Từ năm 1989, nhà nước t a đã bắt đầu áp dụng chính sách tỷ giá thả nổi có kiểm soát, đồng thời cố gắng thống nhất các tỷ giá hối đoái bằng cách thường xuyên điều chỉnh tỷ giá chính thức cho phù hợp với tỷ giá trên thị trư ờng tự do. Đến giữa năm 1991, việc thống nhất tỷ giá đã được ho àn thành và hiện nay tỷ giá được N gân hàng nhà nư ớc niêm yết căn cứ vào kết quả của thị trường ngoại tệ liên ngân hàng ở các buổi giao dịch. Việc áp dụng chế độ này đã phát huy nhữ ng ưu điểm nhất định, vừa thúc đ ẩy xuất khẩu gia t ăng vừa ổn định được thị trường ngoại hối, giúp cho nền kinh tế phát triển.
Trong t hời gian gần đây, tỷ giá đồng VN D so với USD là khá ổn định và mứ c d ao động tương đối nhỏ. Theo đánh giá, thì hiện nay đồng tiền Việt Nam đư ợc đánh giá cao so với các đồng tiền trong khu vực. Một hiện tượng có thể ảnh hưởng đến khả năng cạnh tranh của nền kinh tế, ảnh hư ởng đến việc làm gia tăng tổng cầu thông qua phát triển xuất khẩu, hạn chế nhập khẩu và cả trong việc thu hút đầu tư trực tiếp nư ớc ngoài. Từ việc p hân tích chính s ách tỷ giá của Trung Quốc nói trên, liệu Việt Nam có thể phá giá mạnh đồng VND hiện nay không ? Theo nhóm thuy ết trình, trước m ắt không nên phá giá đồng VN D mà chỉ điều chỉnh từng bư ớc cho phù hợp với giá trị thực của nó, nếu có một sự điều chỉnh mạnh m ẽ sẽ làm tổn hại đến nhiều mặt của nền kinh t ế.
Tại Việt Nam, hệ s ố co giãn đối với nhu cầu hàng xuất nhập khẩu là nhỏ. Bởi vì, nhu cầu nhập khẩu chủ yếu xuất phát từ sự gia tăng cầu các hàng hoá trung gian và tư liệu sản xuất cần thiết trong sản xuất, chiếm 85 - 90% trong tổng kinh ngạch nhập khẩu mà cung trong nước thiếu, khả năng thay thế rất hạn chế giữ a hàng nhập và sản xuất trong nước và phần lớn hàng xuất khẩu là nông sản, gần 75% trong tổng kim ngạch xuất
khẩu, mà các sản phẩm n ày cần thời gian sản xuất rất dài và có nhu cầu trong nư ớc r ất hạn chế.
N goài ra, các m ặt hàng xuất khẩu của nước ta chất lư ợng chư a cao, kém khả năng cạnh tranh tại một số thị trường, công nghệ chư a phát triển... nên chư a thể tập trung hết vào chiếm lược xuất khẩu. M à hiện nay, Việt N am đan g trong quá trình chuy ển đổi từ chiếm lư ợc thay thế nhập khẩu s ang chiếm lược xuất khẩu.
Biện pháp phá giá có thể làm cho khoản nợ nước ngoài tăng khá lớn, đẩy các doanh nghiệp tư nhân có khoản nợ nư ớc ngoài vào tình hình tài chính khó khăn. Và chính phủ sẽ là người đảm nhận trách nhiệm cuối cùng về các khoản nợ này, thanh toán chúng để tránh các cuộc phá sản và tình trạng thất nghiệp. Đ ương nhiên tình hình như vậy có thể làm tăng thâm hụt ngân sách, tăng nguy cơ phát hành tiền gây lạm phát. Đ ặc biệt, đối với nước ta, khi m à dự trữ ngoại hối còn thiếu, ngân hàng trung ương chưa kiểm soát đư ợc cung cầu về tiền t ệ.
Bản thân biện pháp p há giá dẫn đến nguy cơ lạm phát gia tăng. Bởi lẽ, ở nư ớc ta nhu cầu vật tư cần thiết, các đầu vào khác cho sản xuất, thiết bị và hàng tiêu dùng một phần đều nhập khẩu. Giảm giá đồng t iền trong nước làm cho giá hàng nhập khẩu tính băng đồng nội tệ tăng lên, tạo ra sức ép đối với mứ c giá trong nước. N guy cơ khác là phá giá t iền t ệ có thể dẫn đến cuộc suy thoái đi kèm lạm phát. Đó là việc tăng giá trong giai đoạn đầu sẽ làm giảm bớt sứ c m ua, trong khi đó làm tăng chi phí trong nước. N hư vậy, chính sách tỷ giá hiện nay của nước t a là tương đối hợp lý và linh hoạt hơn so với Trung Quốc, có sự tham gia của nhiều yếu tố thị trường hơn. Cho nên, trong thời gian tới không nên điều chỉnh mạnh m ẽ đồng VND hay là phá giá nó.
Tài liệu tham khảo
Balassa, B. (1964), “: sự đánh giá lại học t huyết tỷ suất ngang bằng sức mua tiền tệ” J Kinh tế chính trị 72, 584-96.
Bosw ort h, B. (2004), “giá trị của đồng nhân dân tệ” được trình bày ở hội thảo nghiên cứu câu lạc bộ Tokyo, tháng hai.
Caves, R., J. Frankel and R. Jones (2002), Lời mở đầu: thanh toán và thư ơng m ại thế giới, Addison Wes ley Longman: Thạc sỹ văn chương Boston: bản dịch tiếng Trung, 2005.
Ceglowski, J. and S. Golub (2005), Chi phí nhân công Trung Quốc thấp như thế nào? Trư ờng cao đẳng Bryn Mawr and Swarthmore, tháng 11.
Cheung, Y-W., M. Chinn and E. Fujji (2005), “Tại s ao đồng nhân dân t ệ được đánh giá quá cao (nhưng hầu như không chắc chắn)”, ngân hàng dự trữ liên bang của hội nghị San Franciso, tháng 9.
D e G regorio, J., A. Giovannini and H. Wolf (1994), “Bằng chứng quốc tế về lạm phát thư ơng mại và phi t hương mại”, N BER WP số 4438, tạp chí kinh t ế châu âu 38, 1225-1244.
D ooley, M. and P. Garber (2005), “ Ba lưu ý về tuổi thọ của việc hồi sinh hệ thống Bretton Woods ”, nghiên cứu của cục nghiên cứu kinh tế quốc gia, số báo 9971.
D ornbus ch, R. (1973), “sự phá giá tiền tệ và hàng hóa phi thương mại”, tạp chí kinh t ế Mỹ tháng 12, 871-880.
Eichengreen, B. and M. H atase (2005), có thể phát triển nhanh chóng xuất khẩu – nền kinh tế mới nổi tồn tại một cách êm ả một sự ổn định tỷ giá hối đoái? Bài học từ Trung Quốc, từ kỷ nguyên phát triển cao của N hật Bản, nghiên cứu của cục kinh tế quốc gia, số báo 11625, tháng 9.
Eichengreen, B. and P. Masson (1998), Các chiến lược tồn t ại: Những lựa chọn chính sách cho nhữ ng đất nư ớc đang t ìm kiếm tính linh hoạt cao hơn trong tỷ giá hối đoái. Báo đặc biệt s ố 168, quỹ tiền t ệ quốc t ế, Washingt on DC.
Frankel (1984), “sự thỏa t huận giữa đồng Yên v à Đôla: Tự do hóa thị trư ờng vốn của N hật”, phân tích chính s ách trong kinh tế quốc t ế, ấn phẩm định kỳ học viện công nghệ Matsachusetts cho học viện kinh tế quốc t ế: Was hingt on, DC.
Frankel, J (1993), “Tự do hóa trong thị trường ngoại hối Hàn Q uốc, và vai trò của mối quan hệ thương mại với M ỹ”, Jongryn, M and R. Myer, hình thức quan hệ kinh t ế m ới: Cộng hòa dân chủ nhân dân Triều Tiên và M ỹ,
D ata Appen dix
Tỷ giá thực và thu nh ập thực ở Trun g Q uốc, 1990 – 2000
Tỷ giá danh nghĩa Tỷ giá RMB/$
P (US = 1): giá của GD P được tính theo US
Real GD P/capit a ($ chain): G DP thự c bình quân đầu ngư ời
Econ ometri cs Appendix
Ư ớc lượng của hiệu quả Balassa – Samuelson
Mô hình hồi quy qua nhiều nư ớc trong năm 2000
Đ ịnh nghĩa các dữ kiện:
Q ≡ RER ≡ Tỷ giá thự c được tính bằng cách lấy G DP của mỗi nước chia cho giá đồng U SD (chuẩn hóa đến 100)
q ≡ LogRER ≡ Log của tỷ giá thực (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
rgdp ch ≡ GDP thực bình quân đầu người (const ant price: chain series)
y ≡ Loginc ≡ Log của GD P thực bình quân đầu người
Nguồn: Alan H es ton, Robert Sum mers and Bettina Aten, Penn World. Bảng 6.1, Centre for International Comparisions at the U niv ersity of Pennsylvania (CICUP), Tháng 10/2002.
Trước tiên, chúng ta phải chạy mô hình giữ a q và y cho 118 quốc gia, dự a trên các số liệu của RER và GDP thự c bình quân đầu ngư ời năm 2000. Kết quả như s au:
q = - 4.15 + 0.382
H ệ số nhân trên log của thu nhập bình quân đầu người là có ý nghĩa quan trọng và tương tự như s ố liệu được ước luợng bởi Ro goff và những người khác.
Reg log RER00 loginc00
N umber of obs = 118
Prob > F = 0.000 R-squared = 0.566 A dj R – s quared = 0.562 Root M SE = 0.393 Q2000 C oef. Std. Err. t Y2000 0.3821 0.0311 12.29 Constant -4.159 0.2686 -15.48
Phần thặng dư của mỗi quốc gia được xác định.
Đ ặc biệt điều thú vị là phần thặng dư của Tr ung Q uốc: -44,8%
predict loginchat00, res idual
di logRERhat [18] = -1.0152
(q – q^)2000 = -0.448
(Q/Q ^)2000 = 0.639
M ặt khác, tỷ giá thực của Trung Quốc là 64% của giá trị được tiên đoán bởi mô hình hồi quy.
M ô hình hồi quy qua nhiều nước trong năm 1990
Sự thụt lùi log của tỷ giá thự c tương phản với log của thu nhập thực bình quân đầu người đã đư ợc lặp lại trong 118 quốc gia, dựa trên số liệu về RER và GDP thực bình quân đầu người của năm 1990
K ết quả:
q1990 = -3.40 + 0.317y
H ệ số nhân trên log của thu nhập bình quân đầu người tiếp tục có ý nghĩa quan trọng và tương tự như số liệu được ước luợng bởi những người khác.
N umber of obs = 118
F (1,116) = 55.3
A dj R-squared = 0.317
Root M SE = 0.506
q1990 C oef. Std. Err. t
Y1990 0.317 0.043 7.44
Constant -3.399 0.362 -9.39
M ột lần nữa, thặng dư của m ỗi quốc gia đư ợc xác định và giá trị này của Trung Quốc là -42%
(q – q^)90 = -0.422 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Q1990/Q^1990 = 0.656
M ặt khác, tỷ giá thực bằng 66% giá trị đư ợc tiên đoán bởi mô hình hồi quy, rất là gần với giá trị đư ợc tìm thấy với nhữ ng dữ liệu của năm 2000.
Sự chênh lệch tỷ giá của Trung Quốc
Price level relati ve to US = 1/RER
(in logs)
Pre dicte d price level by the B – S regression (in logs) Estimated re al “undervaluati on” (% in logarithmic terms)
Implied fall in RER neede d for B – S
equil ( % in absolute terms )
1990 -1.448 -1.026 42.2% 34%
2000 -1.464 -1.015 44.8% 36%
Predictive power of deviations from the 1990 regress ion
Đ ể kiểm tra liệu sự chênh lệch từ m ô hình hồi quy trong năm 1990 có được dự đoán hay không, chúng ta chạy hồi quy của q ≡ Log(RER) trong năm 2000 với 2 biến s au:
(a) sự chênh lệch từ mô hình hồi quy năm 1990 (q – q^)
(b) giá trị thích hợp của mô hình hồi quy năm 2000 (q^)
N umber of obs = 118
R – squared = 0.728 A dj R-squared = 0.723 Root M SE = 0.313 q2000 Coef.S td Err. T P > | t | q^1990 0.474 0.057 8.26 0.000 (q – q^ )1990 981 0.065 15.15 0.000 Constant -0.017 0.064 -0.26 0.795