Thông tin tài liệu
PHÁT TRIỂN KINH TẾ Số 269, Tháng Ba năm 2013 PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA PHÁ GIÁ TIỀN TỆ ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VIỆT NAM THỜI KÌ 2000 - 2012 NGUYỄN MINH HẢI*, PHAN TẤT HIỂN** & ĐẶNG HUYỀN LINH*** Mục tiêu viết nghiên cứu tác động phá giá tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế VN Cách tiếp cận sử dụng loại mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) ước lượng quan hệ tỉ giá thực, cung tiền, chi tiêu Chính phủ với sản lượng (GDP) VN giai đoạn 20002012 Kết cho thấy tác động phá giá tiền tệ có hiệu ứng mở rộng sản lượng tăng trưởng cung tiền thấp ngưỡng 24,46% Ngược lại, tốc độ tăng trưởng cung tiền cao ngưỡng phá giá tiền tệ tác động tiêu cực đến sản lượng Từ khóa: Phá giá tiền tệ, tăng trưởng kinh tế, hồi quy chuyển tiếp trơn (STR), tỉ giá hối đoái, tăng trưởng cung tiền, sản lượng, Việt Nam Giới thiệu Phá giá tiền tệ thường sử dụng để cải thiện cán cân thương mại, cán cân vãng lai, tăng dự trữ ngoại hối quốc gia Trong có đồng thuận phá giá tiền tệ công cụ quan trọng để điều chỉnh cân đối bên ngồi, tồn tranh luận xung quanh vấn đề phá giá tiền tệ hỗ trợ tăng trưởng kinh tế hay khơng? Nghiên cứu phân tích tác động phá giá tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế VN giai đoạn 2000-2012 Cụ thể hơn, tác giả vận dụng mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) để tiến hành khảo sát phản ứng sản lượng đầu biến động tỉ giá hối đoái Cách tiếp cận cho phép làm sáng tỏ điều kiện mà theo phá giá tiền tệ dẫn đến việc thu hẹp mở rộng sản lượng đầu tùy theo tốc độ tăng trưởng cung tiền Phương pháp luận mơ hình ứng dụng 2.1 Cơ sở phương pháp luận Các lí thuyết thương mại truyền thống chứng minh phá giá tiền tệ cải thiện cán cân thương mại nhờ hàng xuất rẻ hàng nhập đắt hơn[1] Các lí thuyết Keynes cho tăng xuất ròng nhân tố quan trọng cho phép thúc đẩy sản xuất nội địa, tạo nhu cầu lao động, tăng cầu tiêu dùng, cầu đầu tư, cuối tăng sản lượng kinh tế Nói cách khác, phá giá tiền tệ khơi phục cân đối bên ngoài, đồng thời tác động tích cực đến tăng trưởng[2] Tuy nhiên, số lập luận kinh tế với nhiều chứng định lượng[3] lại cho thấy phá giá tiền tệ ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng thông qua số kênh tác động: - Phá giá tiền tệ làm tăng giá hàng nhập khẩu, gây lạm phát cho kinh tế Hệ lạm phát phá giá tiền tệ dẫn đến thu hẹp tổng cầu nội địa Bên cạnh đó, tác động chi phí nhập sản phẩm trung gian cao làm giảm tác động tích cực phá giá cán cân thương mại - Phá giá tiền tệ làm giảm đầu tư vào tài sản cố định nước phát triển thường phải nhập hàng hóa vốn (capital goods) Tác động nghiêm trọng hàng hóa vốn phải nhập chiếm tỉ lệ cao tổng đầu tư *ThS., Trường Đại học Quang Trung **ThS., Trường Đại học Sài Gòn *** Viện Chiến lược Phát triển, Bộ Kế hoạch & Đầu tư Email: minhhai.nguyen77@gmail.com, hienphantat18@gmail.com, linh_dh@yahoo.com CÁC CHÍNH SÁCH VÀ TĂNG TRƯỞNG, PHÁT TRIỂN KINH TẾ BỀN VỮNG GIAI ĐOẠN 2011-2020 33 PHÁT TRIỂN KINH TẾ Số 269, Tháng Ba năm 2013 - Hệ lạm phát phá giá tiền tệ làm tăng lãi suất tăng tiền lương, dẫn đến tăng chi phí đầu vào cho sản xuất doanh nghiệp - Phá giá tiền tệ làm tăng gánh nặng nợ trả nợ khoản vay ngoại tệ, dẫn đến suy giảm nguồn lực cho chi tiêu sản xuất Do tác động phá giá tiền tệ đến tăng trưởng đan xen yếu tố tích cực tiêu cực nên việc phân tích, đánh giá lượng hóa tác động phức tạp Nghiên cứu M Bahmani & I Miteza (2003)[4] tổng quan cách tiếp cận sử dụng để phân tích tác động phá giá tiền tệ tăng trưởng: - Cách tiếp cận trước sau phá giá (BeforeAfter Approach): So sánh sản lượng nhóm nước năm trước năm sau phá giá tiền tệ Hạn chế lớn cách tiếp cận không đánh giá tác động riêng rẽ phá giá đến sản lượng - Cách tiếp cận nhóm điều khiển (Control-Group Approach): So sánh sản lượng nhóm nước thực phá giá tiền tệ với nhóm nước khơng phá giá khoảng thời gian Cách tiếp cận cho tất nước phá giá không phá giá chịu tác động môi trường kinh tế quốc tế thay đổi sản lượng nước phá giá tác động sách phá giá Mặc dù cách tiếp cận khắc phục nhược điểm cách tiếp cận trước sau phá giá nhiều nhà kinh tế cho việc so sánh nước phải tiến hành phá giá với nước không phá giá không thỏa đáng nước phá giá thường có tình hình kinh tế yếu nhiều nước không phá giá - Cách tiếp cận mô vĩ mơ (Macro Simulation Approach): Sử dụng mơ hình kinh tế lượng vĩ mô cấu trúc (Macro Econometric Model) mơ hình cân tổng qt tính tốn (Computable General Equilibrium Model) để mô tác động phá giá sản lượng Ưu điểm cách tiếp cận cung cấp nhiều phân tích kinh tế vĩ mô, đặc biệt chế truyền dẫn tác động phá giá đến sản lượng biến số kinh tế vĩ mô khác Tuy nhiên, việc xây dựng mơ hình loại tốn kém, phức tạp 34 CÁC CHÍNH SÁCH VÀ TĂNG TRƯỞNG, PHÁT TRIỂN KINH TẾ BỀN VỮNG GIAI ĐOẠN 2011-2020 - Cách tiếp cận kinh tế lượng (Econometric Approach): Các loại mơ hình kinh tế lượng sử dụng để phân tích tác động phá giá sản lượng bao gồm ước lượng panel data cho nhóm nước, mơ hình chuỗi thời gian (Time Series Models), mơ hình chuỗi thời gian cấu trúc (SVAR, VECM), hồi quy chuyển tiếp trơn STR[5] (Smooth Transition Regression Models) Biến giải thích mơ hình sản lượng biến giải thích tỉ giá thực, tỉ giá danh nghĩa, chi tiêu Chính phủ, tỉ lệ chi tiêu Chính phủ GDP, cung tiền, điều kiện thương mại (term of trade), xuất khẩu, nhập khẩu, lãi suất, độ chênh sản lượng (output gap), tỉ lệ thất nghiệp, giá dầu thô, 2.2 Mơ hình kinh tế lượng Mơ hình sử dụng để nghiên cứu tác động phá giá tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế VN dựa dạng mơ hình Edwards (1989b)[6] Phương trình mơ hình biểu diễn sau: logY=a0 + a1logE + a2logM + a3logG + u (1) Trong đó: Y sản lượng hay GDP theo giá thực tế, G đại diện cho chi tiêu Chính phủ, M tăng trưởng cung tiền, E tỉ lệ phá giá tỉ giá thực Hệ số a1 đo lường độ co giãn sản lượng tỉ giá, dấu độ lớn hệ số cho biết tác động phá giá đến sản lượng Vì tỉ giá hối đối xác định đơn vị đồng nội tệ tính theo đơn vị tiền tệ quốc tế nên hệ số âm tỉ giá hối đoái hàm ý phá giá làm giảm sản lượng, ngược lại hệ số dương hàm ý phá giá thúc đẩy mở rộng sản lượng Hệ số a2 thể tác động cung tiền đến sản lượng kì vọng dấu dương (+) Hệ số a3 phản ánh tác động hiệu sách tài khóa sản lượng kì vọng dấu dương (+) Phương trình (1) ước lượng cách sử dụng hồi quy chuyển tiếp trơn phi tuyến (STR) Dạng phi tuyến phương trình biểu diễn sau: logY=a0 + a1logE + a2logM + a3logG + [a*0 + a*1logE + a*2logM + a*3logG]G(st,,c) + t (2) Trong đó, a1 , a2 , a3 tham số phần * * * tuyến tính mơ hình, a , a , a tham số PHÁT TRIỂN KINH TẾ Số 269, Tháng Ba năm 2013 phần phi tuyến mơ hình, t iid (0, ) Hàm chuyển tiếp u 1 K G( , c, st ) 1 exp (st ck ) , k1 0 hàm biến chuyển tiếp liên tục theo st bị chặn (bị chặn 1) phụ thuộc vào biến chuyển tiếp (st), tham số ngưỡng (c) tham số “độ trơn” Các véctơ biểu thị cho tham số phần tuyến tính phần phi tuyến mơ hình tương ứng Hàm chuyển G có dạng đơn điệu đối xứng tùy thuộc vào K = hay K = hàm chuyển Nếu K = mơ hình gọi LSTR1 với ngưỡng trình chuyển hai trạng thái đơn điệu Nếu K = (mơ hình LSTR2) có ngưỡng phía ngưỡng phía hai trạng thái Vì nghiên cứu tập trung vào mối quan hệ phi tuyến tính có ảnh hưởng bất đối xứng phá giá tiền tệ đến tăng trưởng nên bước thực kiểm định tuyến tính phương trình (1) theo bước mơ tả Q trình thực nghiệm dựa cách tiếp cận từ tổng quát tới cụ thể (general to specific) việc loại bỏ khoảng trễ cá biệt nhằm tối thiểu AIC Kết hệ số ước lượng trình bày cột thứ Bảng Kiểm định định tuyến tính mơ hình khẳng định khơng có dấu hiệu khuyết tật mức độ phù hợp mơ hình cao với hệ số xác định R2 = 0,7424 Kết ước lượng từ mơ hình tuyến tính cho thấy phá giá tiền tệ tác động tích cực đến sản lượng sau quý Bảng Kiểm định tuyến tính dựa vào định STR Quy trình mơ hình hóa STR bao gồm ba giai đoạn định, ước lượng đánh giá[7] Giai đoạn định mơ hình kiểm định tính chất phi tuyến mơ hình tuyến tính (1), từ lựa chọn biến chuyển cụ thể dạng mơ hình cụ thể (LSTR1 LSTR2) cho ước lượng phi tuyến Biến chuyển tiếp Giá trị p-value Chỉ định mơ hình Trend 1,6766e-01 Linear ∆yt-1 1,6211e-02 LSTR2 ∆yt-2 2,1432e-03 LSTR1 ∆yt-3 7,6766e-04 LSTR2 Kết ước lượng mơ hình STR tác động phá giá tiền tệ đến tăng trưởng ∆yt-4 3,4737e-04 LSTR1 ∆gt 2,2492e-02 LSTR2 Trong nghiên cứu tác giả sử dụng số liệu chuỗi thời gian tần suất quý với 71 quan sát, từ quý I-1995 đến quý III-2012 cho biến trình bày phương trình (2) Các số liệu GDP chi tiêu Chính phủ theo giá so sánh, số CPI Vụ Hệ thống Tài khoản Quốc gia - Tổng Cục Thống kê (GSO) ước tính Các số liệu cung tiền tỉ giá VN số CPI Mỹ lấy từ sở liệu IFS (International Financial Statistic) Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) Trong nghiên cứu tỉ giá thực tính VND/USD Để đánh giá đầy đủ tác động biến nội sinh (tỉ giá thực cung tiền) đến tăng trưởng, độ trễ biến mơ hình chọn độ trễ biến ngoại sinh (chi tiêu Chính phủ) Do tất biến có mặt phương trình ước lượng (2) chuỗi thời gian không dừng nên biến chuyển thành sai phân bậc logarit tự nhiên ∆gt-1 2,1313e-02 LSTR2 ∆gt-2 3,8443e-02 LSTR1 ∆mt 1,745e-04* LSTR1 ∆mt-1 6,1153e-02 Linear ∆mt-2 1,2492e-02 LSTR1 ∆et 5,5664e-01 Linear ∆et-1 3,5409e-02 LSTR1 ∆et-2 8,6211e-02 Linear Ghi chú: Kết định mơ hình dựa vào giá trị p-value nhỏ Bảng trình bày kết p-value kiểm định tuyến tính thực mơ hình tuyến tính định Giá trị p-value thấp ngụ ý bác bỏ mạnh giả thiết tuyến tính Dựa phép so sánh giá trị p-value H2, H3, H4, mơ hình LSTR1 lựa chọn Mặc dù kiểm định tuyến tính chứng tỏ phần lớn biến chuyển tiếp có giá trị việc chọn lựa biến chuyển tiếp dẫn CÁC CHÍNH SÁCH VÀ TĂNG TRƯỞNG, PHÁT TRIỂN KINH TẾ BỀN VỮNG GIAI ĐOẠN 2011-2020 35 PHÁT TRIỂN KINH TẾ Số 269, Tháng Ba năm 2013 đến vài dạng mơ hình phi tuyến khác mơ hình lí thuyết Edwards (1) gợi ý vai trò cung tiền mối quan hệ phá giá sản lượng nên biến ∆mt chọn làm biến chuyển tiếp STR để tiến hành ước lượng mơ hình LSTR1 Dy = 0,12173 - 0,0023921´ D y t -2 - 0, 75534´ D y t -3 (2,0768) - Chi tiêu Chính phủ (biến Δg): Dấu biến chi tiêu Chính phủ mang dấu + (dấu dương) thời kì tăng trưởng cung tiền thấp (G = 0) Ngược lại, thời kì tăng trưởng cung tiền cao (G = 1) dấu biến chi tiêu Chính phủ mang dấu – (dấu âm) Tổng hệ số ∆gt-2 tác động đến tăng trưởng kinh tế – 0,232 Điều hàm ý tồn hiệu ứng thu hẹp sản lượng mở rộng chi tiêu Chính phủ - Tỉ giá thực (biến Δe): Dấu biến tỉ giá thực mang dấu (+) thời kì tăng trưởng cung tiền thấp (G = 0) Trong đó, thời kì tăng trưởng cung tiền cao (G = 1) dấu biến tỉ giá thực mang dấu (-) Tác động tổng cộng hệ số Δet-2 đến tăng trưởng sản lượng + 0,357, nghĩa hoạt động kinh tế có khả cải thiện tiến hành phá giá tiền tệ Nhưng tác động xảy thời kì tăng trưởng cung tiền thấp ngưỡng 24,46% - Cung tiền (biến Δm): Dấu biến cung tiền độ trễ biến mang dấu (-) thời kì tăng trưởng cung tiền thấp (G = 0) Thời kì tăng trưởng cung tiền cao (G = 1) dấu biến cung tiền Δm mang dấu (+) Tác động tổng cộng biến cung tiền đến tăng trưởng sản lượng với độ trễ quý + 0,157, nghĩa tăng cung tiền có tác động tích cực đến tăng trưởng Sau kết ước lượng mơ hình STR dạng phương trình (các số ngoặc t-ratio): 36 CÁC CHÍNH SÁCH VÀ TĂNG TRƯỞNG, PHÁT TRIỂN KINH TẾ BỀN VỮNG GIAI ĐOẠN 2011-2020 ( - 1,774) + 0, 68316´ D y t -4 + 0, 08486´ D gt -2 - 0, 07868´ D m t ( 3,2666) (2,1210) ( - 1,8749) - 0, 56389´ D m t -1 - 1, 8466´ D m t -2 - 2, 22570 ´ D e ( - 2,6143) Bảng trình bày giá trị G C tiến hành cực tiểu hóa tổng bình phương phần dư trình grid search Tham số độ dốc γ = 8,14 thể trình chuyển tiếp trơn từ thời kì tăng trưởng cung tiền “chậm” (G = 0) đến thời kì tăng trưởng cung tiền “nhanh hơn” (G = 1) Hệ số C = 24,46 thể ngưỡng tăng trưởng cung tiền mà tác động biến số đến sản lượng có bước chuyển tiếp, tức chất quan hệ kinh tế biến số thay đổi kể từ ngưỡng Từ kết Bảng 2, rút số nhận định sau: ( - 1,7688) ( - 1,5748) ( - 1,84538) t -2 + [ - 0, 36570´ D y t -2 + 0, 82954´ D y t -3 - 0, 80778´ D y t -4 ( - 1,8438) ( - 3,3847) (1,7191) - 0, 317 31 ´ D gt -2 + 2, 00369´ D m t -2 + 2, 69631´ D e t -2 ] ( - 1,8008) (1,7115) (1,7688) ´ [1 + exp{(- 8, 13643 ´ ( D m t + 24, 4634)}]- Kết ước lượng mơ hình tuyến tính mơ hình phi tuyến ủng hộ cho giả thuyết phá giá tiền tệ có hiệu ứng làm tăng sản lượng Tuy nhiên, phát mơ hình STR có nhiều khác biệt so với mơ hình tuyến tính, trong giai đoạn tăng trưởng cung tiền thấp ngưỡng 24,46% tác động phá giá tiền tệ đến tăng trưởng mạnh mẽ Ngược lại, tốc độ tăng trưởng cung tiền cao ngưỡng 24,46% phá giá tiền tệ tác động tiêu cực đến sản lượng, thể dấu âm hệ số hồi quy thu Tất kiểm định chuẩn đoán kiểm định tính phù hợp trình bày Bảng Các kiểm định chuẩn đốn khơng làm tăng thêm mối liên quan mơ hình tuyến tính định, giả thuyết khơng có tự tương quan, tham số khơng đổi Ngồi ra, giá trị p-value kiểm định LM ARCH bậc 8, kiểm định Jarque-Bera mơ hình phù hợp Bảng Kết ước lượng mơ hình tuyến tính mơ hình chế LSTR1 GDP tăng trưởng Biến chuyển tiếp Linear model LSTR1 Model G=0 G=1 Intercept 0,07137 0,12173 (3,5414) (2,0768) ∆yt-2 -0,5701 -0,0023921 (-6,5806) (-1,7688) (-1,8438) ∆yt-3 -0,5032 -0,75534 0,82954 (-6,0501) (-1,774) (1,7191) ∆yt-4 -0,5164 0,68316 -0,80778 (-5,5775) (3,2666) (-3,3847) ∆yt-1 -0,36570 PHÁT TRIỂN KINH TẾ Số 269, Tháng Ba năm 2013 ∆gt ∆gt-1 0,1315 0,08486 -0,31731 (1,7462) (2,1210) (-1,8008) ∆mt -1,4367 -0,07868 (-1,7281) (-1,8749) ∆mt-1 -0,6679 -0,56389 (-4,3135) (-2,6143) ∆mt-2 -1,9930 -1,8466 2,00369 (-1,5510) (-1,5748) (1,7115) ∆gt-2 ∆et ∆et-1 ∆et-2 0,8178 2,479732 -2,12265 (5,6643) (1,7688) (-1,84538) ∆mt Transit Vb 8,13643 γ/c [4,698127] c 24, 4634 [ 0,0153] Goodness SD of resid R AIC/SC 0,036 0,7424 0,92187 -5,09/-5,56 -7,83/-6,12 Diagnostics (p-values) Autocorr (8) 0,3413 0,7951 Normality 0,5976 0,7334 ARCH(8) 0,8745 0,5876 Constancy 0,5571 Nonlinearity Not computed (inversion problem) Ghi chú: Giá trị thống kê t-statistics dấu ngoặc đơn Kết luận nghiên cứu thực tiễn tác động phá giá tiền tệ đến tăng trưởng giai đoạn 2000-2012 Trong khn khổ khả mơ hình hóa mơ hình STR với nguồn liệu đầu vào tin cậy từ Tổng cục Thống kê Quỹ Tiền tệ Quốc tế, nhóm nghiên cứu rút vài kết luận tác động phá giá tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế VN sau: - Các nghiên cứu thực nghiệm trước phá giá tiền tệ mơ hình chuỗi thời gian truyền thống thường giả định mối quan hệ tuyến tính khơng thể phản ánh mối quan hệ biến số kinh tế vĩ mô cách đầy đủ, đặc biệt có tác động biến số khác có liên quan đến sản lượng đầu Trong đó, mơ hình STR cách tiếp cận có tính đến tác động cung tiền hàm phi tuyến, cụ thể là: Phá giá tiền tệ giúp mở rộng sản lượng với điều kiện tốc độ tăng cung tiền thực tế ngưỡng 24,46% Trong trường hợp tốc độ tăng cung tiền vượt ngưỡng phá giá tiền tệ lại có tác động thu hẹp sản lượng - Vận dụng kết định lượng xem xét thực tiễn phá giá tiền tệ tác động phá giá tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế VN giai đoạn 2000 - 2012 thấy: + Kể từ sau khủng hoảng tài tiền tệ châu Á 1997-1998, VN thực chế độ neo tỉ giá có điều chỉnh dần (crawling peg) Tỉ giá VND/USD trì ổn định khoảng thời gian dài, từ quý I/2000 đến quý III/2009 tỉ lệ phá giá VND/USD quý sau so quý trước 1% Tuy nhiên, tốc độ tăng trưởng cung tiền giai đoạn cao, bình qn 26,5% Chính vậy, tác động phá giá tiền tệ ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng tác động không nhiều tỉ lệ phá giá thấp + Trong giai đoạn cân đối vĩ mô vừa qua, tỉ giá VND/USD liên tục bị phá với tỉ lệ cao, tính từ quý IV/2009 đến quý II/2011 tỉ giá VND/USD tăng 24% Riêng quý I/2010, I/2011 II/2011, tỉ lệ phá giá lên đến 5,04%; 9,35% 3,64% Trong đó, tốc độ tăng cung tiền giai đoạn, cao, đặc biệt từ quý III/2010 đến quý I/2011 tốc độ tăng cung tiền so với kỳ cao (26,5%; 29,7% 25,9%) kèm với tỉ lệ phá giá cao Theo số liệu Tổng Cục Thống kê, tốc độ tăng trưởng GDP năm 2011 giảm xuống 5,8% so với tốc độ tăng 6,8% năm 2010 Chúng cho tốc độ tăng trưởng GDP năm 2011 giảm có nguyên nhân từ tác động việc phá giá tiền tệ + Từ quý III/2011 đến nay, Ngân hàng Nhà nước thực sách thắt chặt để ổn định kinh tế vĩ mơ Năm 2012, tỉ giá VND/USD chí giảm 0,96% so với năm 2011 Trong bối cảnh cân đối vĩ mơ kéo dài coi thành công việc ổn định tâm lí thị trường kiềm chế lạm phát quan hoạch định sách tiền tệ Tuy nhiên, việc Ngân hàng Nhà nước “neo cứng” tỉ giá VND/USD tăng trưởng cung tiền, tín dụng năm đạt thấp (20% 7%, tương ứng), đồng thời tăng trưởng kinh tế khó khăn CÁC CHÍNH SÁCH VÀ TĂNG TRƯỞNG, PHÁT TRIỂN KINH TẾ BỀN VỮNG GIAI ĐOẠN 2011-2020 37 PHÁT TRIỂN KINH TẾ Số 269, Tháng Ba năm 2013 (5,03%) thực thi sách tỉ giá cố định khơng hồn tồn hợp lí Đề xuất giải pháp Chính vậy, theo quan điểm nhóm nghiên cứu, Ngân hàng Nhà nước nên thực giải pháp năm 2013 sau: (i) Nới rộng biên độ giao động tỉ giá lên ±3% nhằm điều hành tỉ giá thị trường ngoại hối phù hợp với tín hiệu thị trường Biên độ đề xuất biên độ trước Ngân hàng Nhà nước thực phá giá 9,3% thu hẹp biên độ từ ±3% xuống ±1% vào ngày 11/2/2011 kết ước lượng nhóm nghiên cứu Do tăng trưởng cung tiền bao gồm tăng trưởng tín dụng thay đổi dự trữ ngoại hối (change in net foreign assets) nên tác giả đề xuất kiểm sốt tăng trưởng tín dụng ngân hàng thương mại từ 12-15% tùy theo diễn biến tình hình kinh tế vĩ mơ Đề xuất thực tế dự trữ ngoại hối VN tăng mạnh năm 2012 có khả tiếp tục tăng năm 2013 (ii) Tiến hành bước giảm giá đồng nội tệ để hỗ trợ tăng trưởng, góp phần đạt mục tiêu tăng GDP 5,5% Nhóm nghiên cứu đề xuất tỉ lệ phá giá bình quân năm 2013 so với năm 2012 khoảng 3-5% (iii) Tuy nhiên, để đạt mục tiêu hỗ trợ tăng trưởng tiến hành phá giá tiền tệ tăng trưởng cung tiền cần kiểm sốt ngưỡng 24,46% CHÚ THÍCH [1] Hai lí thuyết chứng minh tác động phá giá tiền tệ cải thiện cán cân thương mại điều kiện Marshall - Lerner (Marshall - Lerner conditions) hiệu ứng đường cong chữ J (J-curve effect) [2] Chính lí nên phá giá tiền tệ ln cơng cụ quan trọng chương trình ổn định hóa (stabilization programs) Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF), xem chi tiết M Bahmani I Miteza.(2003), "Are Devaluations Expansionary or Contractionary“ ? A survey article, Economic Issues, Vol 8, Part [3] Xem chi tiết M Bahmani I Miteza.(2006), "Are Devaluations Contractionary ? Evidence from Panel Cointegration”, Economic Issues, Vol 8, Part [4] Đã trích dẫn [5] Tham khảo chi tiết Terasvirta (2004) [6] Tham khảo Edwards, S.(1989b), Real Exchange Rates, Devaluation, and Adjustment, MIT Press, Cambridge, MA [7] Tham khảo chi tiết Terasvirta (2004) [8] Báo cáo tình hình kinh tế xã hội năm 2012 Tổng cục Thống kê [9] Thơng cáo báo chí đánh giá điều hành sách tiền tệ năm 2012, định hướng điều hành năm 2013 [10] Theo báo cáo "Cập nhật tình hình phát triển kinh tế Việt Nam" Ngân hàng Thế giới trình bày Viện Chiến lược Phát triển, Bộ Kế hoạch Đầu tư tháng 1/2013 38 CÁC CHÍNH SÁCH VÀ TĂNG TRƯỞNG, PHÁT TRIỂN KINH TẾ BỀN VỮNG GIAI ĐOẠN 2011-2020 PHÁT TRIỂN KINH TẾ Số 269, Tháng Ba năm 2013 TÀI LIỆU THAM KHẢO Ahmed, S., (2003), “Sources of Economic Fluctuations in Latin America and Implications for Choice of Exchange Rate Regimes,” Journal of Development Economics, 72, 181-202 Brüggemann, R and Lütkepohl, H (2001), “Lag Selection in Subset VAR Models with an Application to a U.S Monetary System,” in R Friedmann, L Knüppel and H Lütkepohl (eds.), Econometric Studies: A Festschrift in Honour of Joachim Frohn, LIT Verlag, Münster, 107-128 Chou, W.L, and Chao, C.-C., (2001), “Are Currency Devaluations Effective? A Panel Unit Root Test.” Economics Letters, 72, 19-25 Edwards, S.(1989b), Real Exchange Rates, Devaluation, and Adjustment, MIT Press, Cambridge, MA Gács, J., (2003), “Transition, EU Accession and Structural Convergence,” Empirica, 30, 271-303 Halpern, L., and Wyplosz, C., (1997), “Equilibrium Exchange Rates in Transition Economies,” IMF Staff Papers, 44, December, 430-461 Ilir Miteza (2006), “Exchange Rates and Non-Linear Dynamics in Output: Evidence from Bulgaria”, Journal of Economics and Business Vol IX - 2006, No (91-115) Lê Quốc Lý, (2004), Tỉ giá hối đoái - vấn đề lí luận thực tiễn điều hành VN, NXB Thống kê, Hà Nội Lê Văn Tư & Nguyễn Quốc Khanh (2000), Một số vấn đề sách tỉ giá hối đối cho mục tiêu phát triển kinh tế VN, NXB Thống kê, Hà Nội M Bahmani I Miteza.(2003), “Are Devaluations Expansionary or Contractionary” ? A survey article, Economic Issues, Vol 8, Part M Bahmani I Miteza.(2006), “Are Devaluations Contractionary ? Evidence from Panel Cointegration”, Economic Issues, Vol 8, Part Mejia-Reyes, P Osborn, D R and Sensier, M (July 2004), Modeling Real Exchange Rate Effects on Growth in Latin America, Vers 35,University of Manchester, 25 Feb 2006 Nguyễn Khắc Minh (2009), “Cơ sở lí thuyết chuỗi thời gian phi tuyến ứng dụng vào xây dựng mơ hình phân tích lạm phát cho VN”, Chương trình hỗ trợ kĩ thuật châu Âu cho VN, Hợp phần 5: Phân tích thống kê, cơng cụ sách, Bộ Kế hoạch Đầu tư Terasvirta, T (2004), “Smooth Transition Regression Modelling,” in H Lütkepohl and M Krätzig (eds.), Applied Time Series Econometrics, Cambridge University Press, Cambridge, 222-242 Vũ Quốc Huy & cộng (2011): Tỉ giá hối đoái giai đoạn 2000-2011: Các nhân tố định, mức độ sai lệch tác động xuất nhập khẩu, Bản quyền Ủy ban kinh tế Quốc hội UNDP VN, 2011 CÁC CHÍNH SÁCH VÀ TĂNG TRƯỞNG, PHÁT TRIỂN KINH TẾ BỀN VỮNG GIAI ĐOẠN 2011-2020 39 ... đến tăng trưởng kinh tế VN giai đoạn 2000 - 2012 thấy: + Kể từ sau khủng hoảng tài tiền tệ châu Á 1997-1998, VN thực chế độ neo tỉ giá có điều chỉnh dần (crawling peg) Tỉ giá VND/USD trì ổn định... đoái giai đoạn 2000- 2011: Các nhân tố định, mức độ sai lệch tác động xuất nhập khẩu, Bản quyền Ủy ban kinh tế Quốc hội UNDP VN, 2011 CÁC CHÍNH SÁCH VÀ TĂNG TRƯỞNG, PHÁT TRIỂN KINH TẾ BỀN VỮNG GIAI... tiễn điều hành VN, NXB Thống kê, Hà Nội Lê Văn Tư & Nguyễn Quốc Khanh (2000) , Một số vấn đề sách tỉ giá hối đoái cho mục tiêu phát triển kinh tế VN, NXB Thống kê, Hà Nội M Bahmani I Miteza.(2003),
Ngày đăng: 15/10/2022, 15:37
Xem thêm:
