7. Bố cục đề tài
3.2.1. Chính sách điều hành tỷ giá
Theo kết quả nghiên cứu mối tƣơng quan đã trình bày ở trên, tồn tại mối tƣơng quan 1 chiều giữa tỷ giá hối đoái đến cán cân thƣơng mại Việt Nam. Sự biến động tăng tỷ giá nghĩa là giảm giá đồng nội tệ sẽ có lợi cho các doanh nghiệp xuất khẩu nhƣng lại ảnh hƣởng đến các doanh nghiệp nhập khẩu nguyên liệu, hàng hóa, máy móc… từ nƣớc ngoài và các doanh nghiệp có nhu cầu mua USD trả nợ vay ngân hàng. Ngƣợc lại, tỷ giá giảm sẽ ảnh hƣởng giảm xuất khẩu kéo theo cán cân tài khoản vãng lai và dự trữ ngoại hối quốc gia bị ảnh hƣởng. Do đó trong điều kiện kinh tế ổn định cần duy trì mục tiêu ổn định tỷ giá.
Hơn nữa, tỷ giá VND/USD ở Việt Nam trong những năm gần đây dao động với biên độ rất thấp nên tâm lý các nhà đầu tƣ rất nhạy cảm với sự nới lỏng biên độ dao động của tỷ giá. Do đó, khi điều hành chính sách tỷ giá phải đặt trong mối quan hệ với các biến kinh tế vĩ mô khác để việc điều chỉnh tỷ giá là phù hợp.
Bên cạnh đó, hiện nay giao dịch thƣơng mại quốc tế của Việt Nam sử dụng chủ yếu đồng USD, việc phụ thuộc vào đồng USD quá nhiều sẽ gây ra rủi ro cho nền kinh tế quốc gia khi đồng tiền này trên thế giới có chiều hƣớng biến động xấu. Do đó, NHNN nên cho phép các doanh nghiệp sử dụng phổ biến các đồng ngoại tệ khác nhƣ EUR, GBP, JPY, CAD, CNY… trong thanh toán quốc tế. Việc khuyến khích đa dạng hóa ngoại tệ trong lƣu thông sẽ góp phần thúc đẩy quá trình xuất nhập khẩu của các doanh nghiệp trong và ngoài nƣớc, góp phần cải thiện cán cân thƣơng mại của Việt Nam.
3.2.2.Chính sách nhằm cải thiện cán cân thƣơng mại
Từ những kết luận rút ra ở mô hình, có thể thấy việc tác động nhằm làm thay đổi các biến số kinh tế vĩ mô nhƣ tỷ giá hối đoái, lạm phát gây ảnh
hƣởng đến thay đổi trong cán cân thƣơng mại. Do đó, có thể cải thiện cán cân thƣơng mại thông qua các chính sách liên quan đến tỷ giá hối đoái và điều chỉnh lạm phát.
Sử dụng chính sách tỷ giá hợp lý nhằm cải thiện cán cân thƣơng mại: Tùy thuộc chiến lƣợc phát triển kinh tế của quốc gia trong từng giai đoạn để duy trì chính sách tỷ giá hối đoái phù hợp:
-Xây dựng cơ chế tỷ giá linh hoạt hơn bằng cách nới rộng biên độ giao động của tỷ giá, lựa chọn thời điểm phá giá đồng nội tệ phù hợp. Qua học tập kinh nghiệm từ thành công trong việc phá giá tiền tệ của một số quốc gia nhƣ Trung Quốc, Hàn Quốc và Thái Lan để lựa chọn thời điểm phá giá nội tệ. Tuy nhiên, việc phá giá tiền tệ gây ra nhiều hệ quả, làm giảm niềm tin của công chúng vào Chính phủ, đồng tiền mất giá gây ảnh hƣởng tiêu cực đến đời sống đại bộ phận ngƣời lao động. Do đó cần cân nhắc rất kỹ trƣớc khi quyết định việc phá giá nội tệ.
-Duy trì tỷ giá phù hợp với mục tiêu phát triển theo hƣớng nâng cao năng lực cạnh tranh của nền kinh tế. Kinh nghiệm từ một số nƣớc cho thấy việc duy trì tỷ giá trong thời gian dài cùng với sự phá giá hợp lý đã tạo ra sự phát triển tối ƣu cho nền kinh tế. Tuy nhiên, để đảm bảo tăng trƣởng ổn định và bền vững, cần phối hợp đồng bộ với các chính sách kinh tế vĩ mô khác nhƣ kiềm chế lạm phát và thay đổi chính sách thƣơng mại.
Mục tiêu kiềm chế lạm phát là mục tiêu cố định của nƣớc ta trong bộ ba bất khả thi nên việc điều chỉnh tỷ lệ lạm phát nhằm cải thiện cán cân thƣơng mại là khó thực hiện và tiềm ẩn rủi ro cao. Do đó, không nên sử dụng công cụ này để tác động điều chỉnh cán cân thƣơng mại.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 3
Trong chƣơng 3, tác giả đã thực hiện đầy đủ quy trình thực hiện hồi quy nhƣ đã nêu ở chƣơng 2, sau khi thực hiện ƣớc lƣợng mô hình theo
phƣơng pháp VECM, kết quả mô hình cho ra hệ số R2
là 77,406% và hệ số R2 hiệu chỉnh chỉ có 33,9559% tức là mô hình giải thích đƣợc khoảng 34% sự thay đổi trong cán cân thƣơng mại Việt Nam giai đoạn 2005-2015. Tác động của tỷ giá hối đoái lên cán cân thƣơng mại là tác động ngƣợc chiều và từ chỉ số giá tiêu dùng lên cán cân thƣơng mại là thuận chiều, đây là những mối quan hệ một chiều. Đồng thời thông qua kết quả kiểm định, tác giả còn tìm ra những mối quan hệ giữa các nhân tố khác trong mô hình. Thông qua kết quả nghiên cứu, đề tài đã đƣa đến cho các nhà hoạch định chính sách, các doanh nghiệp xuất nhập khẩu cũng nhƣ các nhà đầu tƣ cái nhìn tổng quan về mối tƣơng quan giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thƣơng mại của Việt Nam. Từ đó đề xuất một số giải pháp trong chính sách điều hành tỷ giá và chính sách nhằm cải thiện cán cân thƣơng mại của Việt Nam.
KẾT LUẬN
Dựa trên cơ sở lý luận về mối tƣơng quan giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thƣơng mại thông qua những lý thuyết kinh điển và những nghiên cứu thực nghiệm ở nƣớc ngoài và trong nƣớc, tác giả lựa chọn phƣơng pháp hồi quy theo mô hình VECM để ứng dụng nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thƣơng mại của Việt Nam giai đoạn 2005 - 2015. Đồng thời nghiên cứu sử dụng thêm các biến kiểm soát là chỉ số giá tiêu dùng CPI, tổng thu nhập quốc nội GDP và biến cung tiền M2 để tăng độ tin cậy của mô hình. Sau khi thực hiện các bƣớc ƣớc lƣợng mô hình theo phƣơng pháp VECM, kết quả mô hình thu đƣợc cho thấy tồn tại tác động một chiều từ tỷ giá hối đoái đến cán cân thƣơng mại của Việt Nam và tác động này là nghịch chiều. Điều này hoàn toàn phù hợp với lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây. Bên cạnh đó, kết quả mô hình cũng chỉ ra rằng có tác động thuận chiều từ chỉ số giá tiêu dùng lên cán cân thƣơng mại. Mô hình ƣớc lƣợng cho ra hệ số R2 là 77,406% và hệ số R2 hiệu chỉnh chỉ có 33,9559% tức là mô hình giải thích đƣợc khoảng 34% sự thay đổi trong cán cân thƣơng mại Việt Nam giai đoạn 2005-2015. Từ kết quả kiểm định, tác giả đề xuất một số giải pháp trong chính sách điều hành tỷ giá và chính sách nhằm cải thiện cán cân thƣơng mại của Việt Nam.
HẠN CHẾ TRONG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
-Về phạm vi nghiên cứu: mặc dù định hƣớng của tác giả là nghiên cứu mối tƣơng quan giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thanh toán tại Việt Nam, tuy nhiên do giới hạn về thời gian cũng nhƣ nguồn số liệu nên phạm vi nghiên cứu đƣợc giới hạn hẹp lại, tập trung phân tích mối tƣơng quan tỷ giá hối đoái và cán cân thƣơng mại, thành phần chính của cán cân thanh toán.
-Về nguồn số liệu: tỷ giá hối đoái đƣợc lấy theo tỷ giá do ngân hàng nhà nƣớc công bố, không phản ánh đƣợc những biến động về tỷ giá thực sự trên thị trƣờng, do đó ảnh hƣởng không tốt đến kết quả nghiên cứu. Lãi suất ngắn hạn trên thị trƣờng chƣa thật sự phản ánh đúng giao dịch trên thị trƣờng. Vì lãi suất trên thị trƣờng tiền tệ phải tuân theo quy định lãi suất trần, sàn theo từng giai đoạn do Ngân hàng Nhà nƣớc quy định. Tuy nhiên, có không ít những trƣờng hợp giao dịch lại nằm bên ngoài biên độ quy định, nhƣng không có nguồn số liệu thống kê chính xác về lãi suất thực trong các giao dịch này.
-Năm biến độc lập lựa chọn trong mô hình chƣa thể hiện hết những nhân tố vĩ mô trong nền kinh tế có thể ảnh hƣởng đến cán cân thƣơng mại do đó làm ảnh hƣởng đến mô hình nghiên cứu.
-Mô hình chƣa đƣa vào đƣợc biến số thể hiện độ mở nền kinh tế, trong khi đây là nhân tố quan trọng có thể ảnh hƣởng đến cán cân thƣơng mại, do đó gây ảnh hƣởng lớn đến kết quả mô hình.
-Dữ liệu nghiên cứu đƣợc thu thập từ quý 1/2005 đến quý 4/2015 với 44 quan sát, chƣa đủ lớn để giải thích chính xác những biến động trong cán cân thƣơng mại Việt Nam với các biến số kinh tế vĩ mô.
-Kinh tế Việt Nam chịu sự kiểm soát lớn trong điều hành chính sách của Chính phủ. Mỗi thời kỳ khác nhau, Chính phủ lại ban hành một chính sách khác nhau nhằm ổn định thị trƣờng và cải thiện các điều kiện kinh tế vĩ mô,
những biến động của thị trƣờng nhanh chóng đƣợc Chính phủ cân bằng lại. Do đó các biến động trong cán cân thƣơng mại không hoàn toàn chịu ảnh hƣởng của các biến số kinh tế nêu trên mà có sự can thiệp của Chính phủ ngay tức thì.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tiếng Việt:
[1] Hà Thị Thiều Dao & Phạm Thị Tuyết Trinh (2013). “Mối quan hệ tỷ giá hối đoái và cán cân thanh toán”, Tạp chí Khoa học đào tạo ngân hàng, số 103 trang 17-24
[2] Phan Thanh Hoàn và Nguyễn Đăng Hào (2007), “Mối quan hệ gữa tỷ giá
hối đoái và CCTM Việt Nam thời kỳ 1995-2004”, Tạp chí Khoa học,
Đại học Huế số 43.
Tiếng Anh:
[3] A. K. Rose and J. L. Yellen (1989), “Is There a J-Curve?”, Journal of Monetary Economics, Vol. 24, pp. 53-68.
[4] Backus, Kehoe và Kydland (1994), “Dynamics of the Trade Balance and the Terms of Trade: The J-Curve?”, The American Economic Review, Vol. 84, No. 1, pp. 84-103.
[5] Bahmani & Oskooee, M. (2001), “Nominal and Real Effective Exchange
Rates of Middle Eastern Countries and Their Trade
Performance”, Applied Economics, Volume 33, Issue 1.
[6] Dornbusch, R. (1976), “Expectations and exchange rate dynamics”. Journal of Political Economics 84, 1161–1176.
[7] Irina Tochitskaya, 2014, “The Effect of Exchange Rate Changes on Belarus's Trade Balance”, p.46-65.
[8] Johansen, S., and K. Juselius (1990), “Maximum likelihood estimation and inference on cointegration with applications to the demand for money”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics 52, 169–210. [9] H. T. Wong and H. I. Chong (2006), “Bilateral Trade Balance of Malaysia
to the United States, Japan and Singapore: An Empirical Study”, Labuan Bulletin of International Business & Finance, Vol. 4, pp. 1-18.
[10] Keshab R. Bhattarai và Mark K. Armah (2005), “The Effects of Exchange Rate on the Trade balance in Ghana: Evidence from Cointegration Analysis”, Business School, University of Hull, United Kingdom. ISBN: 1-90.203 448-1.
[11] M Bahmani-Oskooee, A Ratha (2004), “The J-curve: a literature review”. Applied economics 36 (13), 1377-1398.
[12] Martins Iyoboyi & Olarinde Muftau (2014), “Impact of exchange rate depreciation on the balance of payments: Empirical evidence from Nigeria”. Journal Cogent Economics & Finance , Volume 2, 2014 - Issue 1.
[13] Montague Lord (2002), “Vietnam’s Export Competitiveness: Trade and Macroeconomic Policy Linkages”. Background Paper to the World Bank study “Vietnam Exports: Policy and Prospects”.
[14] Olugbenga Onafowora, 2003, “Exchange rate and trade balance in East Asia: Is there a J-curve”, Economic Bulletin, 2003, Vol. 5 (Issue 18), pp. 1-13.
[15] Phillips and Pierre Perron (1988), “Testing for a Unit Root in Time- Series Regression”. Biometrika 75:335–346.
[16] P. Wilson (2001), “Exchange rates and trade balance for dynamic Asian economies - does the Jcurve exist for Singapore, Malaysia and Korea?”, Open Economies Review, Vol. 12, pp. 389-413.
PHỤ LỤC Phụ lục 1: Số liệu các biến Quý/năm M2 (tỷ đồng) I (%) CPI (%) GDP (tỷ đồng) EX TB 1/2005 2.057.812 1.808 98.380 107.440 15.819 0.85 2/2005 2.434.974 1.813 99.800 108.040 15.847 0.8 3/2005 2.813.136 2.008 101.420 109.260 15.886 0.89 4/2005 3.191.298 1.885 103.050 108.850 15.912 0.89 1/2006 3.569.460 2.008 105.990 107.350 15.920 0.92 2/2006 3.947.622 1.995 107.210 107.420 15.963 0.88 3/2006 4.325.784 2.005 108.330 108.780 16.025 0.87 4/2006 4.703.946 1.950 109.850 109.030 16.075 0.85 1/2007 5.082.108 1.929 113.100 107.660 16.017 0.93 2/2007 5.460.270 1.851 115.530 107.990 16.086 0.84 3/2007 5.838.432 1.815 117.870 108.730 16.174 0.83 4/2007 6.216.594 1.992 123.660 109.100 16.113 0.77 1/2008 6.594.756 2.574 135.030 107.520 16.034 0.61 2/2008 6.972.918 3.810 146.500 105.820 16.189 0.75 3/2008 7.351.080 3.918 150.760 106.470 16.502 0.93 4/2008 7.729.242 2.988 148.330 105.400 16.656 0.85 1/2009 8.107.404 2.040 151.240 103.140 16.968 1.12 2/2009 8.485.566 2.049 152.270 104.460 16.943 0.79 3/2009 8.863.728 2.148 154.370 106.040 16.977 0.75 4/2009 9.241.890 2.544 157.960 106.910 17.636 0.72 1/2010 9.620.052 2.670 164.470 105.840 18.343 0.8 2/2010 9.998.214 2.424 165.510 106.440 18.544 0.86 3/2010 10.376.376 2.379 168.170 107.180 18.803 0.89
Quý/năm (tỷ đồng) M2 I (%) CPI (%) GDP (tỷ đồng) EX TB 4/2010 10.754.538 3.429 176.520 107.340 18.932 0.85 1/2011 11.132.700 3.375 187.320 105.400 20.103 0.85 2/2011 11.510.862 3.609 199.970 105.700 20.653 0.87 3/2011 11.889.024 3.426 205.860 106.100 20.621 0.96 4/2011 12.267.186 3.864 208.510 105.890 20.811 0.94 1/2012 12.645.348 3.285 213.970 106.620 20.828 1.01 2/2012 13.023.510 2.295 213.960 107.280 20.828 0.97 3/2012 13.401.672 2.829 219.320 105.350 20.828 1.01 4/2012 13.719.834 1.875 223.070 106.930 20.828 1.03 1/2013 13.749.586 1.527 228.410 107.150 20.828 1.00 2/2013 13.799.132 1.146 228.430 107.380 20.897 0.96 3/2013 13.849.360 1.377 233.400 107.620 21.036 1.03 4/2013 11.592.177 1.635 236.540 108.560 21.036 1.02 1/2014 12.007.499 1.080 238.420 106.380 21.036 0.92 2/2014 12.163.728 1.116 239.550 107.520 21.064 1.01 3/2014 12.190.097 0.984 241.590 108.240 21.246 1.01 4/2014 12.216.855 1.138 250.477 108.450 21.246 0.98 1/2015 12.278.465 1.168 250.224 108.756 21.458 0.92 2/2015 12.301.672 1.105 251.851 109.023 21.673 1.01 3/2015 12.332.751 1.368 251.472 109.372 21.890 1.01 4/2015 12.357.528 1.300 251.962 109.743 21.890 0.98
Phụ lục 2: Kết quả kiểm định tính dừng các biến trong mô hình
BIẾN TB
Null Hypothesis: LNTB has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.193469 0.0272
Test critical values: 1% level -3.592462
5% level -2.931404
10% level -2.603944
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: LNTB has a unit root Exogenous: Constant
Bandwidth: 0 (Newey-West using Bartlett kernel)
Adj. t-Stat Prob.*
Phillips-Perron test statistic -3.193469 0.0272
Test critical values: 1% level -3.592462
5% level -2.931404
10% level -2.603944
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Residual variance (no correction) 0.008878
HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.008878
BIẾN EX
Null Hypothesis: LNEX has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.515993 0.8778
Test critical values: 1% level -3.596616
5% level -2.933158
10% level -2.604867
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: LNEX has a unit root Exogenous: Constant
Bandwidth: 3 (Newey-West using Bartlett kernel)
Adj. t-Stat Prob.*
Phillips-Perron test statistic -0.302386 0.9161
Test critical values: 1% level -3.592462
5% level -2.931404
10% level -2.603944
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Residual variance (no correction) 0.000158
HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.000259
BIẾN GDP
Null Hypothesis: LNGDP has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.242426 0.1949
Test critical values: 1% level -3.592462
5% level -2.931404
10% level -2.603944
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: LNGDP has a unit root Exogenous: Constant
Bandwidth: 1 (Newey-West using Bartlett kernel)
Adj. t-Stat Prob.*
Phillips-Perron test statistic -2.287004 0.1806
Test critical values: 1% level -3.592462
5% level -2.931404
10% level -2.603944
BIẾN CPI
Null Hypothesis: LNCPI has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.414823 0.5660
Test critical values: 1% level -3.596616
5% level -2.933158
10% level -2.604867
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: LNCPI has a unit root Exogenous: Constant
Bandwidth: 1 (Newey-West using Bartlett kernel)
Adj. t-Stat Prob.*
Phillips-Perron test statistic -1.408190 0.5695
Test critical values: 1% level -3.592462
5% level -2.931404
10% level -2.603944
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Residual variance (no correction) 0.000423
HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.000625
Biến Ln(I)
Null Hypothesis: LNI has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.396315 0.5753
Test critical values: 1% level -3.592462
5% level -2.931404
10% level -2.603944
Null Hypothesis: LNI has a unit root Exogenous: Constant
Bandwidth: 2 (Newey-West using Bartlett kernel)
Adj. t-Stat Prob.*
Phillips-Perron test statistic -1.518161 0.5150
Test critical values: 1% level -3.592462
5% level -2.931404
10% level -2.603944
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Residual variance (no correction) 0.032925
HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.037769
Biến Ln(M2)
Null Hypothesis: LNM2 has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.109169 0.0336
Test critical values: 1% level -3.600987
5% level -2.935001
10% level -2.605836
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: LNM2 has a unit root Exogenous: Constant
Bandwidth: 28 (Newey-West using Bartlett kernel)
Adj. t-Stat Prob.*
Phillips-Perron test statistic -6.959588 0.0000
Test critical values: 1% level -3.592462
5% level -2.931404
10% level -2.603944