Các nhân tố tác động đến tỷ giá hối đoái – Bằng chứng thực nghiệm tại các quốc gia Đông Nam Á

CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI – BẰNG CHỨNG
THỰC NGHIỆM TẠI CÁC QUỐC GIA ĐÔNG NAM Á
Nguyễn Hoàng Chung1 - Lê Mã Long2
1. Email: - 2. Email:
TĨM TẮT
Mục tiêu chính của nghiên cứu này là xác định các yếu tố kinh tế vĩ mô nào có mối quan
hệ đến sự biến động của tỷ giá hối đoái ở các quốc gia Đông Nam Á được lựa chọn. Nghiên
cứu chủ yếu qua phân tích thống kê mơ tả và mơ hình hồi quy sử dụng phương pháp ước lượng
bình phương cực tiểu tổng quát khả thi FGLS bằng phần mềm Stata 15.1. Số liệu nghiên cứu
được thu thập trong phạm vi 6 quốc gia Đông Nam Á trong giai đoạn 2008-2019. Kết quả
nghiên cứu cho thấy rằng biến lạm phát và lãi suất cho vay có mối quan hệ đáng kể với sự biến
động của tỷ giá hối đoái. So sánh biến cán cân thanh tốn cho thấy mối quan hệ khơng đáng
kể. Từ kết quả nghiên cứu này, các nhà hoạch định chính sách cần theo dõi sự chuyển động của
các biến theo từng giai đoạn để áp dụng chế độ tỷ giá hối đoái phù hợp nhằm ổn định kinh tế
vĩ mô trong thời gian tới.
Từ khóa: Cán cân thanh tốn, Chỉ số giá tiêu dùng, Lạm phát, Lãi suất cho vay, Tỷ giá hối đoái.
Mã phân loại JEL: C23, E4, E31, E44, E52.
1. GIỚI THIỆU
Tỷ giá hối đoái (TGHĐ) là giá cả của một đơn vị tiền tệ nước này thể hiện bằng số lượng
đơn vị tiền tệ nước khác. Về bản chất, TGHĐ là khái niệm kinh tế có nguồn gốc từ nhu cầu trao
đổi hàng hóa, dịch vụ phát sinh trực tiếp và quan hệ tiền tệ giữa các quốc gia/khu vực. Vì vậy,
TGHĐ giữ vai trị rất quan trọng trong thương mại quốc tế, thông qua TGHĐ người ta có thể
so sánh giá cả hàng hóa, dịch vụ của các quốc gia trên thế giới với nhau. Từ khái niệm trên có
thể hiểu một cách tổng quát TGHĐ là tỷ lệ chuyển đổi, tỷ lệ so sánh của đơn vị tiền tệ này với
đơn vị tiền tệ khác giữa các quốc gia/ khu vực trên thế giới. Nghiên cứu này sẽ tập trung vào
các biến số kinh tế vĩ mô chính có tác động trực tiếp và gián tiếp đến diễn biến TGHĐ ở một
số quốc gia Đông Nam Á được lựa chọn bao gồm lạm phát (theo chỉ số giá tiêu dùng-Cpi), lãi
suất cho vay, cán cân thanh tốn.
Phần cịn lại của bài nghiên cứu này được xây dựng như sau: Phần 2: Cơ sở lý thuyết.
Phần 3: Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu. Phần 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận. Cuối
cùng là phần 5: Kết luận và hàm ý chính sách.

2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT
Theo nhà kinh tế học Mishkin (1994) cho rằng, giá của một đồng tiền tính theo một đồng
tiền khác được gọi là tỷ giá hối đoái. Theo Samuelson (2004) cho rằng, lạm phát xảy ra khi mức
14


giá chung của giá cả và chi phí tăng lên. Theo Achsani và nnk.., (2010) trong nghiên cứu “Mối
quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá hối đoái: Nghiên cứu so sánh giữa các quốc gia Đông Nam Á+3
(Châu Á) và Châu Âu, Bắc Mỹ” cho rằng, lạm phát luôn được xem xét là một trong những yếu
tố kinh tế vĩ mơ cơ bản, và có mối quan hệ chặt chẽ giữa lạm phát và tỷ giá hối đoái tại khu vực
châu Á, nhưng không có quan hệ đó tại khu vực Châu Âu và Bắc Mỹ. Ewards (2011) đã kết
luận rằng, nếu chính sách tài khóa bền vững và ngân hàng trung ương là độc lập (và chỉ tập
trung đạt được những mục tiêu lạm phát của họ), lo sợ rằng tỷ giá linh hoạt sẽ dẫn đến lạm phát
cao là đặt sai chổ. Theo nghiên cứu của Rajan (2012) về quản lý chế độ tỷ giá hối đoái ở các
quốc gia Châu Á mới nổi trong thập kỷ 1999-2009 cho rằng, mặc dù khu vực châu Á được xem
là nơi có nhiều chế độ tỷ giá hối đoái trên thế giới, nhưng đang có dấu hiệu dịch chuyển dần
dần theo hướng tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn ở nhiều quốc gia trong khu vực. Ở đó, có thấy
bằng chứng về sự “Sợ tăng giá” được biểu hiện trong sự can thiệp của tỷ giá hối đoái bất đối
xứng. Nghĩa là sẵn sàng cho phép giảm giá, miễn cưỡng cho phép tăng giá. Tuy nhiên, theo
Mohd và nnk., (2017) kết luận rằng, chỉ có một biến có thể được chấp nhận đó là xuất khẩu vì
chỉ có biến xuất khẩu cho thấy mối quan hệ đáng kể với tỷ giá hối đoái. Trong khi đó, lãi suất
và lạm phát có mối quan hệ khơng đáng kể với tỷ giá hối đối trong nghiên cứu tại các quốc
gia Đơng Nam Á.
Từ hiệu ứng Fister (1993) có thể thấy rõ hơn được mối quan hệ giữa lạm phát, lãi suất và
tỷ giá hối đoái “Lãi suất thực = Lãi suất danh nghĩa – tỷ lệ lạm phát”. Trên thực thế, lãi suất
danh nghĩa và lạm phát tỷ lệ thuận với nhau nhằm đảm bảo lãi suất thực không đổi khi lạm phát
tăng. Triển vọng của lãi suất thực có ảnh hưởng đến kỳ vọng của nhà đầu tư và chỉ tiêu của các
thành phần trong nền kinh tế. Sau khi thấy được kỳ vọng về lạm phát sẽ tăng, nếu các thành
phần trong kinh tế tin rằng lãi suất danh nghĩa sẽ không thay đổi hoặc tăng rất thấp, nghĩa là lãi
suất thực sẽ âm thì họ sẽ có xu hướng gửi tiền tiết kiệm hoặc chạy khỏi những tài sản tài chính

được định giá bằng đồng tiền đó và chuyển sang đầu tư tài chính vào những tài sản tài chính
khác khơng bị ảnh hưởng bởi lạm phát (vàng, bất động sản, ngoại tệ). Điều này sẽ tác động trực
tiếp đến tỷ giá hối đoái trung hạn và dài hạn dẫn đến giảm giá của đồng tiền của quốc gia có
lạm phát kỳ vọng tăng. Theo Kim và Roubini (2000) cho rằng, hiện tượng kinh tế có thể bị ảnh
hưởng bởi sự thay đổi của các biến số kinh tế vĩ mô. Những thay đổi của hiện tượng kinh tế
cũng sẽ gây ra sự dịch chuyển tỷ giá hối đối trong nước. Biến số kinh tế vĩ mơ chính như lãi
suất sẽ gây ra những thay đổi trong chuyển động của tỷ giá hối đoái. Hơn nữa, sự thay đổi tích
cực của lãi suất danh nghĩa trong nước sẽ khiến đồng tiền được tăng giá và ngược lại.
Cho rằng tỷ giá tăng, tức là đồng nội tệ bị mất giá, xuất khẩu sẽ có lợi trong khi nhập
khẩu gặp bất lợi và xuất khẩu ròng sẽ tăng lên và ngược lại. Cho thấy rằng tỷ giá hối đoái có
quan hệ nghịch biến với cán cân thanh toán (Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định, 2012).
3. DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1 Nguồn dữ liệu
Thu thập số liệu: Dữ liệu thứ cấp được thu thập từ bộ dữ liệu tài chính quốc tế
(International Financial Statistic-IFS) của Quỹ tiền tệ Quốc tế (International Monetary FundIMF) và Ngân hàng thế giới (World Bank – WB).
15


Phần thơng tin thu thập từ các cơng trình nghiên cứu trong nước và quốc tế, các bài viết
trên các tạp chí khoa học.
Chọn mẫu nghiên cứu: Nghiên cứu sử dụng phân tích dữ liệu bảng hàng năm. Theo
nguyên tắc kinh nghiệm, kích thước mẫu tối thiếu phải gấp 5 lần số biến trong mơ hình (Nguyễn
Đình Thọ, 2011). Mơ hình nghiên cứu thực nghiệm này bao gồm 4 biến, kích thước mẫu thối
thiểu là 20 quan sát. Với dữ liệu bảng bao gồm 6 quốc gia Đông Nam Á bao gồm Việt Nam,
Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore và Thái lan được thu thập theo năm giai đoạn 20082019. Như vậy, tổng số biến quan sát là 72 và đáp ứng u cầu về độ phù hợp. Các biến trong
mơ hình nghiên cứu bao gồm biến tỷ giá hối đoái, biến lạm phát (theo chỉ số giá tiêu dùng-Cpi),
biến lãi suất cho vay, biến cán cân thanh toán.
3.1 Giả thiết và mơ hình nghiên cứu
3.2.1 Xây dựng giả thiết nghiên cứu
Biến phụ thuộc: Dựa vào các cơng trình nghiên cứu trước, tác giả quyết định lựa chọn

biến phụ thuộc là tỷ giá hối đối (Đồng nội tệ theo đơ la Mỹ, trung bình trong kỳ) với số liệu
được thu thập từ IMF (Mohd và nnk., 2016; Đào Thanh Bình và nnk., 2014).
Biến độc lập: Các nhân tố tác động đến tỷ giá hối đoái gọi là biến độc lập được nghiên
cứu lựa chọn là biến lạm phát (theo chỉ số giá tiêu dùng-Cpi) được thu thập số liệu từ IMF
(Mohd và nnk., 2016; Đào Thanh Bình và nnk., 2014; Hồng Đình Minh, 2014), biến lãi suất
cho vay với số liệu được thu thập từ WB (Mohd và nnk., 2016), biến cán cân thanh toán với số
liệu được thu thập từ IMF và tính tốn của tác giả theo cơng thức: Bop = (Xuất khẩu – Nhập
khẩu)/tổng sản phẩm quốc nội (Basodan, 2016).
Giả thiết H1: Biến lạm phát (theo chỉ số giá tiêu dùng-Cpi) có mối tương quan dương với
biến tỷ giá hối đoái của các quốc gia Đông Nam Á.
Giả thiết H2: Biến lãi suất cho vay có mối tương quan dương với biến tỷ giá hối đoái của
các quốc gia Đơng Nam Á.
Giả thiết H3: Biến cán cân thanh tốn có mối tương quan dương/âm với biến tỷ giá hối
đoái của các quốc gia Đơng Nam Á.
3.2.2 Mơ hình nghiên cứu
Để phân tích các nhân tố tác động đến sự biến động của tỷ giá hối đoái. Nghiên cứu ước
lượng hồi quy bằng phương pháp bình phương cực tiểu - Pooled OLS (Ordinary least squares),
phương pháp tác động cố định FEM (Fixed effects method), phương pháp tác động ngẫu nhiên
REM (Random effects method) nhưng kết quả các mơ hình khơng tốt nhất vì vẫn bị hiện tượng
tự tương quan (Tran và nnk., 2020). Do đó nghiên cứu đã sử dụng phương pháp ước lượng bình
phương cực tiểu tổng quát khả thi FGLS (Feasible Generalized least squares) để khắc phục hiện
tượng tự tương quan trong mơ hình hồi quy cho dữ liệu bảng (Beck và Katz, 1995) với phần
mềm Stata 15.1. Cụ thể phương trình hồi quy được thể hiện như sau:
LnExrate = α + β1LnCpi + β2Lrate + β3Bop + µ, trong đó: α là hệ số chặn, β là hệ số góc
của các biến độc lập, µ là sai số của mơ hình.

16


Bảng 1. Mô tả các biến sử dụng trong mô hình

Tên biến

Ký hiệu

Đo lường

Nguồn thu thập biến

LnExrate

Đồng nội tệ theo đơ la Mỹ, trung
bình trong kỳ. Dạng tính logarit.

Mohd và nnk., (2016); Đào
Thanh Bình và nnk., (2014)

Giá, chỉ số giá tiêu dùng, tất cả
hạng mục, chỉ số. Dạng tính
logarit.
Tỷ lệ % theo năm
(Xuất khẩu – Nhập khẩu)/GDP.
Xuất khẩu và nhập khẩu theo đô
la Mỹ, GDP theo tổng sản phẩm
quốc nội, danh nghĩa, trong nước.

Mohd và nnk., (2016); Đào
Thanh Bình và nnk., 2014;
Hồng Đình Minh (2014).
Mohd và nnk., (2016)

Kỳ
vọng

Biến phụ thuộc
Tỷ giá hối đoái

+

Biến độc lập
Lạm phát theo chỉ số
giá tiêu dùng (%)

LnCpi

Lãi suất cho vay (%)

Lrate

Cán cân thanh toán
(%)

Bop

Basodan (2016)

+
+
+/-

Nguồn: Tác giả tổng hợp

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
4.1 Kết quả nghiên cứu
4.1.1 Kết quả thống kê mô tả
Bảng 2. Thống kê các biến trong mơ hình
Biến
LnExrate
LnCpi
Lrate
Bop

Số quan sát
(Number of Observation)
72
72
72
72

Trung bình
(Mean)
4.691125
4.73231
7.354801
2.6548

Độ lệch chuẩn
(Std.Dev)
3.728964
0.1434474
3.317039
4.783027

Giá trị nhỏ
nhất (Min)
0.2228845
4.452081
4.084167
-0.2738636

Giá trị lớn nhất
(Max)
10.04543
5.096917
16.95383
17.75729

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Stata 15.1
Thống kê mơ tả là rất quan trọng vì các dữ liệu có độ tin cậy hơn. Từ BẢNG 2, chúng ta
có thể đưa ra kết quả từ thống kê mô tả trong nghiên cứu này cho các các nước Đông Nam Á
được lựa chọn có 72 quan sát bao gồm biến phụ thuộc LnExrate có giá trị trung bình là 4.691125,
độ lệch chuẩn 3.728964, giá trị nhỏ nhất 0.2228845, giá trị lớn nhất 10.04543. Các biến độc lập
gồm LnCpi, Lrate, Bop lần lượt có giá trị trung bình là 4.73231, 7.354801, 2.6548, có độ lệch
chuẩn lần lượt là 0.1434474, 3.317039, 4.783027, có giá trị nhỏ nhất lần lượt là 4.452081,
4.084167, -0.2738636, có giá trị lớn nhất lần lượt là 5.096917, 16.95383, 17.75729.
4.1.2 Kết quả hồi quy
Phương pháp bình phương cực tiểu - Pooled OLS
Kết quả ước lượng mơ hình bằng phương pháp bình phương cực tiểu - Pooled OLS cho
thấy mơ hình có ý nghĩa thống kê 1% với p-value (Prob > F) = 0.0000 < mức ý nghĩa 5% và
đáng tin cậy (R-squared = 85.87%). Các biến độc lập có ý nghĩa thống kê và ảnh hưởng đến
biến phụ thuộc với p_value (P>|𝑡|) = 0.0000 < mức ý nghĩa 5%. Tuy nhiên đối với mơ hình
kinh tế lượng với dữ liệu bảng, để kiểm định mơ hình phù hợp cần kiểm tra mơ hình đa cộng

tuyến, kiểm định phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan.
17


Kiểm tra mơ hình đa cộng tuyến theo hệ số phóng đại phương sai VIF: kết quả các hệ số
của các biến có VIF < 10. Mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Kiểm định phương sai thay đổi: kết quả giá trị p-value (Prob > chi2) = 0.7127 = 71.27% >
mức ý nghĩa 5%. Mơ hình khơng có hiện tượng phương sai thay đổi.
Kiểm định hiện tượng tự tương quan: kết quả giá trị p-value (Prob > chi2) = 0.0000 <
mức ý nghĩa 5%. Mơ hình có hiện tượng tự tương quan.
Kết luận: Mơ hình hồi quy với phương pháp bình phương cực tiểu - Pooled OLS khơng
bị phương sai thay đổi nhưng bị hiện tượng tự tương quan. Cách khắc phục là tìm mơ hình tốt
hơn với phương pháp tác động cố định FEM và phương pháp tác động ngẫu nhiên REM.
Phương pháp tác động cố định FEM: Kết quả ước lượng mơ hình bằng phương pháp tác
động cố định FEM cho thấy mơ hình có ý nghĩa thống kê 1% với p-value (Prob > F) = 0.0000
< mức ý nghĩa 5% và đáng tin cậy (R-squared = 57.26%). Trong đó, biến LnCpi và Lrate có ý
nghĩa thống kê và ảnh hưởng tích cực đến biến phụ thuộc với ý nghĩa thống kế lần lượt là 1%,
10% và hệ số hồi quy mang dấu + lần lượt là 0.7212029, 0.014318. Cịn lại biến là Bop có
p_value (p>|𝑡|) > 10% không có ý nghĩa thống kê trong mẫu nghiên cứu.
Phương pháp tác động ngẫu nhiên REM: Kết quả ước lượng mơ hình bằng phương pháp
tác động ngẫu nhiên REM cho thấy mơ hình có ý nghĩa thống kê 1% với p-value (Prob>chi2)
= 0.0000 < mức ý nghĩa 5% và đáng tin cậy (R-squared = 65.16%). Trong đó, chỉ có biến LnCpi
có ý nghĩa thống kê 1% và ảnh hưởng tích cực đến biến phụ thuộc với hệ số hồi quy mang dấu
+ là 0.781794. Còn lại hai biến khác là Lrate và Bop có p_value (p>|𝑧|) > 10% khơng có ý
nghĩa thống kê trong mẫu nghiên cứu.
Kiểm định sự phù hợp giữa hai mơ hình
Để chọn lựa mơ hình phù hợp, tác giả tiến hành kiểm định Hausman. Với giả thuyết:
Ho=0: chấp nhận mơ hình với phương pháp tác động ngẫu nhiên REM
H1≠0: chấp nhận mơ hình với phương pháp tác động cố định FEM
Sau khi kiểm định Hausman, kết quả cho thấy giá trị p_value (Prob>chi2) = 92.93% >

mức ý nghĩa 5%. Do đó chấp nhận giải thiết Ho, tức là phương pháp tác động ngẫu nhiên REM
phù hợp hơn khi ước lượng mơ hình.
Kiểm định hiện tượng tự tương quan ở mơ hình REM: Kết quả giá trị p-value (Prob >
chi2) = 0.0000 < mức ý nghĩa 5%. Mơ hình có hiện tượng tự tương quan.
Kết luận: Mơ hình với phương pháp tác động ngẫu nhiên REM vẫn chưa khắc phục đươc
hiện tượng tự tương quan trong mơ hình gốc. Để khắc phục hiện tượng tự tương quan, nghiên
cứu sử dụng phương pháp ước lượng bình phương cực tiểu tổng quát khả thi FGLS.
Từ bảng 3, mơ hình phù hợp nhất với phương pháp ước lượng bình phương cực tiểu tổng
quát khả thi FGLS được chọn vì đã khắc phục được hiện tượng tự tương quan. Kết quả cho thấy
các biến độc lập có ý nghĩa thống kê tới biến phụ thuộc, cụ thể: Biến độc lập LnCpi có mức ý
nghĩa thống kê 1%, tác động dương với hệ số hồi quy = 3 tới LnExrate. Điều này cho thấy, khi
lạm phát (theo chỉ số giá tiêu dùng) tăng 1% thì sẽ tác động tích cực tới tỷ giá hối đoái tăng 3%.
Biến độc lập Lrate có mức ý nghĩa thống kê 1%, tác động dương với hệ số hồi quy = 0.2 tới
LnExrate. Điều này cho thấy, khi lãi xuất cho vay tăng 1% thì sẽ tác động tích cực tới tỷ giá hối
18


đối tăng 0.2%. Biến độc lập Bop có mức ý nghĩa thống kê 5%, tác động âm với hệ số hồi quy
= -0.07 tới LnExrate. Điều này cho thấy, cán cân thanh tốn tăng 1% thì sẽ tác động tiêu cực
làm giảm tỷ giá hối đoái 0.07%.
Bảng 3. Tổng hợp kết quả hồi quy – biến phụ thuộc LnExrate
Biến
LnCpi
Lrate
Bop
_Cons
N
Prob>F/Chi 2
R-sq

KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG HỒI QUY
Pooled OLS
FEM
8,101***
0,721***
(6,55)
(7,61)
0,773***
0,0143*
(14,09)
(1,93)
-0,214***
-0,00384
(-5,41)
(-1,19)
-38,77***
1,183**
(-6,56)
(2,42)
72
72
0,0000
0,0000
0,859
0,578

REM
0,782***
(4,83)
0,0207

(1,63)
-0,00459
(-0,84)
0,851
(0,86)
72
0,0000

FGLS
3,007***
(2,18)
0,203***
(3,86)
-0,0782**
(-2,05)
-10,85*
(-1,65)
72
0,0000

Ghi chú: *, **, *** với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%. Giá trị kiểm định t hiện thị trong dấu
ngoặc “()”.
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Stata 15.1
4.2 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Từ kết quả mơ hình cho thấy, tỷ lệ lạm phát và lãi suất cho vay có mối quan hệ đáng kể
với sự biến động của tỷ giá hối đoái (Nguyễn Thị Vũ Hà, 2018). Cịn cán cân thanh tốn có tác
động hơi yếu đến sự biến động của tỷ giá hối đoái (Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định,
2012). Kết quả này hoàn toàn đúng như kỳ vọng ban đầu. Trong đó tỷ lệ lạm phát là có tác động
mạnh mẽ nhất đến tỷ giá hối đoái và nhất quán với các kết quả nghiên cứu trước Đào Thanh
Bình và nnk., (2014), Hồng Đình Minh (2014), Achsani và nnk., (2010), Rajan (2012),

Widyasanti (2004) khi xem xét ảnh hưởng của lạm phát đến tỷ giá hối đoái. Có nghĩa rằng tỷ
lệ lạm phát là yếu tố kinh tế vĩ mô có ảnh hưởng quan trọng nhất đến sự biến động của tỷ giá
hối đối tại các quốc giá Đơng Nam Á được lựa chọn.
5. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.1 Tóm tắt kết quả nghiên cứu
Qua nghiên cứu các nhân tố tác động đến tỷ giá hối đoái bằng chứng thực nghiệm tại các
quốc gia Đông Nam Á được tác giả lựa chọn sáu quốc gia có nền kinh tế đang phát triển trong
giai đoạn 2008-2019. Dữ liệu bảng và phương pháp tiếp cận mơ hình hồi quy sử dụng phương
pháp ước lượng bình phương cực tiểu tổng quát khả thi FGLS. Kết quả cuối cùng cho thấy tỷ lệ
lạm phát và lãi suất cho vay có mối quan hệ đáng kể với sự biến động của tỷ giá hối đối và cán
cân thương mại cho thấy có mối quan hệ không đáng kể với sự biến động của tỷ giá hối đối.
5.2 Hàm ý chính sách
Dựa vào kết quả của mơ hình nghiên cứu, các nhà hoạch định chính sách cần theo dõi sát
sao sự chuyển biến của các yếu tố kinh tế vĩ mô như tỷ lệ lạm phát và lãi suất cho vay để hoàn
19


thiện chính sách tỷ giá hối đối phù hợp hơn trong thời kỳ hội nhập kinh tế sâu rộng, tạo cơ sở
thuận lợi cho việc thực hiện cơ chế tỷ giá thả nổi hoàn toàn trong giai đoạn tiếp theo. Đó là xu
thế tại các nước có nền kinh tế mở. Lúc đó, TGHĐ sẽ biến động theo những thay đổi của thị
trường mà khơng có sự can thiệp bất kỳ nào từ Ngân hàng trung ương. Qua đó, giúp nền kinh
tế hạn chế sự phụ thuộc và giảm rủi ro những tác động, những cú sốc từ môi trường bên ngoài
và đảm bảo sự tự do của nền kinh tế vận hành theo quy luật thị trường.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Achsani, N.A., Fauzi, A.J.F.A. and Abdullah, P. (2010). The relationship between Inflation and Real
Exchange rate: Comparative study between ASEAN +3, the EU and North America, European
Journal of Economics, Finance and Administrative Sciences, Vol 18, Issue 18, pp. 69-76.
2. Basodan, H. (2016). Balance of payments and exchange rates, International Journal of Scientific &
Engineering Research, Volume 7, Issue 4, pp. 5-21.
3. Beck, N. and Katz. J.N. (1995). What to do (and not to do) with Time-Series Cross-Section Data,

The American Political Science Review, Volume 89, Issue 3, pp. 634-647.
4. Đào Thanh Bình, Phạm Thị Thu Hà, Hồng Đình Minh (2014). Chính sách tiền tệ và mối quan hệ
giữa lạm phát và tỷ giá hối đoái trong giai đoạn 2008-2013, đề xuất cho các năm tiếp theo, Báo cáo
hội thảo khoa học: phối hợp chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ trong điều hành kinh tế vĩ mô
2014-2015, Bộ kế hoạch và đầu tư, 12/2013.
5. Edwards, S. (2011). Exchange-Rate Policies in Emerging Countries: Eleven Empirical Regularities
From Latin America and East Asia, Open Economies Review, Vol 22, Issue 4, pp. 533-563.
6. Hoàng Đình Minh (2014). Mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá hối đoái trong nền kinh tế Việt Nam,
Luận án tiến sĩ, Đại học Bách khoa Hà Nội.
7. Kim, S. and Roubini, N. (2000). Exchange Rate Anomalies In The Industrial Countries: A solution
with a structural VAR approach, Journal Of Monetary Economics, Vol 45, Issue 3, pp. 561-586.
8. Mohd, W., Abdoh, Y.M., Hafizha, N., Yusuf, M., Azreen, S., Zulkifli, M., Bulot, N. and Ibrahim, J.
(2016). Macroeconomic Factors That Influence Exchange Rate Fluctuation in ASEAN countries,
International Academic Research of Social Science, Vol 2, Issue 1, pp. 89-94.
9. Mishkin, F.S. (1994). The Economics of Money, Banking, and Financial Markets. Science and
Technics Publishing House, Ha Noi – 2001.
10. Nguyễn Thị Vũ Hà (2018). Kinh nghiệm của Indonesia trong việc điều hành tỷ giá hối đối trong
khn khổ mục tiêu lạm phát. Tạp chí nghiên cứu Đông Nam Á. Số 9/2018.
11. Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định (2012). Tài chính quốc tế, Nhà xuất bản Kinh tế TP. HCM.
12. Tran, T.N., Nguyen, T.T., Nguyen, V.C. and Vu, T.T.H. (2020). Energy consumption, economic
growth and trade balance in East Asia – A panel data approach. International Journal of Energy
Economics and Policy, Vol 10, Issue 4, pp. 443-449.
13. Rajan, R.S. (2012), Management of exchange rate regimes in emerging Asia. Review of
Development Finance, Vol 2, Issue 2, pp. 53-68.
14. Samuelson, P. (2004). Economics. Statistical Publishing House, HCM.

20