Có thể nói, Việt Nam và Trung Quốc đều là nước kinh tế đang phát triển ở trong quá trình chuyển đổi từ nền kinh tế kế hoạch hóa sang nền kinh tế thị trường có sự quản ly của Nhà nước theo định hướng xã hội chủ nghĩa. Do đó, hai nền kinh tế sẽ có những nét tương đồng dù thời điểm tiến hành chuyển đổi và mức độ chuyển đổi có thể sẽ khác nhau. Do đó, kinh nghiệm trong việc điều hành tỷ giá tại Trung Quốc sẽ là những bài học quy giá cho Việt Nam.
Trước năm 1979, Trung Quốc thực hiện chính sách tỷ giá cố định và đa tỷ giá. Cơ chế này đã làm cho các doanh nghiệp mất đi quyền chủ động trong kinh doanh, không gắn kết lợi ích kinh tế với hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp, làm cho các doanh nghiệp không chú y đến hiệu quả của hoạt động sản xuất kinh doanh, tăng tính ỷ lại vào sự bao cấp của nhà nước, chính điều này đã làm cho Trung Quốc rơi vào suy thoái, khủng hoảng kinh tế sâu sắc. Sớm nhận ra sự yếu kém của cơ chế quản ly kinh tế theo kế hoạch. Năm 1979, Trung Quốc đã thực hiện cải cách kinh tế, thực hiện chuyển đổi nền kinh tế. Chính sách tỷ giá cũng được cải cách cho phù hợp với những chuyển đổi của nền kinh tế. Ngay từ đầu những năm 80, Trung Quốc đã cho phép thực hiện cơ chế điều chỉnh tỷ giá giảm dần để phản ảnh đúng sức mua của đồng NDT. Chính sách tỷ giá này đã giúp Trung Quốc cải thiện được cán cân thương mại (CCTM), giảm thâm hụt thương mại và cán cân thanh toán (CCTT), đưa đất nước thoát ra khỏi cuộc khủng hoảng kinh tế.
Bảng 2.1: Một số chỉ tiêu phát triển của kinh tế Trung Quốc thời kì 1985-1990 Chỉ tiêu 1985 1986 1987 1988 1989 1990 GDP (Giá 1990) 1.254,5 1.367,7 1.527,7 1.658,4 1.764,3 1.832,0 Tốc độ tăng trưởng (%/năm) 16,2 8,9 11,9 11,0 4,1 3,8
Cán cân xuất nhập khẩu 36,7 25,5 1,1 15,1 18,6 51,0
Dự trữ ngoại tệ (triệu USD)
15,236 17,548 17,022 28,594
Nguồn: Ngân hàng Thế giới
Tuy nhiên, việc thực hiện cơ chế tỷ giá theo hướng tương đối ổn định làm cho lạm phát tiếp tục gia tăng, hạn chế xuất khẩu và ảnh hưởng đến mục tiêu phát triển kinh tế. Tỷ lệ lạm phát của Trung Quốc từ năm 1990 đến năm 1993 lần lượt là: 3,06%; 3,54%; 6,34% và 14,58%. Trong khi đó, lạm phát của Mỹ có xu hướng giảm xuống, thấp hơn nhiều so với Trung Quốc, năm 1993 lạm phát của Mỹ là 2,4%, do đó đồng NDT lại bị đánh giá cao so với sức mua thực tế. Nhận thấy việc duy trì tỷ giá theo hướng ổn định có ảnh hưởng xấu đến mục tiêu mở cửa kinh tế đối ngoại và kế hoạch tăng xuất khẩu để phát triển kinh tế, Trung Quốc đã quyết định điều chỉnh mạnh tỷ giá hối đoái (Theo số liệu của Ngân hàng Thế giới).
Ngày 1/1/1994, Trung Quốc chính thức công bố điều chỉnh mạnh tỷ giá đồng NDT từ 5,8 NDT/USD xuống 8,7 NDT/USD, tỷ lệ điều chỉnh (thực chất là phá giá đồng NDT) lên tới 50%. Với tỷ giá này, đồng nhân dân tệ đã bị định giá thấp nhưng lại tạo được lợi thế xuất khẩu gia tăng.
Cùng với việc thay đổi chính sách tỷ giá, Trung Quốc cũng cải cách chế độ quản ly ngoại hối bằng cách: thống nhất tỷ giá chính thức với tỷ giá hoán đổi hiện hành, chế độ giữ lại ngoại tệ được bãi bỏ, thị trường ngoại hối liên ngân hàng được thành lập. Nhờ thực hiện một loạt các biện pháp quản ly chặt chẽ về ngoại hối, Trung
Quốc đã thành công trong việc điều hành cơ chế tỷ giá, đảm bảo đáp ứng được đầy đủ nhu cầu ngoại tệ cho nền kinh tế phát triển vững chắc.
Xu hướng này luôn được Trung Quốc giữ vững với mức thặng dư thương mại cao ổn định cho đến khi Trung Quốc gia nhập WTO (2001). Trung Quốc vẫn tiếp tục thực hiện cơ chế tỷ giá thả nổi có quản ly và tốc độ tăng trưởng GDP ngày càng cao nằm trong khoảng 8 - 9%/năm. Với sự tăng trưởng nhanh chóng cùng với áp lực do các dòng vốn chảy vào đã tạo nên sức ép buộc Trung Quốc phải tăng giá lên đồng nhân dân tệ. Để kiểm soát đồng nhân dân tệ, Ngân hàng Trung ương phải mua vào ngoại tệ.
Chính sách của Trung Quốc đã giúp hạn chế sự tăng giá của đồng nhân dân tệ, khiến đồng tiền này duy trì ở mức giá thấp trong thời gian dài, khuyến khích xuất khẩu Trung Quốc. Tuy nhiên, đây cũng là nguyên nhân gây ra thâm hụt cán cân thương mại tại các đối tác lớn có quan hệ với Trung Quốc như: Mỹ, Nhật Bản, EU. Theo các nước G7, tỷ giá quá chặt giữa đồng nhân dân tệ và USD bị xem là nguyên nhân dẫn đến hàng hoá của nước ngoài đắt đỏ hơn Trung Quốc và ngược lại, hàng hoá Trung Quốc lại rẻ một cách không công bằng, gây bất lợi cho xuất khẩu của Mỹ và nhiều quốc gia đối tác khác.
Tuy nhiên, việc giữ vững mức tỷ giá thấp cũng không phải là điều dễ thực hiện. Theo đánh giá, có những thời điểm Ngân hàng Trung ương Trung Quốc phải bỏ nhân dân tệ ra để mua tới 600 triệu USD mỗi ngày. Biện pháp can thiệp này không thể duy trì liên tục và kéo dài. Do vậy, Trung Quốc đã thực hiện một số biện pháp để làm dịu sức ép với đồng nhân dân tệ như:
Năm 2003, cho phép thí điểm 14 tỉnh đầu tư ra nước ngoài nhiều hơn.
Thực hiện một số biện pháp phối hợp như: giảm bớt mức độ khuyến khích xuất khẩu, xiết chặt hơn các quy định về việc cho các nhà đầu tư bất động sản vay tiền.
Tháng 10/2004, Trung Quốc xác nhận sẽ tiến tới linh hoạt tỷ giá đồng nhân dân tệ, nhưng không đưa ra bất kì một lịch trình cụ thể nào cho cam kết linh hoạt về tỷ giá. Với những bước đi thận trọng về tỷ giá cũng như những quyết định tốt trong hoạt động quản ly tỷ giá, chỉ 3 năm sau khi gia nhập WTO, tổng kim ngạch xuất khẩu của Trung Quốc đã tăng thêm 200 tỷ USD, đưa Trung Quốc từ vị trí thứ 6 về mậu dịch thế giới (năm 2001) lên vị trí thứ 3 (năm 2004) và hiện nay (2019) đã đứng đầu thế giới về xuất khẩu. Có thể nói, Trung Quốc đã rất thành công trong quá trình điều hành cơ chế tỷ giá của mình, đưa đồng nhân dân tệ thành đồng tiền ổn định và vững mạnh trong hệ thống tiền tệ quốc tế từ sau khi gia nhập WTO tới nay.
2.5.2 Kinh nghiệm điều hành tỷ giá ở Nhật Bản
Giai đoạn 1974-1980, khi mà Mỹ tuyên bố thả nổi đồng USD và chuyển sang chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt thì đồng JPY liên tục lên giá so với các đồng tiền khác. Thời gian này là thời điểm nền kinh tế Nhật Bản suy giảm mạnh, vì vậy, đồng JPY lên giá giúp cho Nhật Bản duy trì kinh tế một cách hiệu quả. Đồng JPY lên giá làm cho giá hàng nhập khẩu vào Nhật Bản rẻ hơn và giảm bớt tác động từ cú sốc giá dầu năm 1973. Vì vậy, kinh tế và ngoại thương Nhật Bản trong giai đoạn này vẫn duy trì được tốc độ tăng trưởng cao hơn nhiều nước công nghiệp phát triển khác.
Biểu đồ 2.1: Tốc độ tăng trưởng GDP và XNK của Nhật Bản so với một số quốc gia (1974-1980)
(Nguồn: Tạp chí nghiên cứu kinh tế số 12 năm 1992)
Tuy nhiên, việc duy trì chính sách này, tuy làm giảm được sức ảnh hưởng của cú sốc dầu mỏ, và giúp kinh tế tăng trưởng, tuy nhiên, cán cân thương mại trong 2 năm 1974 và 1975 liên tục âm, điều này có thể ly giải do việc lên giá đồng nội tệ dẫn đến việc giảm sức cạnh tranh của hàng hoá, gây khó khăn trong xuất khẩu. Do đó, từ năm 1980 đến 1985, Nhật Bản đã khai thác được mặt tích cực của việc giảm giá đồng JPY.
Bảng 2.2: Tỷ giá Yên – USD
Thời điểm 1971 1985 1986 1/1987
Yên/1USD 260 245 200 121
Nguồn: P.A. Donet 1991
Bảng 2.3: Tình hình cán cân thương mại, ODA và FDI của Nhật Bản trong giai đoạn 1980-1985
Năm Cán cân thương mại (triệu USD) ODA (Triệu USD) FDI (Triệu USD) 1980 -10.721 3.304 4.693 1981 8.74 3.171 8.906 1982 6.9 3.023 7.703 1983 20.534 3.761 8.145 1984 33.611 4.319 10.155 1985 46.099 3.797 12.217
(nguồn: Tạp chí Ngân hàng số 11 năm 1993) Từ bảng trên ta thấy,
Về cán cân thương mại tiếp tục thặng dư ngày càng lớn qua các năm.
Về vốn ODA, được duy trì ở mức trung bình khoảng 3.000 tỷ USD trong suốt thời kì.
Về vốn FDI, có sự gia tăng qua các năm. Trung bình mỗi năm FDI Nhật Bản tăng khoảng 1,6 tỷ USD.
Từ kết quả này, ta có thể thấy sự phá giá đồng Yên Nhật đã tạo ra những giá trị tích cực cho cán cân xuất nhập khẩu của Nhật Bản.
Tuy nhiên, vào năm 1985, 4 cường quốc tài chính Mỹ, Anh, Pháp, Đức đã buộc Nhật Bản phải chấp nhận tăng giá đồng Yên theo hiệp ước Plaza. Sau đó, giá trị của đồng Yên nhanh chóng tăng vọt.
Sự tăng giá này tác động mạnh vào lĩnh vực xuất khẩu, nền kinh tế Nhật Bản khi đó phụ thuộc vào xuất khẩu nên việc tăng giá đồng Yên đe doạ tăng trưởng kinh tế của Nhật Bản.
Sau Hiệp ước này, mô hình tăng trưởng của Nhật Bản chuyển sang dựa mạnh hơn vào cầu trong nước, lúc này Nhật Bản đã xoay chuyển tình thế bằng cách tập
trung vào nguồn vốn đầu tư trực tiếp ra nước ngoài. Dòng FDI từ Nhật Bản đã tăng vọt kể từ năm 1986.
Tóm lại, nền kinh tế Nhật Bản đã có một sự đột phá cực kì mạnh mẽ về kinh tế thông qua chính sách tỷ giá. Người Nhật là tác giả phát minh ra trò chơi toàn cầu mới: tiến hành toàn cầu hoá bằng cả hai chân - thương mại và đầu tư - một cách nhịp nhàng.
TÓM TẮT CHƯƠNG 2
Nội dung chương 2 đề cập đến các khái niệm liên quan đến tỷ giá, và các yếu tố tác động đến tỷ giá. Trong nội dung chương này cũng như các nghiên cứu thực nghiệm liên quan đến việc điều chỉnh tỷ giá trong từng trường hợp dưới sự điều hành của nhà nước cũng như mục tiêu mà nhà nước hoạch định. Từ đó, làm nền tảng để đưa ra các đóng góp cho bài nghiên cứu trong việc điều chỉnh tỷ giá cho phù hợp trong từng giai đoạn phát triển kinh tế.
CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Chương này sẽ được trình bày những nội dung sau: (1) Quy trình nghiên cứu; (2) Phương pháp nghiên cứu định tính; (3) Phương pháp nghiên cứu định lượng sơ bộ; (4) Phương pháp nghiên cứu định lượng chính thức của đề tài.
3.1 Quy trình nghiên cứu
3.2 Mô hình nghiên cứu đề xuất
Để tiến hành đánh giá ảnh hưởng của biến động tỷ giá CNY/VND đến hoạt động xuất, nhập khẩu Việt Nam và Trung Quốc, tác giả dựa theo nghiên cứu của Ekanayake và cộng sự (2010). Theo đó mô hình nghiên cứu như sau:
Phương trình hồi quy ảnh hưởng của tỷ giá CNY/VND đến hoạt động nhập khẩu:
����� = �� + �����/���� + ������ + ������� + �� (1)
Trong đó:
+ IMVN (nhập khẩu: triệu USD/năm, lấy log): biến phụ thuộc là giá trị nhập khẩu hàng năm của Việt Nam.
+ CNY/VND: (tỷ giá CNY/VND, lấy log): tỷ giá hối đoái thực giữa đồng Nhân Dân tệ và Việt Nam đồng, được lấy từ tỷ giá chéo của 2 cặp tỷ giá USD/CNY và USD/VND.
+ GDP: (lấy log): tổng sản phẩm quốc nội Việt Nam. + IRVN: (tỷ lệ %): lãi suất huy động của Việt Nam.
Giả thuyết 1: Tỷ giá hối đoái (CNY/VND) tác động ngược chiều đến giá trị
nhập khẩu hàng hóa.
Bảng 3.1: Mô tả biến trong mô hình nghiên cứu
Ký hiệu Mô tả Nguồn
IMVN Kim ngạch nhập khẩu của Việt Nam IFS
CNY/VND Tỷ giá tính theo tỷ số giữa tỷ giá năm cần tính và tỷ giá năm gốc
IFS
GDP Tổng sản phẩm quốc nội Việt Nam IFS
IRVN Lãi suất huy động của Việt Nam IFS
Bảng 3.2: Thống kê mô tả các biến sử dụng trong mô hình
Biến Trung bình Trung vị Độ lệch
chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất LNIMVN 16.59308 16.55149 0.230039 16.06808 16.95413 LNCNY/VND 8.126176 8.128735 0.029006 8.070359 8.180255 LNGDP 12.86386 12.83184 0.259849 12.37606 13.46012 IRVN 6.395833 6.500000 0.181688 6.000000 7.000000
Nguồn: Thống kê của tác giả
Phương trình hồi quy ảnh hưởng của tỷ giá CNY/VND đến hoạt động xuất khẩu:
����� = �� + �����/���� + ������ + ������� + ��
(2)
Trong đó:
+ EXVN (xuất khẩu: triệu USD/năm, lấy log): biến phụ thuộc là giá trị xuất khẩu hàng năm của Việt Nam.
+ CNY/VND: (tỷ giá CNY/VND, lấy log): tỷ giá hối đoái thực giữa đồng Nhân Dân tệ và Việt Nam đồng, được lấy từ tỷ giá chéo của 2 cặp tỷ giá USD/CNY và USD/VND.
+ GDP: (lấy log): tổng sản phẩm quốc nội Việt Nam. + IRVN: (tỷ lệ %): lãi suất huy động của Việt Nam.
Giả thuyết 2: Tỷ giá hối đoái (CNY/VND) tác động cùng chiều đến giá trị xuất khẩu
hàng hóa.
Bảng 3.3: Mô tả biến trong mô hình nghiên cứu
Ký hiệu Mô tả Nguồn
CNY/VND Tỷ giá tính theo tỷ số giữa tỷ giá năm cần tính và tỷ giá năm gốc
IFS
GDP Tổng sản phẩm quốc nội Việt Nam IFS
IRVN Lãi suất huy động của Việt Nam IFS
Nguồn: Thống kê của tác giả
Bảng 3.4: Thống kê mô tả các biến sử dụng trong mô hình
Biến Trung bình Trung vị Độ lệch
chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất LNEMVN 16.60991 16.54786 0.242000 16.06090 17.06643 LNCNY/VND 8.126176 8.128735 0.029006 8.070359 8.180255 LNGDP 12.86386 12.83184 0.259849 12.37606 13.46012 IRVN 6.395833 6.500000 0.181688 6.000000 7.000000
Nguồn: Thống kê của tác giả Dữ liệu nghiên cứu được sử dụng trong phân tích hàng tháng bao gồm giai đoạn 1/2014 đến 12/2019. Nghiên cứu khai thác dữ liệu thứ cấp từ Thống kê Tài chính Quốc tế (IFS) của Quỹ tiền tệ Quốc tế (IMF).
STAR TAR ARIMA Biến đổi dừng GARCH SVAR Không dừng ARDL
Kiểm tra tính dừng (Unique quick test) Không có đồng liên kết
Kiểm định đồng liên kết
ARIMA Có đồng liên kết VECM
Dừng
ARDL
3.3 Phương pháp nghiên cứu
Hình 3.1: Lựa chọn mô hình hồi quy
Nguồn: Tổng hợp của tác giả
3.3.1 Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Một chuỗi thời gian Y được coi là dừng nếu như trung bình và phương sai của nó không đổi theo thời gian và giá trị của đồng phương sai giữa hai giai đoạn chỉ phụ thuộc vào khoảng cách, tức độ trễ về thời gian giữa hai giai đoạn này chứ không phụ thuộc vào thời điểm thực tế mà đồng phương sai được tính:
Trung bình:
Phương sai:
�(��) = �
���(��) = �(�� − �2 = �2
Đồng phương sai:
�� = �[(�� − �)�� + � − �)]
Nếu trong hồi quy: �� = 1 + 2� + ��, ��thực ra là dừng với trung bình bằng ) và phương sai = �2, thể hiện một chuỗi có xu hướng dừng.
Một cách kiểm định tính dừng được phổ biến gần đây là kiểm định nghiệm đơn vị. Để tiến hành kiểm định này sẽ xem xét mô hình sau:
��(1): �� = �� − 1 + ��
��− ��−1= ��
Tiếp đến sử dụng toán tử độ trễ L: ��� = ��−1
(1 − �)�� = �� thuật ngữ nghiệm đơn vị là để nói tới nghiệm của đa thức trong toán tử độ trễ.
Ở đây ��là số hạng chỉ sai số ngẫu nhiên xuất phát từ các giả định cổ điển rằng nó có giá trị trung bình bằng 0, phương sai �2 là hằng số và không tự tương quan. Số hạng sai số này còn được biết tới dưới cái tên sai số nhiễu ngẫu nhiên (white noise error term). Nếu hệ số của ��−1bằng 1 thì biến có nghiệm đơn vị, tức là tình huống không dừng. Có thể nói rằng biến ngẫu nhiên �� có nghiệm đơn vị. Trong kinh tế lượng về chuỗi thời gian, một chuỗi thời gian có nghiệm đơn vị được gọi là bước ngẫu nhiên và một bước ngẫu nhiên là trường hợp của chuỗi thời gian không dừng. Nếu không có nghiệm đơn vị thì chuỗi thời gian thể hiện xu hướng xác định. Để biết được liệu chuỗi thời gian ��có phải là chuỗi không dừng hay không, thực hiện hồi quy và kiểm tra xem L có bằng 1 về mặt thống kê hay không.
Tuy nhiên, nếu ��được phát sinh từ:
�� − ��−1 = � + ��
Với �� là dừng với trung bình bằng 0 và phương sai �2, thì quá trình như thế là quá trình biến đổi sai phân của một chuỗi là dừng sai phân (difference stationary
process - DSP). Nếu như một chuỗi thời gian được lấy sai phân một lần và chuỗi sai phân đó là dừng thì có thể nói rằng chuỗi ban đầu (dạng bước ngẫu nhiên) là một chuỗi kết hợp bậc 1 được ky hiệu là: