.1.2.1 Trong chế độ bản vị vàng
- Đầu thế kỷ 20: 1 GBP có hàm lƣợng vàng là 7,32g vàng; 1 USD có hàm lƣợng vàng là 1,50463g vàng
Dựa vào nguyên lý đồng giá vàng thì tỷ giá giữa GBP và USD đƣợc xác định là:
Trong chế độ bản vị vàng, tỷ giá các đồng tiền thường dao động quanh giá trị vàng và trong giới hạn của điểm vàng Điểm vàng là mức tỷ giá mà khi vượt qua hoặc thấp hơn, sẽ dẫn đến hiện tượng nhập khẩu hoặc xuất khẩu vàng để thanh toán các hợp đồng ngoại thương.
Giới hạn cao nhất (hay gọi là điểm vàng cao nhất) của tỷ giá hối đoái tăng lên gọi là
“điểm xuất vàng” Bởi vì nếu vượt quá giới hạn này thì vàng nước đó bắt đầu chảy ra nước ngoài
Ví dụ, tỷ giá vàng GBP/USD hiện tại là 4,86 Tổng chi phí vận chuyển vàng từ Mỹ sang Anh là 0,5% Một công ty Mỹ nhập khẩu hàng hóa trị giá 1.000 GBP từ công ty Anh Do đó, công ty Mỹ sẽ quyết định thanh toán 1.000 GBP hoặc quy đổi sang vàng nếu tỷ giá thị trường lúc đó là 4.900 USD.
( Nếu công ty Mỹ thanh toán 1.000 GBP tức là công ty phải bỏ ra 4.900USD, tương đương với khối vàng là 4.900USD x 1,504g = 7.369,6g vàng)
Nếu công ty Mỹ thanh toán bằng vàng, tổng số vàng cần chi sẽ là 7.320g cộng với chi phí vận chuyển 0,5%, tổng cộng là 7.356,6g vàng Số vàng này tương đương với 4.889,3 USD, tức là 1GBP = 4,8893USD Đây là mức tỷ giá cao nhất mà công ty Mỹ có thể chấp nhận; nếu vượt quá 4,8893 USD, công ty sẽ thanh toán bằng vàng.
Mỹ sẽ vận chuyển 7.356,6g vàng thanh toán cho công ty Anh, tức là xuất vàng nên còn gọi là điểm xuất vàng
Điểm nhập vàng là giới hạn thấp nhất của tỷ giá hối đoái, khi tỷ giá này sụt xuống dưới mức này, vàng sẽ bắt đầu chảy vào trong nước.
Tóm lại, tỷ giá hối đoái được xác định trong khoảng giới hạn là giá trị vàng cộng trừ chi phí chuyển vàng, bao gồm vận tải và bảo hiểm, giữa các quốc gia liên quan.
Kể từ khi chế độ bản vị vàng sụp đổ, các thuật ngữ như “điểm vàng” và “ngang giá vàng” đã mất đi ý nghĩa Thay vào đó, tỷ giá hối đoái giữa các đơn vị tiền tệ hiện nay được xác định dựa trên các yếu tố kinh tế và thị trường.
Sức mua giữa hai đồng tiền được so sánh dựa trên cơ chế tỷ giá hối đoái và chính sách quản lý ngoại hối của từng quốc gia.
1.1.2.2 Hệ thống tỷ giá Bretton Woods
Sau khi chế độ bản vị vàng sụp đổ, các quốc gia tư bản đã nỗ lực khôi phục lại chế độ này thông qua bảng Anh và đồng đô la Mỹ Để ngăn chặn tình trạng kinh tế yếu kém như trước chiến tranh, vào cuối Thế chiến thứ hai, chính phủ các nước đồng minh đã tổ chức hội nghị tại Bretton Woods, New Hampshire, Mỹ vào tháng 7/1944 Tại hội nghị này, hai tổ chức quan trọng đã được thành lập nhằm củng cố hệ thống tài chính toàn cầu.
- Quỹ tiền tệ quốc tế - IMF
- Ngân hàng Quốc tế nhằm mục tiêu tái thiết và phát triển - Thường được gọi vắn tắt là Ngân hàng thế giới – World Bank
Mục tiêu của IMF là đảm bảo sự ổn định tiền tệ và loại bỏ các rào cản đối với thương mại quốc tế Giá trị của mỗi đồng tiền được xác định dựa trên hàm lượng vàng trong nó, nhưng chỉ USD có khả năng hoán đổi sang vàng với tỷ lệ 35 USD cho 1 ounce vàng, tạo nền tảng cho hệ thống tỷ giá cố định Tỷ giá được xác định dựa trên hàm lượng vàng của USD là 0,888671g so với các đồng tiền khác, với biên độ biến động cho phép là 1% Để duy trì tỷ giá trong giới hạn này, Cục Dự trữ Liên bang Mỹ sẽ can thiệp bằng cách mua bán vàng ở mức 35 USD/ounce, miễn là biến động không vượt quá 24 cent/ounce.
Chế độ tiền tệ Bretton Woods đã thiết lập đô la Mỹ là đồng tiền chuẩn quốc tế, với tất cả các đồng tiền khác được định giá dựa trên USD Đặc biệt, chỉ có đô la Mỹ được phép chuyển đổi hoặc quy đổi thành vàng.
Trong suốt những năm 1960, nhiều quốc gia đã nỗ lực duy trì tỷ giá cố định, nhưng đã phải đối mặt với các cuộc khủng hoảng USD liên tiếp do lạm phát Sự gia tăng dự trữ USD đã dẫn đến việc các nước đổ xô săn tìm vàng của Mỹ, khiến lượng vàng dự trữ của Mỹ giảm xuống mức thấp nhất Sau hai lần phá giá, hàm lượng vàng của USD chỉ còn 0,736662g.
Vào ngày 13/02/1973, Mỹ công bố sự sụp đổ của chế độ tiền tệ Bretton Woods, đánh dấu thời điểm hầu hết các quốc gia tư bản bắt đầu thả nổi đồng tiền của mình.
Cán cân thương mại
Cán cân thương mại là một thành phần quan trọng trong tài khoản vãng lai của cán cân thanh toán quốc tế, ghi nhận sự biến động của xuất khẩu và nhập khẩu của một quốc gia trong một khoảng thời gian cụ thể, như quý hoặc năm Nó thể hiện mức chênh lệch giữa xuất khẩu và nhập khẩu, được tính bằng cách lấy xuất khẩu trừ đi nhập khẩu.
1.2.2 Cấu thành cán cân thương mại
Trong đó: TB là cán cân thương mại
X là giá trị xuất khẩu
M là giá trị nhập khẩu
Cán cân thương mại thăng dư khi (X – M) > 0; ngược lại, cán cân thương mại thâm hụt khi (X – M) < 0; (X-M) = 0 cán cân thương mại ở trạng thái cân bằng
1.2.3 Vai trò của cán cân thương mại
Cán cân thương mại là chỉ số quan trọng phản ánh cung tiền của một quốc gia, đặc biệt là sự biến động của tỷ giá hối đoái giữa đồng nội tệ và ngoại tệ.
Thứ hai, cán cân thương mại phản ánh khả năng cạnh tranh trên thị trường quốc tế của một quốc gia
Cán cân thương mại là chỉ số quan trọng phản ánh tình trạng tài khoản vãng lai, từ đó ảnh hưởng trực tiếp đến sự ổn định của nền kinh tế vĩ mô Sự tác động này cho phép nhà nước xây dựng và điều chỉnh các chính sách nhằm cải thiện cán cân thương mại, góp phần vào việc duy trì sự ổn định kinh tế.
Cán cân thương mại phản ánh mối quan hệ giữa tiết kiệm, đầu tư và thu nhập thực tế của một quốc gia, được thể hiện qua công thức (X - M) = (S - I) + (T - G) Khi cán cân thương mại thâm hụt, điều này cho thấy quốc gia đó chi tiêu nhiều hơn thu nhập và tiết kiệm thấp hơn đầu tư, ngược lại cũng đúng trong trường hợp thặng dư.
Cán cân thương mại có ảnh hưởng lớn đến nền kinh tế, vì vậy các nhà kinh tế và quản lý luôn nỗ lực dự báo cơ hội và thách thức Việc này giúp họ đề ra những giải pháp thực tiễn cho hoạt động xuất nhập khẩu, từ đó điều tiết vĩ mô nền kinh tế quốc gia hiệu quả hơn.
Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái - cán cân thương mại trong nền kinh tế 12 Tác động của tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại
Khi đồng tiền của một quốc gia tăng giá so với các đồng tiền khác, cán cân thương mại của quốc gia đó sẽ giảm nếu các yếu tố khác không thay đổi Điều này xảy ra vì hàng hóa xuất khẩu trở nên đắt đỏ hơn đối với các nước nhập khẩu có đồng tiền mạnh, dẫn đến giảm nhu cầu Ngược lại, nếu đồng nội tệ giảm giá, điều này sẽ khuyến khích tăng trưởng xuất khẩu.
Việc giảm giá đồng nội tệ của quốc gia sẽ khiến hàng hóa xuất khẩu trở nên rẻ hơn đối với người nước ngoài, từ đó có thể thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và gia tăng sức cạnh tranh trên thị trường quốc tế.
1.3.2 Tác động ngược lại của cán cân thương mại đối với tỷ giá hối đoái
Khi cán cân thương mại thâm hụt, tức là xuất khẩu thấp hơn nhập khẩu, quốc gia sẽ phải sử dụng ngoại tệ để thanh toán nợ, từ đó làm tăng nhu cầu ngoại tệ Sự gia tăng này dẫn đến tình trạng cầu vượt cung, khiến tỷ giá ngoại tệ có xu hướng tăng lên.
Khi cán cân thương mại thặng dư, tức là xuất khẩu lớn hơn nhập khẩu, quốc gia sẽ nhận được ngoại tệ từ việc nước ngoài trả nợ Điều này dẫn đến việc cung ngoại tệ gia tăng, trong khi cầu lại thấp hơn cung, khiến tỷ giá có xu hướng giảm xuống.
Sự biến động tỷ giá hối đoái chỉ diễn ra trong môi trường kinh tế ổn định, không có các sự kiện kinh tế - chính trị lớn Những biến cố này có thể ảnh hưởng nhanh chóng đến tỷ giá hối đoái.
Kinh nghiệm về tác động của tỷ giá hối đoái đối với cán cân thương mại của một số nước trên thế giới và bài học cho Việt Nam
1.4.1 Kinh nghiệm về tác động của tỷ giá hối đoái đối với cán cân thương mại của một số nước trên thế giới
Theo IMF, nhiều nước đang phát triển gặp phải sự mất cân bằng tỷ giá hối đoái, thể hiện qua việc tăng giá thực của nội tệ, làm giảm khả năng cạnh tranh quốc tế Điều này dẫn đến giá hàng xuất khẩu tăng và giá hàng nhập khẩu giảm, gây ra thâm hụt ngày càng lớn trong cán cân thanh toán vãng lai và dẫn đến mất cân bằng ngoại tệ.
Mục tiêu cân bằng ngoại tệ được thực hiện thông qua việc điều chỉnh giá cả hàng hóa xuất nhập khẩu, chủ yếu bằng cách phá giá đồng tiền Sự gia tăng hội nhập quốc tế và sự phụ thuộc vào dòng vốn tư nhân, trong khi cấu trúc kinh tế chưa đủ vững chắc và chính sách kinh tế vĩ mô chưa ổn định, đã khiến thị trường trở nên bất ổn và dẫn đến sự đảo ngược lớn của dòng vốn.
Sự rút vốn đột ngột đã gây ra biến động mạnh mẽ trên thị trường tài chính trong cuộc khủng hoảng tiền tệ ở Đông Nam Á năm 1997, và ảnh hưởng của nó đã lan rộng ra toàn khu vực châu Á, tạo nên những cảnh báo quan trọng cho các nền kinh tế trong khu vực.
Cuộc khủng hoảng tài chính hiện nay liên quan chặt chẽ đến tính bất ổn của quá trình tự do hóa tài chính - tiền tệ ở 14 quốc gia Hiện tượng đầu cơ và mua bán khống trên thị trường tài chính đã dẫn đến sự đổ vỡ hàng loạt của các nhà đầu tư Hệ thống ngân hàng trong nước, vốn cạnh tranh kém, đang đối mặt với nguy cơ phá sản hoặc bị thôn tính.
1.4.1.1 Kinh nghiệm của Hàn Quốc
Chính phủ Hàn Quốc tập trung vào xuất khẩu trong chính sách kinh tế thông qua việc điều chỉnh tỷ giá linh hoạt, giảm thuế nhập khẩu và hỗ trợ tài chính cho doanh nghiệp xuất khẩu Hàn Quốc thực hiện các biện pháp giảm chi phí nhập khẩu, giảm gánh nặng nợ, khuyến khích tiết kiệm bằng cách tăng lãi suất và phá giá đồng nội tệ để giảm thâm hụt thương mại Chuyển đổi từ chế độ tỷ giá cố định sang linh hoạt dựa vào yếu tố thị trường, cho phép tự điều chỉnh khi USD tăng hoặc giảm giá Đồng thời, duy trì biên độ dao động ổn định tỷ giá trong thời gian dài nhằm thu hút vốn đầu tư trong và ngoài nước.
Khắc phục tình trạng đôla hóa thông qua việc gắn đồng bản tệ với một giỏ ngoại tệ
Malaysia đã nới lỏng chính sách tiền tệ và ban hành quy định mới về kiểm soát ngoại hối sau khủng hoảng tiền tệ năm 1997 Chính phủ hạn chế tối đa lượng ngoại tệ mang ra nước ngoài và thực hiện chế độ tỷ giá hối đoái cố định, ấn định tỷ giá ở mức 3,8 MYR/USD Mục tiêu là tránh gia tăng lãi suất, giảm chi phí vay vốn, đồng thời tăng cường xuất khẩu và giảm thiểu ảnh hưởng tiêu cực của khủng hoảng khu vực.
Chế độ TGHĐ cố định và kiểm soát ngoại hối đã giúp Malaysia đạt được mức lạm phát thấp, tăng trưởng GDP bình quân 6,5% mỗi năm, đồng thời duy trì dự trữ ngoại tệ và cán cân vãng lai thặng dư Điều này củng cố lòng tin vào sự phục hồi kinh tế và thu hút đầu tư nước ngoài.
1.4.1.3 Kinh nghiệm của Thái Lan
Trước khủng hoảng tiền tệ 1997 – 1998, Thái Lan duy trì chế độ tỷ giá hối đoái cố định, neo đồng Baht vào rổ tiền tệ, chủ yếu là USD với 80% giá trị Mặc dù tỷ giá thực xấp xỉ 100, nhưng cán cân thương mại vẫn thâm hụt do chất lượng hàng hóa xuất khẩu kém Nạn đầu cơ tiền tệ trong giai đoạn 1996 – 1997 đã buộc Ngân hàng Trung ương phải can thiệp.
Thái Lan đã phải can thiệp để đối phó với tình trạng cạn kiệt dự trữ ngoại hối, khi các tổ chức tài chính trong nước vay ngắn hạn từ nước ngoài để đầu tư vào bất động sản dài hạn Điều này dẫn đến việc chính phủ phá giá đồng Baht vào ngày 2/7/1997, với tỷ giá USD/Baht tăng từ 25,61 lên 47,25 Sau khủng hoảng, Thái Lan chuyển sang chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi có điều tiết không được thông báo trước và áp dụng chính sách tiền tệ theo cơ chế lạm phát mục tiêu từ năm 2000 Để thúc đẩy xuất khẩu và hỗ trợ ngành công nghiệp chế tạo, Thái Lan đã thực hiện một đợt phá giá mạnh đồng Baht lên tới 40% Năm 1996, giá trị hàng hóa xuất khẩu giảm, khiến tài khoản vãng lai thâm hụt 7,9% GDP; cán cân thương mại chuyển từ thâm hụt 1,5 tỷ USD đầu năm 1997 sang thặng dư hơn 1 tỷ USD vào năm 1998 Sau đợt phá giá, chính phủ đã áp dụng các biện pháp nhằm ngăn chặn khả năng giảm giá kéo dài của nội tệ và củng cố các yếu tố thị trường để duy trì tỷ giá ổn định.
Từ năm 2001 đến 2007, tỷ giá danh nghĩa của đồng Baht Thái so với USD giảm, nhưng tỷ giá thực REER lại tăng, dẫn đến việc đồng Baht tăng giá thực Sự giảm giá liên tục của USD đã khiến chính phủ Thái Lan phải tăng giá nội tệ, gây ảnh hưởng đến thặng dư thương mại, dẫn đến thâm hụt vào năm 2005-2006 Ngân hàng Trung ương Thái Lan đã thực hiện các biện pháp như mua giao ngay đồng USD, mua lại trên thị trường thứ cấp, phát hành trái phiếu và hoán đổi tiền tệ Những can thiệp linh hoạt này đã giúp ngăn chặn đà tăng giá của đồng Baht và cải thiện cán cân thương mại, đưa trở lại thặng dư 2 tỷ USD.
Hình 1.1 Diễn biến tỷ giá danh nghĩa và tỷ giá thực của Bath so với USD
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu dụng Tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng
Năm 2008, đồng Baht của Thái Lan tăng giá nhẹ do ảnh hưởng của khủng hoảng kinh tế toàn cầu, kéo dài đến cuối năm 2009 Ngân hàng Trung ương Thái Lan nhận thấy rằng can thiệp vào tỷ giá chỉ có hiệu quả với những biến động ngắn hạn, do đó việc điều chỉnh tỷ giá cần phụ thuộc vào tính chất của từng cú sốc kinh tế.
Cuộc khủng hoảng tiền tệ năm 1997 – 1998 đã khiến các nước Châu Á phải từ bỏ chế độ tỷ giá hối đoái cố định kéo dài và thực hiện phá giá nội tệ, ngoại trừ Malaysia Sự lựa chọn về chế độ tỷ giá hối đoái phụ thuộc vào điều kiện phát triển và môi trường kinh tế, chính trị, xã hội của từng quốc gia, không có một khuôn mẫu chung cho tất cả.
1.4.2 Bài học cho Việt Nam
Tùy thuộc vào điều kiện cụ thể và mức độ tự do hóa tài chính, tự do hóa thương mại cũng như năng lực kinh tế của mỗi quốc gia, việc lựa chọn chế độ tỷ giá hối đoái (TGHĐ) phù hợp là rất quan trọng Cần điều hành một cách linh hoạt và đồng bộ, phối hợp chặt chẽ các chính sách kinh tế vĩ mô để đạt được sự cân bằng trong ngắn hạn và hạn chế tác động bất lợi trong dài hạn Nếu tỷ giá không thay đổi đồng bộ với chính sách thương mại, hiệu quả của chính sách sẽ không được phát huy Trong chiến lược phát triển kinh tế và điều hành vĩ mô, cần duy trì sự cân bằng giữa các mục tiêu như sản phẩm, tăng trưởng, tỷ giá hối đoái, lãi suất, ngân sách, và cán cân thương mại Quốc gia có thể điều chỉnh chế độ TGHĐ tùy theo từng giai đoạn phát triển kinh tế, không thể áp dụng một cách máy móc mô hình của quốc gia khác.
Điều chỉnh tỷ giá linh hoạt và hợp lý theo thị trường là cần thiết, dựa trên quan hệ cung cầu và sự can thiệp của nhà nước trong từng giai đoạn phát triển kinh tế Việc chọn thời điểm và mức điều chỉnh phù hợp là quan trọng, đặc biệt khi cán cân thanh toán gặp thâm hụt Các quốc gia như Trung Quốc (1994) và Thái Lan đã thực hiện giảm giá thực đồng tiền một cách đáng kể để cải thiện tình hình kinh tế.
Năm 1997 đánh dấu sự thay đổi trong chính sách thương mại của Việt Nam, khi tỷ giá thực ảnh hưởng trực tiếp đến khả năng cạnh tranh quốc tế thông qua việc điều chỉnh tỷ giá và kiểm soát lạm phát Tỷ giá linh hoạt đóng vai trò là yếu tố tự động ổn định, giúp điều chỉnh áp lực giá cả và thiết lập tỷ giá cân bằng Đồng thời, Việt Nam đang nỗ lực chuyển hướng từ xuất khẩu sản phẩm thô sang các sản phẩm có giá trị gia tăng cao, đồng thời thực hiện đổi mới công nghệ và nâng cao năng lực sản xuất để đa dạng hóa sản phẩm xuất khẩu.
Mô hình nghiên cứu về tác động của TGHĐ đối với CCTM
1.5.1 Một số lý thuyết về tác động của TGHĐ đối với CCTM
Khi tỷ giá tăng, giá xuất khẩu tính bằng ngoại tệ giảm, trong khi giá nhập khẩu tính theo đồng nội tệ tăng, tạo ra hiệu ứng giá cả Ngược lại, khi tỷ giá giảm, giá hàng xuất khẩu trở nên rẻ hơn, dẫn đến tăng khối lượng xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu, được gọi là hiệu ứng khối lượng Tình hình cán cân thương mại (CCTM) có thể xấu đi hoặc cải thiện tùy thuộc vào việc hiệu ứng giá cả hay hiệu ứng khối lượng chiếm ưu thế.
Trong ngắn hạn, sự tăng tỷ giá sẽ làm cho hàng hóa xuất khẩu trở nên rẻ hơn và hàng nhập khẩu đắt hơn, do giá cả và tiền lương trong nước tương đối cứng nhắc Các hợp đồng xuất khẩu đã ký với tỷ giá cũ khiến doanh nghiệp trong nước chưa thể huy động đủ nguồn lực để tăng sản xuất nhằm đáp ứng nhu cầu xuất khẩu và tiêu thụ nội địa Bên cạnh đó, cầu hàng nhập khẩu không giảm nhanh chóng do tâm lý người tiêu dùng.
Khi xảy ra tình trạng phá giá, giá của hàng nhập khẩu sẽ tăng lên, dẫn đến lo ngại từ phía người tiêu dùng về chất lượng hàng hóa nội địa Do đó, nếu không có sản phẩm thay thế xứng đáng cho hàng nhập khẩu, nhu cầu tiêu thụ hàng nhập khẩu vẫn khó giảm ngay lập tức.
Trong ngắn hạn, số lượng hàng xuất khẩu không tăng nhanh chóng, trong khi số lượng hàng nhập khẩu cũng không giảm đáng kể Điều này dẫn đến việc hiệu ứng giá cả chiếm ưu thế hơn hiệu ứng số lượng, làm cho cán cân thương mại trở nên xấu đi.
Trong dài hạn, việc giảm giá hàng nội địa đã thúc đẩy sản xuất trong nước và giúp người tiêu dùng có thời gian để so sánh chất lượng hàng nội địa với hàng nhập khẩu Đồng thời, các doanh nghiệp có đủ thời gian để tập hợp nguồn lực nhằm tăng sản lượng sản xuất Khi đó, sản lượng bắt đầu co giãn, với hiệu ứng số lượng vượt trội hơn hiệu ứng giá cả, dẫn đến cải thiện chỉ số CCTM Hiện tượng này được mô tả qua đường cong J, cho thấy cán cân vãng lai xấu đi trong ngắn hạn nhưng sẽ cải thiện trong dài hạn.
J Theo kết quả nghiên cứu của Krugman (1991), người đã tìm ra hiệu ứng đường cong J khi phân tích cuộc phá giá đô la Mỹ trong thời gian 1985 – 1987, thì ban đầu cán cân vãng lai xấu đi, sau đó khoảng hai năm cán cân vãng lai đã đƣợc cải thiện
Hình 1.2: Hiệu ứng đường cong chữ J
Đường cong J xuất hiện do hiệu ứng giá cả chiếm ưu thế hơn hiệu ứng số lượng trong ngắn hạn, dẫn đến sự suy giảm cán cân thương mại Ngược lại, trong dài hạn, hiệu ứng số lượng lại vượt trội hơn hiệu ứng giá cả, giúp cải thiện cán cân thương mại.
Một số nhân tố ảnh hưởng đến thời gian tác động lên cán cân thương mại trong lý thuyết hiệu ứng đường cong J:
Năng lực sản xuất hàng hóa thay thế nhập khẩu ở các nền kinh tế đang phát triển gặp nhiều thách thức, khi một số sản phẩm không thể sản xuất trong nước hoặc có chất lượng kém hơn và giá thành cao hơn Do đó, dù giá nhập khẩu cao, người tiêu dùng vẫn không có sự lựa chọn hàng nội địa, dẫn đến việc kéo dài hiệu ứng giá cả.
Tỷ trọng hàng hóa đủ tiêu chuẩn xuất khẩu ở các nước phát triển cao, dẫn đến hiệu ứng giá cả tác động ít lên cán cân thương mại Ngược lại, các nước đang phát triển có tỷ trọng hàng hóa này thấp, khiến cho sự phá giá tiền tệ làm tăng khối lượng xuất khẩu chậm hơn Do đó, hiệu ứng khối lượng ít ảnh hưởng đến cán cân thương mại tại các nước đang phát triển Vì vậy, tác động cải thiện cán cân thương mại từ việc phá giá tiền tệ ở các nước phát triển thường mạnh mẽ hơn so với các nước đang phát triển.
Tỷ trọng hàng nhập khẩu trong giá thành sản xuất trong nước có ảnh hưởng lớn đến giá cả Khi tỷ trọng này cao, giá thành sản xuất tăng lên theo sự gia tăng giá hàng nhập khẩu, dẫn đến việc mất lợi thế cạnh tranh về giá của hàng xuất khẩu khi phá giá Do đó, việc phá giá tiền tệ không nhất thiết sẽ làm tăng khối lượng hàng xuất khẩu.
Mức độ linh hoạt của tiền lương có ảnh hưởng lớn đến nền kinh tế khi xảy ra động thái phá giá tiền tệ, thường dẫn đến việc chỉ số giá hàng tiêu dùng tăng Nếu tiền lương được điều chỉnh linh hoạt, nó sẽ gia tăng theo chỉ số giá, làm tăng chi phí sản xuất Kết quả là, giá hàng hóa trong nước sẽ giảm bớt lợi thế cạnh tranh mà nền kinh tế có được từ việc phá giá tiền tệ.
Tâm lý sính hàng ngoại của người tiêu dùng trong nước ảnh hưởng lớn đến hành vi tiêu dùng, khi họ vẫn tiếp tục chọn hàng nhập khẩu mặc dù giá cao hơn Sự chênh lệch giá giữa hàng nhập và hàng nội địa dẫn đến việc hàng trong nước trở nên kém hấp dẫn hơn Đồng thời, mức độ gia tăng xuất khẩu phụ thuộc vào sự tin tưởng và ưa chuộng của người tiêu dùng nước ngoài đối với hàng hóa nội địa.
1.5.1.2 Điều kiện Marshall – Lener Điều kiện Marshall-Lerner phát biểu rằng, để cho việc phá giá tiền tệ có tác động tích cực tới cán cân thanh toán, thì giá trị tuyệt đối của tổng hai độ co dãn theo giá cả của xuất khẩu và độ co dãn theo giá cả của nhập khẩu phải lớn hơn 1 Điều kiện này đặt theo tên của hai học giả kinh tế đã phát hiện ra nó, đó là Alfred Marshall và Abba Lerner
Phá giá làm giảm giá hàng xuất khẩu tính bằng ngoại tệ, dẫn đến việc tăng nhu cầu đối với hàng xuất khẩu Ngược lại, giá hàng nhập khẩu tính bằng nội tệ tăng cao, làm giảm nhu cầu đối với hàng nhập khẩu.
Hiệu quả của việc phá giá đối với cán cân thanh toán phụ thuộc vào độ co dãn theo giá của hàng hóa Khi hàng xuất khẩu có độ co dãn cao, tỷ lệ tăng cầu sẽ vượt quá tỷ lệ giảm giá, dẫn đến kim ngạch xuất khẩu tăng Ngược lại, nếu hàng nhập khẩu co dãn theo giá, chi phí cho nhập khẩu sẽ giảm Cả hai yếu tố này đều góp phần cải thiện cán cân thanh toán.
THỰC TRẠNG VỀ TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI ĐỐI VỚI CÁN CÂN THƯƠNG MẠI CỦA VIỆT NAM
Quá trình hình thành tỷ giá hối đoái của Việt Nam đồng
Tỷ giá hối đoái ở Việt Nam được hình thành qua quá trình cải cách hệ thống ngân hàng, đồng thời đáp ứng yêu cầu đổi mới kinh tế Quá trình này có thể chia thành nhiều giai đoạn khác nhau.
2.1.1 Trước thời kỳ đổi mới (1986) đến tháng 03/1989
Tất cả các loại tiền giấy tại Việt Nam, bắt đầu từ đồng tiền tài chính do Bộ Tài chính phát hành vào năm 1946 trong thời kỳ kháng chiến, cho đến đồng tiền của Ngân hàng Quốc gia Việt Nam, đều có vai trò quan trọng trong lịch sử kinh tế và chính trị của đất nước.
Từ năm 1951 đến 1961, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam chưa bao giờ quy định hàm lượng vàng hoặc bạc một cách chính thức Năm 1955, khi Việt Nam bắt đầu có quan hệ ngoại thương với Trung Quốc, tỷ giá giữa đồng nhân dân tệ (CNY) và đồng Việt Nam (VND) được xác định dựa trên ngang giá sức mua của 34 mặt hàng thông dụng tại hai thủ đô Kết quả tỷ giá vào ngày 25/11/1955 là 1 CNY = 1470 VND Đến năm 1956, khi Việt Nam thiết lập quan hệ ngoại thương với Liên Xô, tỷ giá giữa VND và đồng Rúp Liên Xô (SUR) được tính chéo từ tỷ giá đã có sẵn giữa CNY và SUR, với tỷ lệ 1 SUR = 735 VND Trong giai đoạn này, tỷ giá thường được cố định trong thời gian dài và điều chỉnh theo sự thay đổi năng suất lao động giữa hai nước.
Năm 1959, Việt Nam thực hiện cải cách tiền tệ qua việc đổi tiền 2/59, với tỷ lệ 1 đồng mới tương đương 1000 đồng cũ Kết quả là quan hệ tỷ giá tăng 1000 lần so với đồng SUR và đồng CNY, cụ thể là 1 VND = 0,68 CNY.
Đến đầu năm 1961, tỷ giá giữa VND và SUR được điều chỉnh là 1SUR = 3,27VND do hàm lượng vàng của SUR tăng lên 4,44 lần Từ 1955 đến 1989, nền kinh tế Việt Nam chủ yếu hoạt động trong tình trạng thời chiến, tự cấp tự túc, với kinh tế nông nghiệp chiếm ưu thế Hệ thống kinh tế vận hành theo cơ chế chỉ huy, quan liêu, bao cấp nặng nề, dẫn đến sức mua thấp và phân hóa thành hai khu vực: khu vực mậu dịch quốc doanh và khu vực thị trường tự do Thị trường bị chi phối bởi hiện tượng cửa quyền, hách dịch, và nạn đầu cơ tích trữ, trong khi một lượng tiền phát hành chủ yếu lưu thông ngoài hệ thống ngân hàng, gây ra tình trạng thiếu tiền mặt nghiêm trọng và nạn cho vay nặng lãi phổ biến, đặc biệt từ 1977 đến 1989.
Từ năm 1955 đến 1989, bức tranh tổng thể đã ảnh hưởng sâu sắc đến quan hệ kinh tế và chính sách tỷ giá của Việt Nam Tỷ giá được phân chia thành hai khu vực khác nhau, phản ánh sự thay đổi trong bối cảnh kinh tế của đất nước.
Tỷ giá khu vực I: tỷ giá trong phe XHCN
Trong giai đoạn này, Việt Nam chủ yếu thiết lập quan hệ thương mại với các nước xã hội chủ nghĩa, trong đó hình thức buôn bán chủ yếu là hàng đổi hàng theo tỷ giá cố định được quy định trong các hiệp định song phương và đa phương Tỷ giá này được phân chia thành nhiều nhóm khác nhau, phục vụ cho các mục đích quan hệ kinh tế đa dạng, bao gồm tỷ giá mậu dịch, tỷ giá phi mậu dịch, tỷ giá kết toán nội bộ và tỷ giá kiều hối.
Tỷ giá khu vực II: tỷ giá ngoài phe XHCN
Trong thời kỳ này, Ngân hàng Việt Nam dựa vào tỷ giá giữa VND và đô la Hong Kong để tính toán tỷ giá với các ngoại tệ khác Chính sách tỷ giá đối với các nước ngoài phe XHCN được thực hiện với một loại tỷ giá chính thức duy nhất, không phân biệt giữa quan hệ mậu dịch và phi mậu dịch Tuy nhiên, cơ chế tỷ giá cố định và đa tỷ giá áp dụng đã dẫn đến sự chênh lệch ngày càng lớn giữa tỷ giá chính thức và tỷ giá thị trường, điển hình là vào năm 1985, tỷ giá chính thức VND/USD đã không còn phản ánh đúng thực tế.
Tỷ giá hối đoái hiện tại đã gây khó khăn cho hoạt động xuất khẩu, khi tỷ giá chính thức là 31 đồng đổi 15 USD, trong khi tỷ giá thị trường tự do lên tới 115 đồng Điều này dẫn đến thâm hụt nặng nề trong cán cân thương mại, khiến nhiều doanh nghiệp, đặc biệt là các doanh nghiệp sản xuất hàng xuất khẩu, rơi vào tình trạng thua lỗ Mặc dù có chế độ thu bù chênh lệch ngoại thương, nhưng điều này vẫn không đủ để khôi phục động lực phát triển lâu dài cho các doanh nghiệp.
2.1.2 Sau thời kỳ đổi mới đến nay
Lịch sử hình thành chính sách tỷ giá hối đoái ở Việt Nam bắt đầu từ những năm 1989 – 1990, khi quan hệ ngoại thương với các thị trường truyền thống Đông Âu và Liên Xô bị gián đoạn Điều này buộc Việt Nam phải chuyển sang buôn bán với khu vực thanh toán bằng đô la Mỹ (USD) Từ đó, cơ chế tỷ giá ổn định dần được thay thế bằng cơ chế điều tiết Nhà nước theo quan hệ thị trường Những mốc chính trong quá trình này đã đánh dấu sự chuyển biến quan trọng trong chính sách tỷ giá hối đoái của đất nước.
2.1.2.1 Giai đoạn từ tháng 3/1989 đến 7/1997 khi xảy ra khủng hoảng tài chính các nước Đông Nam Á
Trong giai đoạn 1989-1992, tỷ giá hối đoái USD/VND đã trải qua sự biến động mạnh mẽ, với xu hướng tăng liên tục và xuất hiện các đợt “sốt” đột biến Khoảng cách giữa tỷ giá chính thức của Nhà nước và tỷ giá trên thị trường tự do khá lớn, đồng thời cả hai tỷ giá này đều có xu hướng tăng nhanh chóng.
Ngoại tệ hiện đang khan hiếm và không được sử dụng cho hoạt động xuất khẩu, mà bị luân chuyển giữa các tổ chức trong nước Ngân hàng không kiểm soát được việc lưu thông ngoại tệ, dẫn đến tình trạng dự trữ ngoại tệ của ngân hàng trong giai đoạn 1991 gặp nhiều khó khăn.
1992 chỉ đủ cho 7 ngày nhập khẩu
Mặc dù Nhà nước thực hiện cơ chế quản lý chặt chẽ đối với lưu thông ngoại tệ và tỷ giá hối đoái, nhưng thực tế tỷ giá hối đoái đã bị thả nổi ngoài tầm kiểm soát của Chính phủ Nguyên nhân chủ yếu là do cơ chế quản lý ngoại tệ chưa được sửa đổi kịp thời, không theo kịp sự chuyển biến của nền kinh tế theo hướng thị trường, dẫn đến thâm hụt trong cán cân ngân sách và cán cân thanh toán quốc tế.
Trước những năm 1990, phần nhập siêu từ Liên Xô thường được chuyển thành nợ với lãi suất thấp hoặc thậm chí xóa nợ, tạo thành nguồn vốn quan trọng cho Việt Nam bù đắp thâm hụt mậu dịch Tuy nhiên, từ năm 1991, nguồn “nhập siêu” này giảm sút, dẫn đến tình trạng thiếu ngoại tệ nghiêm trọng Nhiều đơn vị xuất khẩu buộc phải áp dụng hình thức “nhập trả chậm”, chịu lãi suất cao hơn Hệ quả là tình trạng mua vét USD để trả nợ đến hạn diễn ra, gây ra các cơn “sốt” USD theo chu kỳ vào cuối quý và cuối năm.
Bảng 2.1: Cán cân thương mại Việt Nam từ 1986-1992 Đơn vị tính: triệu USD
Xuất khẩu 789,1 854,2 1.038,4 2.472,2 2.524,6 2.188,9 2.917,7 Nhập Khẩu 2.155,1 2.455,1 2.756,7 3.032,1 2.842,1 2.482,9 3.027,3 Cân Đối -1.366 -1.600,9 -1.718,2 -559,9 -317,5 -294,0 -109,6
Tình trạng tăng giá USD đã dẫn đến lạm phát tại Việt Nam, do đồng tiền mất giá mạnh và giá hàng nhập khẩu tăng nhanh Để đối phó với tình hình này, từ năm 1992, chính phủ đã quyết định thay đổi cách quản lý ngoại tệ và cải cách chính sách, cơ chế liên quan.
Chạy mô hình và kết quả nghiên cứu về tác động của tỷ giá hối đoái đối với cán cân thương mại ở Việt Nam
2.2.1 Phân tích cân bằng dài hạn bằng phương pháp OLS Để phân tích cân bằng dài hạn trước hết tác giả khắc phục các khuyết tật chính ( phân phối chuẩn, đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi, tự tương quan) của mô hình (1) – mục 1.6.3 của chương 1, để từ đó có thể ước lượng bằng phương pháp OLS với kết quả tốt nhất Nếu mô hình có một trong những khuyết tật trên thì không thể sử dụng thống kê T và F trong các kiểm định và khoảng tin cậy
Để kiểm định tính phân phối chuẩn, tác giả áp dụng chỉ số Prob của thống kê Jarque-Bera Việc kiểm định này nhằm xác định tính phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên dựa trên các phần dư với cặp giả thuyết.
H 0 : sai số ngẫu nhiên phân phối chuẩn
H 1 : sai số ngẫu nhiên không phân phối chuẩn
Nếu Prob > mức ý nghĩa α thì chấp nhận giả thuyết H 0 , nếu Prob < mức ý nghĩa α thì bác bỏ giả thuyết H0
Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, tức là khi các biến độc lập có mối tương quan với nhau, tác giả sử dụng chỉ số nhân tố phóng đại phương sai (VIF - Variance Inflation Factor).
43 factor) bằng phần mềm thống kê SPSS 18 Theo kinh nghiệm thì nếu VIF > thì mô hình có đa cộng tuyến rất mạnh
- Để kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi tác giả dùng phương pháp kiểm định White với cặp giả thuyết
H 0 : không có phương sai sai số thay đổi
H 1 : có phương sai sai số thay đổi
Nếu Prob Chi-Square > mức ý nghĩa α thì chấp nhận giả thuyết H 0 , nếu Prob Chi- Square < mức ý nghĩa α thì bác bỏ giả thuyết H0
Để kiểm định hiện tượng tự tương quan, tác giả áp dụng phương pháp Larange với cặp giả thuyết H0: không có tự tương quan giữa các quan sát trong cùng một biến.
H 1 : có tự tương quan Nếu Prob Chi-Square > mức ý nghĩa α thì chấp nhận giả thuyết H0, nếu Prob Chi- Square < mức ý nghĩa α thì bác bỏ giả thuyết H 0
Bảng 2.5: Tổng hợp kết quả kiểm định các khuyết tật 2 Trung Quốc Đức Nhật Bản Singapore Mỹ
Phân phối chuẩn 0,355100 0,304057 0,254501 0,376047 0,953041 Đa cộng tuyến của GDPj ;
Phương sai sai số thay đổi 0,8044 0,4205 0,0473 0,1272 0,2434
Tự tương quan 0,0031 0,3104 0,0000 0,0026 0,0919 Các số liệu trong bảng là giá trị Prob; so với mức ý nghĩa 5%
Kết quả phân tích từ bảng tổng hợp cho thấy mô hình (1) có thể áp dụng cho các đối tác thương mại của Việt Nam với phân phối chuẩn và không bị đa cộng tuyến ở mức ý nghĩa 5% Tuy nhiên, mô hình này chỉ bị ảnh hưởng bởi hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong trường hợp Nhật Bản, trong khi đó Trung Quốc, Đức, Singapore và Mỹ không bị ảnh hưởng Để khắc phục hiện tượng này, tác giả đã sử dụng phương pháp hồi quy trung bình có trọng số Newey-West.
Trung Quốc, Nhật Bản và Singapore gặp phải hiện tượng tự tương quan, trong khi Đức và Mỹ không bị ảnh hưởng bởi vấn đề này Để khắc phục tình trạng tự tương quan ở các quốc gia như Trung Quốc, Nhật Bản và Singapore, tác giả đã bổ sung biến tự hồi quy bậc 1 – AR (1) vào mô hình nghiên cứu.
Sau khi đã khắc phục các khuyết tật của mô hình ta có bảng tổng hợp nhƣ sau:
Bảng 2.6: Tổng hợp mô hình đã khắc phục các khuyết tật 3
Các biến Trung Quốc Đức Nhật Bản Singapore Mỹ
* Chỉ mức ý nghĩa 5% ; ** Chỉ mức ý nghĩa 1%
Từ bảng trên ta có nhận xét về nhƣ sau:
Hệ số REX_Germany là -0,7375, cho thấy sự phá giá 1% trong tỷ giá hối đoái thực giữa Việt Nam và Đức sẽ dẫn đến giảm 0,7375% cán cân thương mại của Việt Nam với Đức trong dài hạn, khi các yếu tố khác không đổi Dấu hiệu âm của hệ số này không phù hợp với kỳ vọng và không đáp ứng điều kiện Marshall-Lerner, chỉ ra tác động tiêu cực của tỷ giá hối đoái thực đối với cán cân thương mại Hệ số R² điều chỉnh của mô hình là 0,378429, cho thấy mô hình chỉ giải thích được 37,8429% biến động trong cán cân thương mại.
Hệ số GDP_Germany = 4,2520 cho thấy mối liên hệ kinh tế dài hạn giữa tốc độ tăng trưởng GDP của Đức và cán cân thương mại của Việt Nam với Đức Cụ thể, nếu GDP của Đức tăng 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, cán cân thương mại của Việt Nam với Đức sẽ tăng 4,2520% trong dài hạn.
Hệ số REX_Ustates = 2,8012 cho thấy sự ảnh hưởng tích cực đến cán cân thương mại Việt Nam với Mỹ trong dài hạn Cụ thể, nếu tỷ giá hối đoái thực giữa hai nước giảm 1%, cán cân thương mại của Việt Nam sẽ tăng 2,8012% Dấu hiệu dương của hệ số này phù hợp với kỳ vọng và đáp ứng điều kiện Marshall-Lerner, cho thấy REX_Ustates tác động cùng chiều lên cán cân thương mại Mô hình nghiên cứu có hệ số R² điều chỉnh là 0,502714, cho thấy khả năng giải thích của mô hình đạt 50,2714%.
Hệ số GDP_Ustates = 8,4988 cho thấy mối liên hệ kinh tế dài hạn giữa Mỹ và Việt Nam Cụ thể, nếu tốc độ tăng trưởng GDP của Mỹ tăng 1%, cán cân thương mại của Việt Nam với Mỹ sẽ tăng 8,4988% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.
2.2.2 Hiệu chỉnh ngắn hạn thông qua mô hình ECM Để kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn ảnh hưởng tới sự cân bằng dài hạn giữa tỷ giá của các đối tác thương mại ảnh hưởng tới cán cân thương mại của Việt Nam, tác giả sử dụng mô hình cơ chế hiệu chỉnh sai số ECM ( Error Correction Mechanism) Điều kiện để sử dụng mô hình ECM là: (1) Các chuỗi dữ liệu trong mô hình là dừng sai phân bậc 1; (2) có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mô hình
2.2.2.1 Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Chuỗi dừng là chuỗi có giá trị kỳ vọng, phương sai và hiệp phương sai không đổi theo thời gian, có nghĩa là các giá trị này giống nhau tại bất kỳ thời điểm nào Đặc tính này rất quan trọng trong phân tích chuỗi thời gian, vì nếu chuỗi không dừng, chỉ có thể nghiên cứu biến động trong khoảng thời gian cụ thể mà không thể khái quát hóa cho các giai đoạn khác, dẫn đến thiếu giá trị thực tiễn cho dự báo Hơn nữa, nếu chuỗi không dừng, kết quả của phân tích hồi quy tuyến tính sẽ không đáng tin cậy do hiện tượng hồi quy giả mạo Nhận biết chuỗi dừng sẽ giúp xác định mô hình dự báo phù hợp nhất cho dữ liệu.
Trong phân tích chuỗi thời gian, một chuỗi được gọi là I(1) nếu nó không dừng nhưng sai phân bậc 1 của nó là dừng, với công thức ΔX 1 = X t – X t-1 Tương tự, chuỗi dừng ở sai phân bậc 2 được ký hiệu là I(2), với ΔX 2 = X t – X t-2 Nếu chuỗi thời gian là chuỗi dừng, nó sẽ được gọi là chuỗi dừng sai phân bậc 0, ký hiệu I(0) Tổng quát, một chuỗi dừng ở sai phân bậc k được ký hiệu là I(k), với công thức ΔX k = X t – X t-k.
2.2.2.1.2 Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Bước 1: Vẽ đồ thị dạng Line để xác định hệ số chặn và xu thế cho từng chuỗi dữ liệu
Bước 2: Dùng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị Phillips-Perron để xác định tính dừng cho sai phân bậc 1 của từng chuỗi dữ liệu
Kiểm định mô hình có dạng nhƣ sau: ΔY t = α 1 + α 2 t + δY t-1 + (γ 1 ΔY t-1 + …+γ p Y t-p ) + u t
H 0 : δ = 0 : chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị, không dừng
H 1 : δ < 0 : chuỗi dữ liệu không có nghiệm đơn vị, là chuỗi dừng
Chúng tôi đã tổng hợp bảng sai phân bậc 1 cho các chuỗi dữ liệu liên quan đến từng đối tác thương mại của Việt Nam, cùng với sai phân bậc 1 của GDP Việt Nam, được áp dụng trong mô hình (1).
Bảng 2.7: Tổng hợp kết quả kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu 4 STT Tên biến Giá trị Prob STT Tên biến Giá trị Prob
Theo bảng 2.7, không có đủ cơ sở để chấp nhận giả thuyết H0 cho chuỗi dữ liệu này, vì tất cả các chuỗi dữ liệu đều có tính dừng với mức ý nghĩa 1%.
2.2.2.2 Kiểm định mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mô hình
