Kiềm chế lạm phát

P (production price inde x I): chỉ số giá sản xuất hàng hóa của Việt Nam được lấy từ IMF.

3.6.2. Kiềm chế lạm phát

Lạm phát đi đôi với thuật ngữ đồng tiền mất giá. Thật vậy, trong hai năm (2007 và 2008), Việt Nam đã rơi vào một tình huống không ổn định với tỷ lệ lạm phát ở mức hai con số ( đỉnh cao hơn 25%), cùng với sự mất giá đáng kể của tiền Đồng Việt Nam so với các đồng tiền chính, đặc biệt là đồng Yên Nhật Bản. Cho rằng kiểm soát lạm phát là chính sách ưu tiên hàng đầu, Chính phủ Việt Nam đã thực hiện thắt chặt tiền tệ từ tháng 02 năm 2008 bằng cách tăng lãi suất cơ bản lên đến 14%. Tỷ lệ lạm phát bắt đầu giảm từ tháng 10 năm 2008, nhưng vẫn còn cao ở mức hai con số, kinh tế vĩ mô vẫn còn tồn tại bất ổn, chẳng hạn như tốc độ tăng trưởng kinh tế chậm lại so với dự đoán và thâm hụt tài khoản vãng lai vượt quá giới hạn có thể chấp nhận được. Sau mười tháng áp dụng một chính sách tiền tệ thắt chặt, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam công bố cắt giảm lãi suất cơ bản còn 8,5% trong tháng 12 năm 2008. Thực trạng này cho thấy tác động của thay đổi tỷ giá hối đoái đến lạm

phát trong nước đã chưa được Chính Phủ Việt Nam cân nhắc đúng cách. NHNN cần biết về tác động đến lạm phát của sự thay đổi tỷ giá hối đoái trong mục tiêu bình ổn giá, điều này là cần thiết cho việc xác định chính sách tiền tệ tối ưu, dự báo, kiểm soát lạm phát hiệu quả và cơ chế truyền dẫn tiền tệ.

Luận văn sẽ đưa ra một số giải pháp mang tính xây dựng cho vấn đề này:

Thứ nhất, lạm phát Việt Nam hiện nay được gây ra chủ yếu do nhập

khẩu xăng dầu với khối lượng lớn. Nguyên nhân giá xăng tăng là vì bảo hộ độc quyền của các hãng xăng dầu tại Việt Nam, họ không chấp nhận thị trường kỳ hạn để ổn định giá xăng dầu, vì họ không chấp nhận trường hợp bị lỗ trong thị trường kỳ hạn. Vậy ý kiến của bài là Việt Nam cần phải ổn định giá dầu bằng thị trường kỳ hạn. Chính phủ nên buộc các doanh nghiệp xăng dầu chốt giá trên thị trường kỳ hạn. Trong trường hợp giá giảm, các doanh nghiệp trên thế giới không gọi đó là lỗ và rủi ro, bởi mục tiêu quan trọng nhất mà họ đạt được khi tham gia thị trường này là chủ động được mức giá kỳ vọng đề trước, bất kể giá lên hay xuống. Mức giá mục tiêu đã được chốt lại trong bất kỳ hoàn cảnh nào thì không gọi là lỗ hoặc rủi ro. Việc làm này hy vọng sẽ đem lại sự ổn định hơn cho giá dầu tại Việt Nam.

- Thứ hai, cần phải có giải pháp để vừa ngăn chặn việc đầu cơ thêm vào vàng, vừa khai thác lượng vàng đang còn tồn đọng lớn trong dân để làm tăng dự trữ quốc gia (bao gồm cả ngoại tệ và vàng), thậm chí có thể xuất khẩu vàng để kiềm chế nhập siêu. Hơn nữa, quản lý việc giao dịch vàng miếng trên thị trường tự do bằng cách tập trung việc giao dịch này vào những đầu mối do Ngân hàng Nhà nước quản lý.

Ngay cả khi có đầu mối giao dịch được quy định, có thể quy định các đầu mối đó chỉ mua vào vàng miếng và chỉ được bán cho Ngân hàng Nhà

nước. Ngân hàng Nhà nước mua lượng vàng miếng này để bổ sung và cơ cấu lại nguồn dự trữ; khi giá quốc tế tăng và cao hơn giá vàng trong nước, thì Ngân hàng Nhà nước có thể cho xuất khẩu vàng để giảm nhập siêu, để tăng dự trữ ngoại hối. Làm như vậy sẽ vừa khai thác được lượng vàng còn đang tồn đọng lớn ở trong dân, vừa tập trung hơn cho dự trữ của đất nước, không nhập khẩu mà còn xuất khẩu vàng, kiềm chế được nhập siêu.

- Thứ ba, giảm lãi suất huy động bằng USD từ dân cư để người dân không giữ USD mà giữ tiền Đồng. Tăng lãi suất cho vay USD để hạn chế nhập khẩu những mặt hàng không thiết yếu. Tất cả các mặt hàng từ nhỏ nhất đều được niêm yết bằng VND.

- Thứ tư, đề xuất Bộ Công Thương giảm nhập siêu bằng cách hạn chế nhập khẩu các hàng hoá không thiết yếu cùng với sự phối hợp kiểm soát chặt chẽ của Hải quan. Điển hình các mặt hàng xe máy, ôtô, điều hòa nhiệt độ, máy giặt, sắt thép xây dựng, rượu bia và nhiều mặt hàng nhập khẩu khác tiếp tục bị kiểm soát đặc biệt khi qua cửa khẩu hải quan.

KẾT LUẬN

Luận văn đã ước tính mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá nhập khẩu ở Việt Nam là 1.845. Nói cách khác khi tỷ giá giảm xuống 1%, giá nhập khẩu hàng hóa sẽ tăng lên 184.5%. Ngoài ra, nếu tăng giá thành sản xuất hàng hóa ở Việt Nam lên 1%, giá nhập khẩu cũng sẽ tăng lên 267%.

Kết quả kiểm định cho thấy sự chuyển dịch từ tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá nhập khẩu là hoàn toàn trong dài hạn, và phù hợp với những nghiên cứu trước đó cho rằng mức độ truyền dẫn của tỷ giá có xu hướng lớn hơn trong nền kinh tế có thu nhập thấp, và mức độ hội nhập toàn cầu cao với tỷ trọng nhập khẩu lớn, sự thay thế hàng hóa trong nước còn hạn chế.

Qua bài viết “ Sự tác động của tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá nhập khẩu ở Việt Nam” đã cung cấp một số lý thuyết về hiệu ứng dẫn truyền tỷ giá và các bài nghiên cứu trước đó về tỷ giá, so sánh với mức độ truyền dẫn của tỷ giá đến chỉ số giá nhập khẩu ở một số nước trong khu vực và thế giới, đưa ra một số khuyến nghị cho Chính phủ Việt Nam và định hướng nghiên cứu cho các bài viết tiếp theo.

Mặc dù đã có nhiều cố gắng hoàn thiện luận văn tốt nghiệp bằng tất cả sự nhiệt tình và năng lực của mình, tuy nhiên em không thể tránh khỏi những thiếu sót, rất mong nhận được những đóng góp quý báu của quý thầy cô và các anh chị.

ADF Test Statistic -1.406410 1% Critical Value* -3.5457 5% Critical Value -2.9118 10% Critical Value -2.5932

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(PM)

Method: Least Squares Date: 02/28/14 Time: 00:55 Sample(adjusted): 2007:03 2011:12

Included observations: 58 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PM(-1) -0.044501 0.031642 -1.406410 0.1652D(PM(-1)) 0.432363 0.122363 3.533455 0.0008 D(PM(-1)) 0.432363 0.122363 3.533455 0.0008 C 0.219331 0.153825 1.425846 0.1596

10% Critical Value -2.5932

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(EX)

Method: Least Squares Date: 02/28/14 Time: 01:06 Sample(adjusted): 2007:03 2011:12

Included observations: 58 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

EX(-1) 0.001594 0.013284 0.120019 0.9049D(EX(-1)) 0.214302 0.133333 1.607269 0.1137 D(EX(-1)) 0.214302 0.133333 1.607269 0.1137 C -0.011899 0.129987 -0.091543 0.9274

R-squared 0.048111 Mean dependent var 0.004710 Adjusted R-squared 0.013497 S.D. dependent var 0.009260 S.E. of regression 0.009198 Akaike info criterion -6.489402 Sum squared resid 0.004653 Schwarz criterion -6.382828 Log likelihood 191.1927 F-statistic 1.389925 Durbin-Watson stat 1.915824 Prob(F-statistic) 0.257705

10% Critical Value -2.5932 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(PPIVN)

Method: Least Squares Date: 03/01/14 Time: 23:09 Sample(adjusted): 2007:03 2011:12

Included observations: 58 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. PPIVN(-1) -0.055088 0.027392 -2.011100 0.0492 D(PPIVN(-1)) 0.632235 0.104163 6.069665 0.0000 C 0.270371 0.133356 2.027442 0.0475 R-squared 0.411826 Mean dependent var 0.005779 Adjusted R-squared 0.390438 S.D. dependent var 0.033034 S.E. of regression 0.025791 Akaike info criterion -4.427250 Sum squared resid 0.036584 Schwarz criterion -4.320676 Log likelihood 131.3903 F-statistic 19.25486 Durbin-Watson stat 2.467574 Prob(F-statistic) 0.000000

10% Critical Value -2.5932 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(PPIUS)

Method: Least Squares Date: 03/01/14 Time: 23:11 Sample(adjusted): 2007:03 2011:12

Included observations: 58 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. PPIUS(-1) -0.026270 0.027040 -0.971539 0.3355 D(PPIUS(-1)) 0.215112 0.130144 1.652880 0.1041 C 0.138303 0.139983 0.987999 0.3275 R-squared 0.059146 Mean dependent var 0.002971 Adjusted R-squared 0.024933 S.D. dependent var 0.009567 S.E. of regression 0.009447 Akaike info criterion -6.435845 Sum squared resid 0.004909 Schwarz criterion -6.329271 Log likelihood 189.6395 F-statistic 1.728766 Durbin-Watson stat 2.150154 Prob(F-statistic) 0.187008

10% Critical Value -2.5932 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(PPIUS)

Method: Least Squares Date: 03/01/14 Time: 23:11 Sample(adjusted): 2007:03 2011:12

Included observations: 58 after adjusting endpoints

5% Critical Value -2.9127 10% Critical Value -2.5937 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(PM,2)

Method: Least Squares Date: 03/04/14 Time: 02:01 Sample(adjusted): 2007:04 2011:12