mối quan hệ giữa tỉ giá hối đoái và cán cân thương mại việt nam 1995 - 2004

TAP CHấ KHOA HOĩC, aỷi hoỹc Huóỳ, Sọỳ 43, 2007
MI QUAN H GIA T GI HI OI V CN CN
THNG MI VIT NAM THI K 1995 - 2004
Phan Thanh Hon, Nguyn ng Ho
Trng i hc Kinh t,i hc Hu
Thc tin cho thy, s bin ng ca t giỏ hi oỏi cú quan h mt thit vi kt
qu ca nn kinh t v mụ. õy l mt bin s quan trng nh hng n s cnh tranh
ca hng hoỏ ngoi thng v nhng bin s khỏc trong nn kinh t. S thay i trong
cỏn cõn thng mi do bin ng ca t giỏ l mt vn quan trng v c bn trong
chớnh sỏch kinh t v mụ. Cú hai lý do cho vn ny ú l: (i) nhng nh hoch nh
chớnh sỏch thng quan tõm n vic mc no thỡ cỏn cõn thng mi l ti u
cho mt nc; (ii) s bin ng ca cỏn cõn thng mi nh hng trc tip n thu
nhp quc dõn trong ngn hn, vỡ vy, nghiờn cu tỏc ng ca t giỏ hi oỏi n cỏn
cõn thng mi giỳp cho vic hoch nh mc tiờu ca thu nhp quc dõn. i vi Vit
Nam, vic nghiờn cu v tho lun v chớnh sỏch t giỏ hi oỏi trong thi gian qua l
mt vn nhy cm, khụng nhng vỡ chớnh bn thõn tm quan trng ca nú m cũn vỡ
nh hng ln lao ca nú n nn kinh t. Trong nhng nm qua, xut khu ca Vit
Nam tng trng khỏ n tng, tuy vy cỏn cõn thng mi ca Vit Nam luụn thõm
ht. Do vy, vn t ra õy l quan h gia chớnh sỏch t giỏ vi ngoi thng l
nh th no? Liu chớnh sỏch t giỏ trong thi gian qua ó h tr cho hot ng xut
khu? Kt qu tr li nhng cõu hi trờn s l cn c cho vic hoch nh chớnh sỏch t
giỏ nhm t c mt chớnh sỏch ngoi thng hp lý, phc v tng trng kinh t
trong bi cnh ton cu hoỏ v hi nhp kinh t quc t ngy cng sõu sc ca Vit Nam
trong thi gian ti.
Trong bi vit ny, chỳng tụi s dng lý thuyt ng liờn kt (Cointegration
theory) v C ch hiu chnh sai s (ECM Error Correction Model) nhm kim nh
cỏc hiu ng ngn hn v di hn ca tỏc ng ca t giỏ n cỏn cõn thng mi nhm
xỏc nh mụ hỡnh ca mi quan h gia hai nhõn t ny. Lý thuyt ng liờn kt c
phỏt trin bi Granger (1981) v hon thin bi Engle v Granger (1987). Lý thuyt
ny, t ú, c ỏp dng ph bin trong phõn tớch quan h gia cỏc bin s kinh t l
dóy s thi gian.

I. C s lý thuyt
1.1. Phng trỡnh quan h gia t giỏ hi oỏi v cỏn cõn thng mi
Quan h gia t giỏ hi oỏi v cỏn cõn thng mi l mi quan tõm nghiờn cu
ca nhiu nh kinh t hc t trc n nay. Nhiu nghiờn cu v vn ny ó ch ra
61
rằng: Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại thay đổi qua thời gian, và
có thể chia thành hai loại đó là quan hệ trong ngắn hạn và quan hệ trong dài hạn. Trước
tiên, một sự giảm giá của nội tệ so với ngoại tệ, tức tỷ giá tăng, sẽ có ảnh hưởng trực
tiếp ngay lên giá cả nhập khẩu. Trong khi đó, giá cả xuất khẩu chưa chịu sự tác động
này. Kết quả là cán cân thương mại, được đo bằng hiệu số giữa kim ngạch xuất khẩu và
nhập khẩu sẽ suy giảm. Tuy nhiên, qua thời gian, lượng nhập khẩu sẽ giảm do giá cả
nhập khẩu tăng. Đồng thời, giá cả hàng hoá xuất khẩu tính bằng ngoại tệ sẽ giảm, làm
tăng tính cạnh tranh trên thị trường quốc tế, dẫn đến lượng xuất khẩu tăng. Như vậy,
theo thời gian (trong dài hạn), cán cân thương mại sẽ chuyển biến theo chiều hướng tích
cực (thặng dư)
1
.
Để kiểm định mối quan hệ giữa hai biến số này, cán cân thương mại được biểu thị
là một hàm số của tỷ giá hối đoái thực đa phương. Cụ thể, ta có phương trình sau:
ttt
uqB ++= )ln()ln(
10
αα
Trong đó: Bt là tỷ số thương mại; ln biểu thị logarit tự nhiên và u là độ nhiễu. Ở
đây, cán cân thương mại được biểu thị bằng tỷ số thương mại giữa kim ngạch xuất khấu
và kim ngạch nhập khẩu. Lý do chính của việc sử dụng này là có thể dùng logarit của
biến tỷ số thương mại này trong các mô hình kiểm định. Đây là phương trình quan hệ
được sử dụng trong nghiên cứu này nhằm xác định mối quan hệ giữa cán cân thương
mại và tỷ giá hối đoái.
1.2. Mô hình định lượng

Với mô hình biểu thị mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại đã
xác định ở trên (biểu thức 3), chúng tôi áp dụng phương pháp phân tích mối quan hệ
này bằng lý thuyết Đồng liên kết (Cointegration theory) và mô hình cơ chế hiệu chỉnh
sai số (ECM – Error Correction Model).
Phân tích biến động dài hạn – Mô hình Đồng liên kết
Trong nghiên cứu kinh tế, chúng ta thường giả lập mô hình mà ở đó các biến số
kinh tế có quan hệ với nhau và thường được mô tả dưới dạng các cân bằng, chẳng hạn
như:
ttt
uxy ++=
10
αα
Trong đó: y
t
và x
t
là các biến chuỗi, α là tham số ước lượng,và u
t
là sai số. Điều
đáng quan tâm ở đây là nếu phương trình cân bằng trên là tồn tại thì đặc tính của sai số
cân bằng u
t
sẽ là như thế nào. Một đặc trưng quan trọng của u
t
sẽ là một biến chuỗi có
giá trị trung bình nhỏ và không có xu hướng lớn dần hay nhỏ dần theo thời gian. Vì vậy,
nếu biến chuỗi sai số này là biến ngẫu nhiên thì giá trị trung bình ước tính sẽ bằng 0 và
có cùng phương sai. Một biến chuỗi sai số với đặc tính này được gọi là biến chuỗi tĩnh
(Stationary Time Series). Biến chuỗi tĩnh là khái niệm cơ bản và quan trọng trong lý
thuyết Đồng liên kết. Vì thế, trong khi ước lượng các tham số hoặc kiểm định giả thiết

1
Paul R. Krugman, Maurice Obstfeld, International Economics: Theory and Policy, 5
th
Edition, Addison-
Wesley Publishing Company, p. 466-468.
62
của các mô hình, nếu không kiểm định thuộc tính này của biến chuỗi thì các kỹ thuật
phân tích thông thường (chẳng hạn như kỹ thuật OLS) sẽ không còn chính xác và hợp
lý. Do đó, nếu sử dụng phương pháp phân tích hồi quy tương quan như trên sẽ dẫn đến
“tương quan giả“ (Granger và Newbold, 1974)
2
. Kết quả của loại hồi quy này sẽ dẫn
đến các kiểm định thống kê như t, F, R
2
sẽ bị lệch. Nói một cách khác, hồi quy lệch sẽ
cho kết quả các kiểm định thống kê t và R
2
rất tốt nhưng mô hình có thể hoàn toàn
không có ý nghĩa. Vì vậy, trước khi xây dựng và phân tích mô hình, cần phải có kiểm
định thuộc tính tĩnh của các biến chuỗi trước khi đưa vào sử dụng.
Hai biến chuỗi y
t
và x
t
được coi là đồng liên kết (cointegrated) nếu tồn tại một
tham số để:
ttt
xyu
α
+=

cũng là một biến chuỗi tĩnh (stationary variable).
Dựa vào lý thuyết về Đồng liên kết như trên, chúng ta có phương pháp kiểm định
và phân tích mô hình sử dụng như sau:
(i) Kiểm tra thuộc tính biến tĩnh của dữ liệu;
(ii) Nếu các biến sử dụng là biến tĩnh liên kết cùng bậc thì tiến hành phương pháp
hồi quy với phương trình:
ttt
uqB ++= )ln()ln(
10
αα
(iii) Kiểm tra thuộc tính tĩnh của phần dư (residual) từ kết quả hồi quy trên. Nếu
phần dư là một biến chuỗi tĩnh thì hai biến số trong mô hình là đồng liên kết. Từ đó
phân tích kết quả mô hình.
Phân tích biến động ngắn hạn – Mô hình ECM ( Cơ chế hiệu chỉnh sai số)
Để tính toán mức độ tác động của tỷ giá thực đến hoạt động thương mại, phần lớn
các nghiên cứu quốc tế sử dụng khái niệm hệ số co giãn thương mại hay cụ thể hơn là
hệ số co giãn xuất khẩu và nhập khẩu. Các hệ số này được đo bằng tỷ lệ giữa sự thay
đổi phần trăm của xuất khẩu hay nhập khẩu với sự thay đổi phần trăm của tỷ giá thực.
Mô hình ECM - Cơ chế điều chỉnh sai số (Error-Correction Mechanism) được sử dụng
rộng rãi trong các nghiên cứu quốc tế để ước lượng các hệ số co giãn trên.
Hệ số α
1
là các kết quả ban đầu của hệ số co giãn dài hạn tỷ số thương mại của tỷ
giá thực đa phương (từ mô hình đồng liên kết). Bước tiếp theo là ước lượng phương
trình động, trong đó có các hiệu số khác biệt thứ nhất (first difference) của biến độc lập
và sai số trễ (lag residuals) từ phương trình đầu tiên được gọi là “biến điều chỉnh sai số”
(error-correction term). Cụ thể, mô hình ECM được sử dụng trong nghiên cứu này là mô
hình kinh tế lượng chuẩn tắc có dạng sau:
tttt
uqB ++∆+=∆

−110
)ln()ln(
βεαα
Trong đó α
1
là hệ số co giãn xuất khẩu ngắn hạn của tỷ giá thực đa phương, β là
hệ số của biến điều chỉnh sai số chỉ tốc độ mà hệ thống tiếp cận đến trạng thái cân bằng
dài hạn. Cụ thể, mức độ trễ trung bình của quá trình điều chỉnh đến trạng thái cân bằng
2
Jack Johnston, John Dinardo (2003), Econometric Methods, Fourth Editions, McGRAW - HILL
International Editions
63
dài hạn là -1/β. Điều này có nghĩa là giá trị tuyệt đối của β càng lớn thì quá trình điều
chỉnh diễn ra càng nhanh.
Nghiên cứu về tác động của tỷ giá thực lên xuất khẩu của Việt Nam, Lord (2002)
đã sử dụng mô hình ECM để tính hệ số co giãn xuất khẩu mặt hàng giày dép của tỷ giá
thực trong ngắn hạn và dài hạn. Kết quả hồi quy của nghiên cứu này cho thấy tác động
của tỷ giá thực lên xuất khẩu giày dép có ý nghĩa về mặt thống kê trên thị trường toàn
cầu và trên một số thị trường khu vực. Hệ số co giãn xuất khẩu giày dép của tỷ giá thực
trên thị trường toàn cầu là 1,8 trong ngắn hạn và 2,0 trong dài hạn. Trong ngắn hạn hệ
số này là 0,1 đối với thị trường ASEAN-5 và 0,3 đối với thị trường Mỹ. Trong dài hạn
hệ số này là 0,4 đối với thị trường Mỹ và 1,9 đối với thị trường EU
3
.
Lord còn cho rằng chỉ số đo lường mức cạnh tranh thích hợp hơn cho từng thị
trường là tỷ giá thực so sánh (cross-rates) giữa Việt Nam và các đối tác thương mại
quan trọng. Sử dụng chỉ số tỷ giá thực so sánh tác giả chỉ ra rằng tính cạnh tranh của
Việt Nam trong những năm gần đây tăng lên trên thị trường Trung Quốc, Mỹ, trong khi
lại giảm xuống trên những thị trường khác như ASEAN, Nhật Bản và EU. Việc giảm
tính cạnh tranh trên thị trường EU được giải thích là do đồng đô la lên giá so với đồng

euro và mối liên quan chặt chẽ giữa đồng Việt Nam và đô la.
Mô hình ECM được sử dụng nhiều trong các nghiên cứu quốc tế và được nhìn
nhận là một phương pháp thích hợp để lượng hóa tác động trong ngắn hạn và dài hạn
của tỷ giá thực lên khối lượng xuất khẩu của nhiều nước, ví dụ trong các nghiên cứu của
Bayoumi (1996), Wren-Lewis (1998), Lord (2002) Tuy nhiên, hiện nay ngoài nghiên
cứu của Lord (2002) trong lĩnh vực xuất khẩu giày dép vẫn chưa có một nghiên cứu nào
sử dụng phương pháp trên để đánh giá tác động đối với toàn bộ xuất khẩu và nhập khẩu
của Việt Nam. Do vậy trong nghiên cứu này chúng tôi đã áp dụng phương pháp trên với
dãy số liệu theo quý từ năm 1995 đến năm 2005. Việc sử dụng số liệu theo quý cho
phép có một chuỗi số liệu tương đối lớn để có thể đưa ra những kết quả có độ tin cậy về
mặt thống kê. Tại Việt Nam, ngân hàng Nhà nước kiểm soát chặt chẽ biến động của tỷ
giá, nên dao động ngắn hạn của tỷ giá là rất nhỏ không gây tác động đáng kể đến xuất
khẩu. Do đó, chúng tôi chỉ đề cập đến tác động của những thay đổi mang tính dài hạn
hơn của tỷ giá lên xuất, nhập khẩu, cụ thể ở đây là những thay đổi theo quý.
II. Kết quả
Để sử dụng mô hình định lượng, chúng tôi tính toán hai biến số này với số liệu
quý lấy từ nguồn số liệu của Thống kê tài chính quốc tế (IFS). Thời kỳ nghiên cứu ở
đây là từ Quý 1 năm 1995 đến Quý 4 năm 2005 và Quý 1-1995 là kỳ gốc để xác lập tỷ
giá thực đa phương. Các đối tác thương mại lớn có mặt trong tính toán tỷ giá gồm:
Singapore, Nhật, Mỹ, Trung Quốc, Hàn Quốc, Hồng Kông, Đài Loan, Úc và Đức.
Ngoài ra, để kiểm tra tác động của cuộc khủng hoảng tài chính tiền tệ khu vực năm
1997 đối với hai biến số phân tích nêu trên, chúng tôi sử dụng biến giả (dummy) DU
99
3
Nguyễn Văn Tiến (2003), Tỷ giá thực và tác động của nó đến cán cân thương mại, Tạp chí nghiên cứu
Kinh tế, số 12
64
với giá trị = 1 ở các quý năm 1999, thời gian còn lại biến giả có giá trị bằng 0. Lý do
của việc lựa chọn mốc thời gian cho biến giả này là sau khủng hoảng tài chính tiền tệ,
năm 1999 các nước trong khu vực đã điều chỉnh lại tỷ giá hối đoái của nước mình cho

phù hợp với điều kiện mới.
Các bước phân tích mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại được thực hiện
như sau: quan sát biểu đồ, chạy mô hình hồi quy đồng liên kết, hồi quy hiệu chỉnh sai số
và kết luận.
Bảng 1: Tỷ giá danh nghĩa, thực tế song phương và đa phương của
Việt Nam thời kỳ 1995 - 2004
Năm Tỷ giá danh
nghĩa
1
Tỷ giá thực
tế
2
NEER
3
REER
4
Tỷ số thương
mại
5
1990 8.125 13.898 100,00 100,00 87,35
1991 11.500 18.187 143,44 140,69 89,26
1992 10.565 15.505 129,28 122,20 101,53
1993 10.842 14.894 131,45 120,27 76,07
1994 11.051 14.069 139,13 123,33 69,58
1995 11.015 12.435 141,75 114,40 66,82
1996 11.149 12.198 143,97 112,88 65,11
1997 12.292 13.024 143,84 111,22 78,68
1998 13.890 13.326 161,64 118,24 81,21
1999 14.028 13.037 161,52 114,48 99,28
2000 14.514 14.514 161,15 116,49 92,42

2001 15.084 14.806 160,16 114,40 94,38
2002 15.403 14.718 171,94 122,79 86,35
2003 15.646 15.276 183,62 129,38 79,98
2004 15.777 15.172 191,48 129,48 82,42
Ghi chú: 1: Tỷ giá danh nghĩa USD/VND (Số VND=1USD)
2: Tỷ giá thực tế USD/VND (Số VND=1 USD)
3: Chỉ số tỷ giá hiệu lực danh nghĩa đa phương (%, năm 1990=100)
4: Chỉ số tỷ giá hiệu lực thực tế đa phương (%, năm 1990=100)
5: Tỷ số xuất khẩu/nhập khẩu (%)
Nguồn: Niên giám thống kê 2004, Thống kê tài chính quốc tế - IFS (International
Financial Statistics), 2005, Ngân hàng thế giới, 2005, Kinh tế Việt Nam và Thế giới 2004-2005.
Từ năm 1992 đến năm 1997, chính sách tỷ giá hối đoái được điều chỉnh để chống
lạm phát và thu hút đầu tư nước ngoài. Để thực hiện mục tiêu chống lạm phát, chính
sách tỷ giá được điều hành cố gắng duy trì sự ổn định của tỷ giá hối đoái danh nghĩa. Vì
vậy, thời kỳ này tỷ giá hiệu lực thực tế đa phương (REER) đã giảm tới 11%.
65
Sự ổn định tỷ giá hối đoái danh nghĩa những năm này đã tạm thời góp phần tích
cực vào việc kiềm chế lạm phát, thu hút đầu tư nước ngoài, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế
với tốc độ cao trên 8% năm. Nhưng việc duy trì tỷ giá hối đoái danh nghĩa gần như cố
định trong điều kiện lạm phát đã được kiềm chế song vẫn cao hơn lạm phát của Mỹ
(nước có đồng tiền chiếm tỷ trọng chủ yếu trong giỏ ngoại tệ để xác định tỷ giá của Việt
Nam) và các nước có quan hệ thương mại chủ yếu của Việt Nam, đồng thời đồng USD
có xu hướng tăng giá từ năm 1995 đã làm cho VNĐ có xu hướng ngày càng bị đánh giá
cao hơn thực tế. Điều này đã có những ảnh hưởng tiêu cực đến hoạt động xuất khẩu mà
biểu hiện ở tỷ số thương mại đã giảm từ 101,53% xuống còn 78,68%.

Biểu đồ 1: Tỷ giá hiệu lực đa phương và tỷ số thương mại của Việt Nam
với các bạn hàng chủ yếu thời kỳ 1995 - 2005
Biểu đồ trên đây cho thấy biến động của tỷ giá hiệu lực đa phương và tỷ số thương
mại của Việt Nam với các bạn hàng chủ yếu thời kỳ 1995-2005. Nhìn chung, xu hướng

biến động của hai biến số này là tăng lên theo thời gian. Ở một vài thời kỳ như 1995-
1996, 1997-1999, 1999-2001, khi tỷ giá hiệu lực tăng hay giảm thì tỷ số thương mại
cũng biến động theo chiều hướng tương tự. Điều này chứng tỏ đã có mối liên hệ nhất
định giữa tỷ giá thực với cán cân thương mại của Việt Nam trong thời gian qua, có
nghĩa là sự xuống giá thực của đồng Việt Nam so với đồng tiền của các đối tác thương
mại chủ yếu đã làm tăng sức cạnh tranh của hàng hoá xuất khẩu của Việt Nam trên các
thị trường đó, từ đó xuất khẩu gia tăng, làm tăng tỷ số thương mại; hay nói cách khác là
cải thiện cán cân thương mại.
Kết quả mô hình hồi quy đồng liên kết và cơ chế hiệu chỉnh sai số của các biến tỷ
giá hiệu lực đa phương và cán cân thương mại như sau:
Bảng 2: Kiểm định nghiệm đơn vị các biến trong mô hình đồng liên kết
66
Biến số Kiểm định ADF (t statistics)
Ln(Tỷ số TM) -1.551
Ln(Chỉ số RER) 1.278
∆(Ln(Tỷ số TM)) -2.264*
∆(Ln(Chỉ số RER)) -2.611*
Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê ở mức 5%
Bảng 3: Kết quả mô hình hồi quy đồng liên kết
Biến số Hệ số ước lượng Giá trị kiểm định
Hằng số -0,370* -16,397
Ln(REER) 0,704* 6,592
DU99 0,0711 1,411
R-square: 0,525. F test: F(2,41) = 22,72 (0,000). Durbin-Watson test = 2,063
Kiểm định nghiệm đơn vị ADF đối với phần dư từ hồi quy trên: t = -2.970*
Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê ở mức 5%
Như vậy, hàm hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa Tỷ giá hiệu lực đa phương và Tỷ
số thương mại sẽ là:
Ln(Tỷ số TM) = -0,3706 + 0,7042 x Ln(REER)
Kết quả kiểm định phần dư (Residual) cho thấy hai biến số này là đồng liên kết

bậc I. Các tham số kiểm định sự phù hợp của mô hình khẳng định mô hình là có ý
nghĩa.
Bảng 4: Kết quả mô hình hiệu chỉnh sai số
Biến số Hệ số ước lượng Giá trị kiểm định Mức ý nghĩa
Hằng số 0,010 0,536 0,592
∆Ln(REER) -0,157 -0,234 0,815
∆Ln(REER)
-1
0,559 0,801 0,423
∆Ln(REER)
-2
-0,673 -0,966 0,334
∆Ln(REER)
-3
1,409* 2,199 0,027
∆Ln(REER)
-4
-0,535 -0,901 0,367
(Sai số trễ)
-1
-1,016 -6,432 0,000
R-square: 0,618, F test: F(6,32) = 8,65 (0,000), Durbin-Watson test = 2,126
Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê ở mức 5%
-1;-2 biểu thị mức độ trễ theo quý
Kết quả mô hình thể hiện ở các bảng trên cho thấy tỷ giá hối đoái và cán cân
thương mại có quan hệ với nhau trong dài hạn và ngắn hạn. Các tham số thống kê của
các mô hình đều chứng tỏ các mô hình là phù hợp và có ý nghĩa. Mô hình hồi quy đồng
liên kết chỉ rõ có mối liên kết giữa hai biến số phân tích. Hệ số ước lượng của tỷ giá
hiệu lực đa phương mang dấu dương (0,704) và có ý nghĩa thống kê, tức là trong dài
67

hạn, một sự tăng lên của tỷ giá hiệu lực đa phương có tác động tích cực đến cán cân
thương mại mà ở đây chính là tỷ số thương mại. Điều này hoàn toàn phù hợp với giả
thiết nghiên cứu ban đầu. Biến số DU99 không có ý nghĩa thống kê, điều đó có nghĩa là
sự biến động mạnh của các đồng tiền liên quan trong cuộc khủng hoảng tài chính-tiền tệ
khu vực năm 1997 không có tác động đến hoạt động ngoại thương của Việt Nam. Mối
quan hệ giữa hai nhân tố này trong dài hạn còn được khẳng định qua kết quả của mô
hình cơ chế hiệu chỉnh sai số, cụ thể là biến số (Sai số trễ)
-1
có ý nghĩa thống kê và
mang dấu thích hợp. Tuy nhiên, mức độ giải thích của mô hình không cao, thể hiện ở hệ
số kiểm định độ phù hợp của mô hình là 0,525. Điều này cũng hoàn toàn phù hợp bởi
trên thực tế, hoạt động ngoại thương của Việt Nam trong thời kỳ này còn chịu tác động
bởi nhiều nhân tố khác.
Về mối quan hệ giữa hai biến số trong ngắn hạn, kết quả mô hình cơ chế hiệu
chỉnh sai số cho thấy có mối quan hệ giữa chúng. Mức độ trễ trong tác động của tỷ giá
hiệu lực đa phương đến cán cân thương mại là khá lớn, thể hiện ở biến số ∆Ln(REER)
-
3
. Có nghĩa là, biến động của tỷ giá ở quý thứ 3 về trước sẽ có tác động đến hoạt động
xuất, nhập khẩu ở thời điểm hiện tại. Điều này phù hợp với lý thuyết thương mại cũng
như thực tế ngoại thương Việt Nam, cụ thể là những mặt hàng xuất khẩu chủ lực của
Việt Nam phần lớn là nông sản. Vì thế, đây là phản ứng trễ trong sản xuất đối với thay
đổi của tỷ giá hối đoái. Mặt khác nhập khẩu của Việt Nam chịu nhiều tác động của các
chính sách khác hơn là tỷ giá.
Kết quả nghiên cứu trên cũng với những nghiên cứu trước đây về vấn đề này một
lần nữa khẳng định tác động tích cực của việc tăng tỷ giá thực (đồng Việt Nam xuống
giá) đối với hoạt động xuất khẩu của Việt Nam. Điều này cho thấy việc chủ động phá
giá nội tệ trong những năm qua đã có hiệu quả nhất định trong việc tăng cường xuất
khẩu. Vấn đề đặt ra ở đây là liệu Việt Nam có nên phá giá đồng tiền trong thời gian tới
để thúc đẩy xuất khẩu, từ đó cải thiện cán cân thương mại hay không? Đây là một vấn

đề phức tạp bởi để thúc đẩy xuất khẩu đòi hỏi một hệ thống biện pháp khác nhau, không
đơn thuần là chính sách tỷ giá. Mặt khác, tỷ giá là một biến số vĩ mô rất nhạy cảm tác
động đến nhiều biến số vĩ mô khác như thương mại, cán cân thanh toán, ngân sách
chính phủ, nợ nước ngoài Do đó, việc xem xét chính sách tỷ giá phải được đặt trong
một tổng thể chính sách của Chính phủ. Có một số lý do cho thấy cần phải thận trọng
khi xem xét quyết định có nên phá giá hay không như sau:
Thứ nhất, trong mô hình cân bằng dài hạn (Cointegration Model) và mô hình biến
động ngắn hạn (ECM) giữa tỷ giá thực và cán cân thương mại của nghiên cứu này mới
đề cập đến tác động của tỷ giá thực lên xuất, nhập khẩu chứ chưa xem xét tác động đến
các biến số vĩ mô khác. Bên cạnh đó, việc phá giá đồng Việt Nam sẽ làm cho nhập khẩu
sẽ trở nên đắt đỏ hơn đối với các nhà sản xuất trong nước. Hiện tại, nhiều ngành kinh tế
của Việt Nam còn phụ thuộc nặng nề vào đầu vào nhập khẩu như nông nghiệp, dệt may,
công nghiệp hóa chất, điện tử Do đó, phá giá sẽ đẩy chi phí sản xuất của những ngành
68
này lên cao có thể gây nên lạm phát do chi phí (cost-push) đối với toàn nền kinh tế. Từ
đó, giá cả hàng hoá xuất khẩu cũng gia tăng tính bằng nội tệ, dẫn đến hiệu ứng tích cực
của phá giá đối với xuất khẩu trở nên bằng không. Thứ hai, phá giá sẽ làm nợ nước
ngoài của chính phủ và những tổ chức kinh tế khác gia tăng tính theo đồng Việt Nam
khiến cho ngân sách Chính phủ thêm khó khăn, những doanh nghiệp vay ngoại tệ của
ngân hàng để tiến hành kinh doanh trên thị trường nội địa cũng sẽ bị thiệt hại do ngoại
tệ lên giá so với đồng Việt Nam. Vì những lý do trên, cần phải tính toán rất cẩn thận
những lợi ích và chi phí của việc phá giá đồng Việt Nam trước khi ra những quyết định
quan trọng về vấn đề này.
III. Kết luận
Đề cập đến chính sách tỷ giá ở Việt Nam là một vấn đề hết sức nhạy cảm, liên
quan đến hàng loạt các yếu tố cấu trúc kinh tế và cả các vấn đề chính trị, xã hội. Nhiều
nghiên cứu cho rằng, việc cần làm trước mắt là phá giá đồng Việt Nam để làm tăng tính
cạnh tranh của hàng hóa Việt Nam trên thị trường thế giới. Quan điểm này còn cho rằng
đồng Việt Nam hiện nay có tỷ giá thực có hiệu lực (real effective exchange rate -
REER) cao, nghĩa là tỷ giá đã điều chỉnh theo lạm phát của một rổ tiền tệ của các nước

mà Việt Nam có quan hệ mậu dịch
4
.
Kết quả nghiên cứu này cho thấy, trong thời kỳ 1995 – 2004, tỷ giá hối đoái danh
nghĩa giữa đồng Việt Nam với các đồng tiền của các bạn hàng chủ yếu thể hiện xu
hướng tăng, đồng nghĩa với việc đồng Việt Nam mất giá. Tuy nhiên, dựa trên kết quả
tính toán được, tỷ giá hối đoái thực tế đã bị giảm tới hơn 20%. Trong giai đoạn 1992-
1997, việc duy trì tỷ giá hối đoái danh nghĩa gần như cố định trong điều kiện lạm phát
đã được kiềm chế song vẫn cao hơn lạm phát của Mỹ (nước có đồng tiền chiếm tỷ trọng
chủ yếu trong giỏ ngoại tệ để xác định tỷ giá của Việt Nam) và các nước có quan hệ
thương mại chủ yếu của Việt Nam, đồng thời đồng USD có xu hướng tăng giá từ năm
1995 đã làm cho VNĐ có xu hướng ngày càng bị đánh giá cao hơn thực tế. Điều này đã
tạo ra và tích lũy những nhân tố gây mất ổn định và kìm hãm sự phát triển kinh tế.
Kết quả nghiên cứu cũng đã khẳng định được sự tồn tại của quan hệ giữa hai biến
số vĩ mô này trong ngắn hạn và dài hạn. Trong ngắn hạn, sự tác động của tỷ giá có tính
chất trễ, và trong dài hạn hai biến số này tiến tới một quan hệ cân bằng (đồng liên kết).
Từ những phân tích trên, khuyến nghị đối với việc hoạch định chính sách tỷ giá phục vụ
hoạt động xuất nhập khẩu của Việt Nam là:
Thứ nhất, tỷ giá là một trong những nhân tố quan trọng ảnh hưởng nhanh và mạnh
đến trạng thái cán cân thương mại, chính vì vậy khi phân tích diễn biến và xu hướng
vận động của cán cân thương mại, không thể không đề cập đến nhân tố tỷ giá. Tuy
nhiên, nếu căn cứ vào diễn biến của tỷ giá danh nghĩa (song phương hay đa phương) để
4
Trần Ngọc Thơ, Tiền đồng được định giá cao hay thấp?, Thời báo kinh tế Sài Gòn, số 30-2006 (814)
69
phân tích ảnh hưởng lên cán cân thương mại là không chuẩn xác, mà phải sử dụng đến
tỷ giá thực và chủ yếu là tỷ giá thực đa phương.
Thứ hai, để thúc đẩy xuất khẩu tăng trưởng mạnh hơn thì tỷ giá thực không thể
quá thấp như ở Việt Nam trong suốt thời gian qua. Vấn đề điều chỉnh tỷ giá là để tỷ giá
thực đạt mức bao nhiêu là hợp lý.

Tóm lại, trong những nhân tố tác động đến hoạt động ngoại thương của Việt Nam
trong thời gian qua, tỷ giá hối đoái có một vai trò hết sức quan trọng. Các nghiên cứu
trong và ngoài nước trong thời gian qua đã khẳng định mối quan hệ và tác động giữa tỷ
giá hối đoái và cán cân thương mại ở Việt Nam với các mức độ khác nhau. Nghiên cứu
này nhằm phân tích một cách sâu hơn mối quan hệ giữa hai biến số đó và đã cho một
kết quả tương tự. Điều này góp phần làm vững chắc cơ sở cho việc hoạch định chính
sách tỷ giá nhằm phục vụ tốt hơn hoạt động ngoại thương của Việt Nam trong thời gian
tới.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Jack Johnston, John Dinardo. Econometric Methods, Fourth Editions, McGRAW -
HILL International Editions (2003)
2. Kenichi Ohno. Exchange Rate Management of Vietnam, Re-examination of Policy
Goals and Modality, Research paper, The National Graduate Institute for Policy
Studies, Japan (2003)
3. Nguyễn Văn Tiến. Tỷ giá thực và tác động của nó đến cán cân thương mại, Tạp chí
Nghiên cứu Kinh tế, số 12 (2003)
4. Paul R. Krugman, Maurice Obstfeld, International Economics: Theory and Policy, 5
th
Edition, Addison-Wesley Publishing Company
5. Phan Thanh Hoàn. Tỷ giá với cán cân thương mại: Kinh nghiệm của Hàn Quốc. Luận
văn cao học, Đại học KyungHee, Hàn Quốc (2003)
6. Quỹ tiền tệ Quốc tế, Thống kê tài chính quốc tế - IFS (International Financial
Statistics) (2005)
7. Trần Ngọc Thơ, Tiền đồng được định giá cao hay thấp?, Thời báo Kinh tế Sài Gòn, số
30 (2006) 814
8. Viện Kinh tế học, Trung tâm Khoa học Xã hội & Nhân văn Quốc gia, Tạp chí Nghiên
cứu Kinh tế, các số 292,293, 299 (2003, 2004)
THE RELATIONSHIP BETWEEN EXCHANGE RATE AND TRADE
BALANCE OF VIETNAM IN THE PERIOD OF 1995-2004
Phan Thanh Hoan, Nguyen Dang Hao

College of Economics, Hue University
SUMMARY
70
This study presents an empirical assessment of the relationship between the exchange
rate and the balance of trade in Vietnam during the period of 1995-2004. Using cointegration
theory, this study tests the relationship between exchange rate and trade balance of Vietnam.
Specifically, the study test for the statistical significance, direction, and speed of the trade
balance response to the changes in exchange rate. The study also tests for short-run and long-
run effects to determine the pattern of the exchange rate and trade balance relationship in
general.
The result shows the theoretical framework of the study as well as major findings of
previous studies related to that. The statistical results provide evidence of the J-curve effect,
which indicates that the trade balance initially deteriorates in response to devaluations. More
specifically, the result shows the trade balance adjusts gradually to the exchange rate change,
requiring a period of about two quarters. In the long-run, we find that devaluation improves the
trade balance. Our results thus confirm the potency of the exchange rate as a long-run tool of
trade policy.
71