Bàn về tác động của tỷ giá đến tăng trưởng và lạm phát ở Việt Nam giai đoạn 2005 – 2018 từ kết quả mô hình VECM

Nội dung text: Bàn về tác động của tỷ giá đến tăng trưởng và lạm phát ở Việt Nam giai đoạn 2005 – 2018 từ kết quả mô hình VECM

1. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 BÀN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ ĐẾN TĂNG TRƯỞNG VÀ LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2005 – 2018 TỪ KẾT QUẢ MÔ HÌNH VECM DISCUSSION THE IMPACT OF EXCHANGE RATE TO GROWTH AND INFLATION IN VIETNAM IN THE PERIOD 2005-2018 FROM VECM MODEL RESULTS Nguyễn Thị Vân Anh *, Trần Văn Thời *, Mai Thị Dung , * Trường Đại học Công Đoàn, Trường Đại học Lao động – Xã hội bluewhite_83@yahoo.com TÓM TẮT Trong bài viết, nhóm nghiên cứu đã hệ thống hóa cơ sở lý thuyết về cơ chế truyền dẫn tác động của tỷ giá đến tăng trưởng và lạm phát. Đồng thời, sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số dạng véc tơ (VECM) để kiểm định tác động của tỷ giá đến lạm phát và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong giai đoạn 2005–2018. Với bảy biến nội sinh được đưa vào mô hình VECM gồm: tỷ giá thực song phương (Er), cung tiền (M2), lãi suất cho vay bình quân VND (r), kim ngạch xuất khẩu (X), nhập khẩu (IM), GDP theo giá so sánh 2010 (GDPR), chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và hai biến ngoại sinh là giá quốc tế (Pw) và lãi suất Cục Dự trữ Liên bang Mỹ (ifed), nhóm nghiên cứu kiểm định tác động của tỷ giá đến các biến nội sinh trong mô hình và xem xét phản ứng của lạm phát, tăng trưởng kinh tế trước các cú sốc khác nhau. Kết quả cho thấy tính chất dai dẳng của lạm phát trong quá khứ giải thích phần lớn sự biến thiên của lạm phát, tiếp đến là sự biến động cung tiền là biến số tiếp theo giải thích sự biến thiên của lạm phát. Sự biến thiên của sản lượng trong những quý đầu gần như hoàn toàn được giải thích bởi yếu tố tự thân. Tiếp đến là xuất khẩu, và nhập khẩu là những biến số quan trọng giải thích sự biến thiên của tăng trưởng. Tỷ giá tăng góp phần thúc đẩy xuất khẩu tăng, nhưng đồng thời nhập khẩu cũng tăng. Trên cơ sở kết quả định lượng, nhóm nghiên cứu đưa ra một số trao đổi, thảo luận nhằm góp phần cải thiện môi trường vĩ mô của Việt Nam, cải thiện cán cân thương mại, kiểm soát lạm phát và hỗ trợ tăng trưởng kinh tế thực hiện mục tiêu ổn định kinh tế vĩ mô cho phù hợp với thời kỳ hội nhập kinh tế quốc tế, nâng cao năng lực cạnh tranh quốc gia. Từ khóa: Tỷ giá, chính sách tỷ giá, mô hình VECM, tăng trưởng, lạm phát. ABSTRACT In the paper, the research team systematized the theoretical basis about the mechanism transmission of exchange rate effects on growth and inflation. At the same time, using the vector error correction model (VECM) to test the impact of exchange rates on inflation and economic growth in Vietnam during 2005–2018. With seven endogenous variables included in the VECM model as the real real exchange rate (Er), money supply (M2), average lending interest rate in VND (r), export turnover (X), and imports ( IM), GDP at 2010 constant prices (GDPR), consumer price index (CPI) and two exogenous variables: international price (Pw) and US Federal Reserve interest rate (Ifed), the research team tested determining the impact of exchange rates on endogenous variables in the model and considering the reaction of inflation and economic growth to various shocks. The results show that the persistence of past inflation explains most of the variation in inflation, followed by money supply volatility explaining the variability of inflation. The variability of output in the first quarters is almost entirely explained by the factor itself. Next is exports, and imports are important variables that explain the variability of growth. A rise in the exchange rate contributes to an increase in exports, but also makes rising in imports. Based on quantitative analyse results, the research team give some discussions and recommentdations to contribute to improving Vietnam's macro environment, enhancing the trade balance, controlling inflation and supporting economic growth, implement the goal of macroeconomic stability to suit the period of international economic integration, ameliorating national competitiveness. Keyword: Exchange rate, exchange rate policy, VECM model, growth, inflation. 1. Đặt vấn đề Điều hành tỷ giá là một trong các công cụ quan trọng góp phần thực hiện các mục tiêu kinh tế vĩ mô như cải thiện cán cân thương mại, ổn định kinh tế vĩ mô và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Các nước đang phát triển như Việt Nam còn trong quá trình chuyển đổi, cấu trúc hệ thống tài chính vẫn ở nấc thang 533
2. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 phát triển ban đầu, chứa đựng nhiều yếu tố rủi ro. Trong khi mức độ phụ thuộc giữa các quốc gia ngày càng lớn và nền kinh tế toàn cầu luôn có những biến động không dự đoán trước được. Với sự gắn kết thị trường tài chính quốc tế và thị trường tài chính trong nước dẫn đến ảnh hưởng của tỷ giá đến nền kinh tế ngày càng phức tạp, điều hành chính sách tỷ giá ngày càng trở nên khó khăn, do vậy nghiên cứu vai trò, tác động của tỷ giá đến kinh tế vĩ mô luôn được đặt ra. Khi Việt Nam gia nhập WTO, luồng vốn nước ngoài vào Việt Nam tăng mạnh. Để ổn định tỷ giá có lợi cho xuất khẩu và đầu tư, tăng khả năng cạnh tranh hàng hóa trong nước, Ngân hàng Nhà nước đã bỏ ra hàng nghìn tỷ đồng để mua ngoại tệ vào, làm tổng phương tiện thanh toán trong lưu thông tăng gây ra áp lực lạm phát. Như vậy, một trong những nguyên nhân gây ra tình trạng lạm phát cao trong năm 2008 phải kể đến nguyên nhân từ tỷ giá. Đặc biệt, cuối năm 2009 và 2010, đồng USD mất giá mạnh so với các đồng tiền khác, làm đồng VND tiếp tục mất giá nhiều hơn so với đồng tiền khác, góp phần làm gia tăng lạm phát. Khi lạm phát tăng Ngân hàng Nhà nước lại thực hiện Chính sách tiền tệ thắt chặt đã đẩy lãi suất VND tăng cao vào thời điểm năm 2008 và cuối năm 2010, điều này đã dẫn đến Việt Nam rơi vào vòng xoáy là “tỷ giá – lạm phát – tỷ giá”. Giai đoạn 2012 - 2017, Ngân hàng Nhà nước đã rất linh hoạt và thành công trong sử dụng tín phiếu để can thiệp chống lại hiệu ứng lạm phát, đồng thời duy trì được giá trị VND và tăng dự trữ ngoại hối. Nhờ đó, thị trường ngoại hối đã có kỳ vọng về tỷ giá và mức rủi ro được xác định trước; các thông điệp được phát đi liên tục cùng với việc Ngân hàng Nhà nước hấp thụ một lượng dự trữ ngoại hối lớn, VND được ổn định hóa cùng với uy tín của Ngân hàng Nhà nước được khẳng định. Việc duy trì một chính sách tỷ giá ổn định, linh hoạt trong chiến lược tăng trưởng hướng ngoại, thúc đẩy xuất khẩu của Việt Nam trong thời gian tới không phải là công việc dễ dàng. Tỷ giá và chính sách tỷ giá không phải là nội dung mới, nhưng diễn biến và tác động của tỷ giá đến kinh tế vĩ mô luôn mới, và chừng nào nền kinh tế mở còn tồn tại thì tỷ giá vẫn luôn tác động tới toàn bộ đời sống kinh tế - xã hội của quốc gia. Chính vì lý do đó, nhóm nghiên cứu đã lựa chọn nghiên cứu về tỷ giá và tác động của tỷ giá đến tăng trưởng, lạm phát của Việt Nam giai đoạn 2005 – 2018 cho chủ đề nghiên cứu của mình. Để xem xét tác động của tỷ giá đến tăng trưởng và lạm phát ở Việt Nam nhóm nghiên cứu sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số dạng véc tơ (VECM). Mô hình VECM là một mô hình kinh tế lượng dùng để xem xét động thái và sự phụ thuộc lẫn nhau giữa một số biến theo thời gian; Mô hình VECM không cần áp đặt một lý thuyết nào trước đó, trong mô hình VECM các biến có vai trò như nhau. Mô hình VECM thực sự giúp ích cho các nhà nghiên cứu khi muốn xem xét phản ứng của một biến trước cú sốc của một hay nhiều biến khác trong tổng thể nền kinh tế. Mô hình VECM phù hợp cho việc xem xét tác động của tỷ giá đến tăng trưởng và lạm phát ở Việt Nam, nên nhóm nghiên cứu lựa chọn mô hình VECM trong bài viết để xem xét tác động của tỷ giá đến tăng trưởng và lạm phát ở Việt Nam trong giai đoạn 2005 – 2018. 2. Tổng quan tình hình nghiên cứu Hoàng Thị Lan Hương [4], “Hoàn thiện chính sách tỷ giá ở Việt Nam giai đoạn 2010 – 2020” (2009), Luận án tiến sĩ. Tác giả đã tiến hành thu thập số liệu để kiểm định, tiến hành phân tích các biến số vĩ mô quan trọng theo từng giai đoạn của chế độ tỷ giá ở Việt Nam. Tác giả cũng tiến hành so sánh chế độ tỷ giá của Việt Nam với Thái Lan, Trung Quốc và ba quốc gia láng giềng Đông Nam Á khác. Nghiên cứu đã đưa ra kết luận về việc lựa chọn cơ chế tỷ giá, điều tiết tỷ giá thông qua công cụ phá giá tiền tệ, biên độ dao động và dự trữ ngoại hối. Minh, Vo Van [5], “Exchange rate pass through and its implications for inflation in Vietnam” VDF (2009), đã dùng mô hình vectơ tự hồi quy VAR để thực nghiệm hiệu ứng dẫn truyền. Bằng mô hình kiểm định VAR với 6 biến số kinh tế giá dầu, cầu hàng hóa, tỷ giá, chỉ số giá nhập khẩu, chỉ số giá tiêu dùng, và cung tiền mở rộng, tác giả đã đi đến 2 kết luận đáng chú ý: (i) Hiệu ứng dẫn truyền của tỷ giá là toàn phần sau khoảng 5 - 7 tháng kể từ khi có biến động tỷ giá, sau đó giảm dần; (ii) Hiệu ứng dẫn truyền của tỷ giá tới giá tiêu dùng lớn hơn hiệu ứng tới giá nhập khẩu. 534
3. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Nguyễn Thị Hiền [2], “Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thanh toán quốc tế - Lý luận và thực tiễn tại Việt Nam” (2011), Luận án tiến sĩ. Tác giả đã sử dụng mô hình lượng hóa tác động hai chiều của Engle – Granger Causality Test và mô hình điều chỉnh sai số để kiểm định mối quan hệ qua lại giữa tỷ giá và cán cân thanh toán quốc tế của Việt Nam giai đoạn 1999 – 2009. Trong nghiên cứu đã chỉ ra rằng sức ép thâm hụt cán cân thanh toán tổng thể được bắt nguồn từ thâm hụt cán cân thương mại trong cán cân vãng lai. Kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra mối quan hệ tương tác hai chiều giữa tỷ giá thực và cán cân thương mại và sự tác động có độ trễ nhất định. Nguyễn Thị Thái Hưng [3], “Chính sách tỷ giá của Việt Nam nhằm góp phần ổn định kinh tế vĩ mô trong điều kiện hội nhập” (2012), Luận án tiến sĩ. Tác giả đã nghiên cứu điều hành chính sách tỷ giá của Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan, Singapore để rút ra bài học phù hợp với bối cảnh của Việt Nam. Luận án đã tổng hợp được diễn biến chính sách tỷ giá Việt Nam trong khoảng thời gian dài từ 1997 – 2011 và cho thấy chính sách tỷ giá có xu hướng ổn định trong thời gian dài hạn và được điều hành linh hoạt trong ngắn hạn. Luận án sử dụng mô hình VAR để khảo sát mối quan hệ tỷ giá và sản lượng, cũng như quan hệ giữa tỷ giá và lạm phát ở Việt Nam. Tác giả đưa ra một số nhận định từ kết quả định lượng như: Thành phần quan trọng nhất ảnh hưởng đến tăng trưởng GDP là bản thân nó và giá cả chứ không phải tỷ giá. Tỷ giá tăng không giúp tăng trưởng kinh tế thậm chí còn có tác động ngược lại. Hơn nữa, tỷ giá có tác động tiêu cực đến mục tiêu chính sách kiềm chế lạm phát. Lê Mai Trang [6], “Chính sách tỷ giá hối đoái thúc đẩy xuất khẩu của Việt Nam” (2017), Luận án tiến sĩ. Tác giả đã tổng hợp và phân tích diễn biến chính sách tỷ giá hối đoái và hoạt động xuất khẩu trong một khoảng thời gian dài từ 2005 – 2015. Luận án đã sử dụng mô hình VAR và kết hợp với nghiên cứu định tính cho thấy: Thứ nhất, tỷ giá có ảnh hưởng nhất định đến hoạt động xuất khẩu, lạm phát, lãi suất và tăng trưởng kinh tế; thứ hai, mức độ ảnh hưởng của tỷ giá đến các mặt hàng xuất khẩu chủ lực không giống nhau và có những thời điểm trái chiều nhau. Từ kết quả nghiên cứu cho thấy, để đạt được mục tiêu thúc đẩy xuất khẩu mà không ảnh hưởng đến các mục tiêu kinh tế vĩ mô khác chính sách tỷ giá cần phải hoàn thiện hơn và có khả năng dung hòa được các mục tiêu trong từng giai đoạn cụ thể. Hoang Thanh Tung, Nguyen Thi Van Anh [7], Discussion on the Impact of Money Policy to Growth and Inflation in Vietnam in the Period 2008 – 2017 from the Results of the Var Model, Baasana – Vietnam Chapter International Conference 2018 “Globalization, Innovation, Governance and Sustainable Development”. Bài viết đã tổng hợp và phân tích diễn biến chính sách tiền tệ trong một khoảng thời gian dài từ 2008 – 2017. Bài viết đã sử dụng mô hình VAR để xem xét tác động của việc thay đổi cung tiền đến tăng trưởng và lạm phát qua các kênh truyền dẫn lãi suất, tín dụng, tỷ giá. Trong đó, kiểm định Granger, hàm phản ứng, phân rã phương sai cũng đã ủng hộ cho thấy có những tác động nhất định từ CSTT đến biến sản lượng, giá cả trong nền kinh tế thông qua kênh tỷ giá. Việc ổn định tỷ giá, giảm tình trạng đô la hóa là một trong những mục tiêu cần quan tâm để thực hiện được mục tiêu ổn định kinh tế vĩ mô Việt Nam. Nguyễn Thị Vân Anh, Lê Nam Long [1], “Chính sách tỷ giá góp phần ổn định kinh tế vĩ mô Việt Nam” (2019), Kỷ yếu hội thảo quốc gia, NXB Hồng Đức. Bài viết đề cập đến các tiêu chí ổn định kinh tế vĩ mô, những nhân tố ảnh hưởng đến việc lựa chọn chính sách tỷ giá như một công cụ thực hiện mục tiêu ổn định kinh tế vĩ mô. Đồng thời, trong bài viết chỉ ra những thành công và những vấn đề còn tồn tại trong điều hành chính sách tỷ giá của NHNN Việt Nam trong giai đoạn 2005 – 2017, từ đó đề xuất một số khuyến nghị chính sách nhằm ổn định kinh tế vĩ mô Việt Nam trong bối cảnh Việt Nam đã chuyển đổi cơ chế điều hành tỷ giá theo Quyết định số 2730/QĐ-NHNN được NHNN ban hành ngày 31/12/2015. 3. Cơ chế truyền dẫn tác động của tỷ giá đến tăng trưởng và lạm phát Tỷ giá tác động gián tiếp đến lạm phát chủ yếu thông qua xuất nhập khẩu ròng, cán cân thanh toán và giá hàng nhập khẩu. Bên cạnh đó, tỷ giá tác động gián tiếp đến tăng trưởng kinh tế qua các kênh tiền tệ, tổng cầu, tổng cung. Có thể khái quát các kênh truyền dẫn tác động của tỷ giá đến tăng trưởng và lạm phát theo sơ đồ 1 dưới đây: 535
4. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Sơ đồ 1: Cơ chế truyền dẫn tác động của tỷ giá đến tăng trưởng và lạm phát Nguồn: Tổng hợp, đề xuất của nhóm nghiên cứu 3.1. Tác động của tỷ giá đến lạm phát Sơ đồ 1 cho thấy ba kênh truyền dẫn tác động từ tỷ giá đến lạm phát: - Cơ chế truyền dẫn của tỷ giá đến lạm phát qua xuất khẩu ròng đó là khi đồng nội tệ mất giá (E tăng)1 so với đồng tiền nước ngoài, kim ngạch xuất khẩu tăng, trong khi kim ngạch nhập khẩu giảm do vậy xuất khẩu ròng (NX) tăng, cán cân thương mại có thể cải thiện. Do NX là một thành tố của tổng cầu của nền kinh tế (AD) nên AD tăng sẽ làm cho đường AD dịch chuyển sang phải (trong mô hình AD – AS), tác động làm cho lạm phát tăng. - Cơ chế truyền dẫn của tỷ giá đến lạm phát qua kênh cán cân thanh toán. Khi tỷ giá tăng, đồng nội tệ mất giá, NX tăng, cải thiện cán cân thương mại, khi đó đường IS dịch chuyển sang phải (trong mô hình IS – LM), tác động làm lãi suất trong nước tăng. Trong ngắn hạn luồng vốn ngoại tệ đổ vào trong nước tăng làm cán cân thanh toán tổng thể được cải thiện. Khi đó có hai khả năng xảy ra: + NHTW sẽ phải cung ứng thêm một lượng nội tệ (MS tăng) để hấp thụ hết lượng ngoại tệ gia tăng nhằm giữ tỷ giá ổn định, điều này gây áp lực làm lạm phát tăng. + NHTW không vì mục tiêu giữ cho đồng nội tệ được định giá thấp thì vẫn có một lượng ngoại tệ tăng lên trong nền kinh tế. Với những nền kinh tế bị đôla hóa ở mức cao thì tổng phương tiện thanh toán của nền kinh tế vẫn tăng (tổng phương tiện thanh toán bằng tổng phương tiện thanh toán nội tệ và tổng phương tiện thanh toán ngoại tệ), khi đó sẽ gây sức ép lên giá cả và đẩy lạm phát tăng lên. - Tác động của tỷ giá đến lạm phát qua kênh giá hàng nhập khẩu. Hàng nhập khẩu có thể là hàng hóa phục vụ sản xuất trong nước hoặc hàng tiêu dùng. Nếu là hàng nhập khẩu phục vụ sản xuất trong nước, khi tỷ giá tăng dẫn đến chi phí các yếu tố đầu vào cũng tăng, đường AS dịch chuyển lên trên sang trái, gây áp lực lạm phát. Còn nếu là hàng tiêu dùng nhập khẩu, tỷ giá tăng lên làm cho giá cả hàng hóa nhập khẩu tính bằng nội tệ tăng, từ đó tăng mặt bằng chung giá cả hàng hóa tiêu dùng gây áp lực tăng lạm phát. 3.2. Tác động của tỷ giá đến tăng trưởng Với sự biến đổi liên tục tỷ giá có ảnh hưởng quan trọng đến tăng trưởng và ngược lại diễn biến của nền kinh tế (suy thoái hay tăng trưởng kinh tế) cũng có tác động gây ra sự biến động tỷ giá. Sơ đồ 1 cũng cho thấy, tỷ giá tác động đến tăng trưởng qua ba kênh truyền dẫn: 1 Tỷ giá (E) đề cập trong bài viết này sử dụng theo phương pháp yết giá trực tiếp. Lấy đồng ngoại tệ là đơn vị so sánh với đồng nội tệ. 536
5. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 - Sự thay đổi của tỷ giá tác động làm thay đổi tổng cầu, khi đồng nội tệ mất giá tổng cầu tăng, sản lượng của nền kinh tế tăng lên, tăng trưởng kinh tế. - Sự thay đổi của tỷ giá sẽ tác động đến các yếu tố tiền tệ (lạm phát, lãi suất, cung tiền) từ đó tác động đến tăng trưởng kinh tế. - Tác động của tỷ giá đến tăng trưởng kinh tế có thể kể đến tác động qua kênh tổng cung, vì với sự thay đổi của tỷ giá làm thay đổi giá đầu vào nhập khẩu, làm thay đổi chi phí sản xuất, qua đó tác động đến mặt tổng cung. Tổng cung dịch chuyển sẽ tác động đến mức sản lượng sản xuất của nền kinh tế, tác động đến tăng trưởng kinh tế. Ngoài ra, kênh truyền dẫn tác động của tỷ giá đến tăng trưởng kinh tế còn chịu ảnh hưởng bởi một số yếu tố như: Cơ chế tỷ giá, đã có nhiều nghiên cứu về mối quan hệ giữa cơ chế tỷ giá với tăng trưởng kinh tế nhưng trên thực tế chưa có một câu trả lời rõ ràng là cơ chế tỷ giá nào là phù hợp nhất với tăng trưởng kinh tế; Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), việc phá giá đồng nội tệ sẽ làm gia tăng tài sản của các nhà đầu tư nước ngoài so với nhà đầu tư trong nước dẫn đến sự gia tăng FDI, gia tăng công nghệ, tăng trưởng kinh tế; Thương mại quốc tế, tỷ giá tác động đến thương mại quốc tế thông qua lợi nhuận của các công ty có liên quan đến thương mại quốc tế. Theo quan điểm truyền thống, khi đồng nội tệ mất giá, hàng hóa trong nước trở nên có sức cạnh tranh trên thị trường thế giới, xuất khẩu tăng lên đem lại lợi nhuận cho các doanh nghiệp trong nước, dẫn đến sự gia tăng vốn ngắn hạn cũng như việc đầu tư ở mức trung hạn [3]. 4. Ứng dụng mô hình VECM để kiểm định tác động của tỷ giá đến tăng trưởng và lạm phát ở Việt Nam giai đoạn 2005 – 2018 4.1. Mô hình VECM và các biến số trong mô hình 4.1.1. Mô hình VECM Khi xem xét quan hệ của một số biến kinh tế theo thời gian, chúng ta muốn tìm số các quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa chúng. Vấn đề này có ý nghĩa ở chỗ nếu biết được số quan hệ đó, người ta sẽ duy trì mối quan hệ này ở trạng thái cân bằng. Khi đó, mối quan hệ giữa các biến số được thỏa mãn. Mối quan hệ giữa các biến số chính là quan hệ đồng tích hợp giữa chúng và mô hình VECM chính là công cụ tìm ra các quan hệ đó. Giả sử là một véc tơ các biến số (các biến kinh tế) không dừng. Xét mô hình VAR(p) không có thành phần xác định: (1) Viết lại mô hình này dưới dạng sau: (2) Trong đó Chuyến các số hạng của mô hình (2) sang vế trái ta thu được Đặt ; Ta thu được mô hình: (3). Mô hình (3) được gọi là mô hình hiệu chỉnh sai số véc tơ VECM với số hạng là phần hiệu chỉnh sai số. 537
6. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 4.1.2. Các biến trong mô hình Dựa vào tổng quan tình hình nghiên cứu và cơ chế truyền dẫn tác động của tỷ giá đến lạm phát và tăng trưởng kinh tế, nhóm nghiên cứu đưa vào mô hình nghiên cứu 9 biến (Bảng 1). Trong đó có 7 biến nội sinh là: Tỷ giá thực song phương (Er); cung tiền (M2); xuất khẩu (X); nhập khẩu (IM); lãi suất cho vay bình quân VND (R); chỉ số giá tiêu dùng (CPI); GDP theo giá so sánh 2010 (GDPR). Ngoài ra, nhóm nghiên cứu đưa thêm vào mô hình 2 biến ngoại sinh là: biến chỉ số giá quốc tế (Pw) và biến lãi suất của FED (ifed). Bảng 1: Các biến trong mô hình VECM STT Ký hiệu Tên biến Nguồn 1 CPI Chỉ số giá tiêu dùng TCTK, IFS 2 GDPR GDP theo giá so sánh 2010 TCTK 3 M2 Tổng phương tiện thanh toán IFS, NHNN 4 R Lãi suất cho vay bình quân VND IFS 5 E Tỷ giá bình quân liên ngân hàng NHNN công bố IFS, NHNN 6 X Kim ngạch xuất khẩu IFS, TCTK 7 IM Kim ngạch nhập khẩu IFS, TCTK 8 Pw Chỉ số giá tiêu dùng thế giới IFS 9 Ifed lãi suất cục dự trữ liên bang Mỹ IFS Nguồn: Tổng hợp của nhóm nghiên cứu Trong đó, biến chỉ số giá tiêu dùng (CPI) là biến đại diện cho chỉ tiêu lạm phát, còn biến tổng sản phẩm trong nước theo giá so sánh 2010 (GDPR) đại diện cho chỉ tiêu thu nhập hay sản lượng của nền kinh tế. Đồng thời, biến GDPR đã được hiệu chỉnh theo mùa vụ theo phương pháp trung bình trượt, nhằm đảm bảo các cú sốc phản ánh những thay đổi so với xu thế dài hạn của biến đó. Biến Ifed quý III, quý IV năm 2017 và quý I, quý II, quý III, quý IV năm 2018 đã được nhóm nghiên cứu tính bình quân theo số liệu của IMF coutry Report No.18/207 [8]. Biến lãi suất cho vay bình quân VND (R) quý IV năm 2018, nhóm nghiên cứu tính toán lấy theo con số bình quân từ số liệu 3 quý năm 2018. Tỷ giá thực song phương được tính toán từ số liệu tỷ giá danh nghĩa song phương nhóm nghiên cứu tổng hợp từ IFS và Tổng Cục Thống kê. Các biến CPI, GDPR, M2, R, X, IM, Er, PW, Ifed sau khi được log hóa có ký hiệu lần lượt là LCPI, LGDP, LM2, LR, LX, LIM, LER, LPW, LIFED và sai phân của các chuỗi dữ liệu log hóa được ký hiệu là DLCPI, DLGDP, DLM2, DLR, DLX, DLIM, DLER, DLPW, DLIFED. Với cấu trúc mô hình như vậy nhóm tác giả sẽ xem xét tác động của tỷ giá đến các biến nội sinh còn lại trong mô hình. Đồng thời sẽ xem xét phản ứng của lạm phát và tăng trưởng kinh tế trước các cú sốc khác nhau. 4.2. Kiểm tra tính ổn định của chuỗi số liệu Trước khi tiến hành các bước phân tích cụ thể, nhóm nghiên cứu tiến hành việc kiểm tra tính ổn định của các chuỗi số liệu (bao gồm 56 quan sát, số liệu theo quý, từ quý I/2005 đến quý IV/2018). Trước hết, nhóm nghiên cứu kiểm tra tính dừng của các biến đưa vào mô hình. 4.2.1. Xét tính dừng của các biến được đưa vào mô hình Để kiểm định tính dừng của các biến sau khi đã được logarit hóa nhóm tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị ADF, kết quả được thể hiện ở (Bảng 2). 538
7. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Bảng 2: Kiểm định tính dừng của các biến bằng kiểm định ADF Test critical values: Biến ADF 1% level 5% level 10% level LGDP –2.152716 –4.144584 –3.498692 –3.178578 DLGDP –8.607052 –3.565430 –2.919952 –2.597905 LCPI –0.118675 –4.133838 –3.493692 –3.175693 DLCPI –5.203879 –3.557472 –2.916566 –2.596116 LM2 –1.789995 –4.133838 –3.493692 –3.175693 DLM2 –5.409823 –3.557472 –2.916566 –2.596116 LX –4.013394 –4.133838 –3.493692 –3.175693 DLX –8.840863 –3.557472 –2.916566 –2.596116 LIM –4.133806 –4.133838 –3.493692 –3.175693 DLIM –8.973814 –3.557472 –2.916566 –2.596116 LER –0.920862 –4.133838 –3.493692 –3.175693 DLER –4.990781 –3.557472 –2.916566 –2.596116 LR –1.947057 –4.133838 –3.493692 –3.175693 DLR –4.649885 –3.557472 –2.916566 –2.596116 LPW –2.152938 –4.133838 –3.493692 –3.175693 DLPW –4.594823 –3.557472 –2.916566 –2.596116 LIFED –0.504237 –4.133838 –3.493692 –3.175693 DLIFED –6.942660 –3.557472 –2.916566 –2.596116 Nguồn: Kết quả mô hình Từ kết quả của Bảng 2 ta thấy các chuỗi LCPI, LGDP, LM2, LR, LX, LIM, LER, LPW, LIFED là không dừng ở các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Tuy nhiên các sai phân bậc 1 của chúng đều là các chuỗi dừng ở các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Điều này cho phép chúng ta sử dụng mô hình VECM để phân tích mối quan hệ dài hạn giữa các chuỗi này. 4.2.2. Xác định độ trễ tối ưu Để thu được kết quả chính xác từ mô hình VECM, bên cạnh việc xác định tính dừng của các biến, nhóm nghiên cứu đi xác định độ trễ tối ưu của mô hình. Theo các tiêu chuẩn thống kê LR, FPE, AIC, HQ, mô hình có độ trễ tối ưu là 2 (Bảng 3). Bảng 3: Xác định độ dài trễ tối ưu trong mô hình VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: LGDP LCPI LM2 LR LX LIM LE Exogenous variables: C LPW LIFED Date: 09/03/19 Time: 17:07 Sample: 2005Q1 2018Q4 Included observations: 51 539
8. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 638.8984 NA 7.07e -20 -24.23131 -23.43585 -23.92734 1 901.4381 422.1226 1.69e-23 -32.60542 -29.95389* -31.59219 2 994.2776 123.7860* 3.52e-24* -34.32461* -29.81702 -32.60213* * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion Nguồn: Kết quả mô hình 4.3. Kiểm định nhân quả Granger, kiểm định tương quan chuỗi và kiểm định số quan hệ đồng tích hợp giữa các chuỗi 4.3.1. Kiểm định nhân quả Granger Theo kết quả kiểm định nhân quả Granger (Bảng 4), với mức ý nghĩa 5% có thể khẳng định: Tỷ giá có mối quan hệ nhân quả với lãi suất; tỷ giá có mối quan hệ nhân quả với cung tiền; lãi suất của Fed có mối quan hệ nhân quả với tỷ giá và ngược lại; tỷ giá có mối quan hệ nhân quả với GDP; tỷ giá có mối quan hệ nhân quả với giá quốc tế; xuất khẩu có mối quan hệ nhân quả với tỷ giá; nhập khẩu có quan hệ nhân quả với tỷ giá; lãi suất có mối quan hệ nhân quả với lãi suất của Fed; CPI có mối quan hệ nhân quả với lãi suất; giá quốc tế có mối quan hệ nhân quả với lãi suất; cung tiền có mối quan hệ nhân quả với xuất khẩu; nhập khẩu có mối quan hệ nhân quả với cung tiền và ngược lại; cung tiền có mối quan hệ nhân quả với GDP; giá quốc tế có mối quan hệ nhân quả với cung tiền và ngược lại; GDP có mối quan hệ nhân quả với xuất khẩu; giá quốc tế có mối quan hệ nhân quả với xuất khẩu; lãi suất cảu FED có mối quan hệ nhân quả với nhập khẩu; GDP có mối quan hệ nhân quả với nhập khẩu; giá quốc tế có mối quan hệ nhân quả với nhập khẩu; lãi suất của Fed có mối quan hệ nhân quả với CPI; GDP có mối quan hệ nhân quả với giá quốc tế. Với mức ý nghĩa 10% thì có thể khẳng định thêm: Lãi suất có mối quan hệ nhân quả với tỷ giá; Lãi suất có mối quan hệ nhân quả với nhập khẩu. Bảng 4: Kiểm định nhân quả Granger Date: 09/01/19 Time: 10:12 Sample: 2005Q1 2018Q4 Lags: 2 Null Hypothesis: Obs F–Statistic Prob. LR does not Granger Cause LE 54 2.80666 0.0701 LE does not Granger Cause LR 6.26403 0.0038 LM2 does not Granger Cause LE 54 0.85431 0.4318 LE does not Granger Cause LM2 4.13682 0.0219 LIFED does not Granger Cause LE 54 9.18992 0.0004 LE does not Granger Cause LIFED 6.55491 0.0030 LGDP does not Granger Cause LE 51 0.49550 0.6125 LE does not Granger Cause LGDP 3.26743 0.0471 540
9. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 LPW does not Granger Cause LE 54 0.56222 0.5736 LE does not Granger Cause LPW 4.71840 0.0134 LX does not Granger Cause LR 54 3.78393 0.0296 LR does not Granger Cause LX 0.94272 0.3965 LIM does not Granger Cause LR 54 4.03286 0.0239 LR does not Granger Cause LIM 2.46038 0.0959 LIFED does not Granger Cause LR 54 0.64744 0.5278 LR does not Granger Cause LIFED 6.17020 0.0041 LCPI does not Granger Cause LR 54 13.3155 2.E–05 LR does not Granger Cause LCPI 0.44704 0.6421 LPW does not Granger Cause LR 54 7.05714 0.0020 LR does not Granger Cause LPW 1.34209 0.2707 LX does not Granger Cause LM2 54 0.98978 0.379 0 LM2 does not Granger Cause LX 10.5807 0.0002 LIM does not Granger Cause LM2 54 5.41530 0.0075 LM2 does not Granger Cause LIM 9.23324 0.0004 LGDP does not Granger Cause LM2 51 1.51844 0.2298 LM2 does not Granger Cause LGDP 3.27416 0.0468 LPW does not Granger Cause LM2 54 4.78442 0.0126 LM2 does not Granger Cause LPW 4.99325 0.0106 LGDP does not Granger Cause LX 51 18.6714 1.E–06 LX does not Granger Cause LGDP 2.40016 0.1020 LPW does not Granger Cause LX 54 14.4866 1.E–05 LX does not Granger Cause LPW 0.39034 0.6789 LIFED does not Granger Cause LIM 54 4.43063 0.0170 LIM does not Granger Cause LIFED 1.37668 0.2620 LGDP does not Granger Cause LIM 51 14.6389 1.E–05 LIM does not Granger Cause LGDP 1.67343 0.1988 LPW does not Granger Cause LIM 54 8.94338 0.0005 LIM does not Granger Cause LPW 0.83801 0.4387 LCPI does not Granger Cause LIFED 54 1.78264 0.1789 LIFED does not Granger Cause LCPI 5.81565 0.0054 LPW does not Granger Cause LGDP 51 0.25529 0.7758 LGDP does not Granger Cause LPW 5.94401 0.0051 Nguồn: Kết quả mô hình 4.3.2. Kiểm định tương quan chuỗi Kết quả kiểm định Bảng 5 cho thấy mô hình không mắc hiện tượng tương quan chuỗi tại mức ý nghĩa 5%. 541
10. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Bảng 5: Kiểm định tương quan chuỗi VEC Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 09/01/19 Time: 10:09 Sample: 2005Q1 2018Q4 Included observations: 50 Lags LM–Stat Prob 1 60.65256 0.1228 2 59.70290 0.1406 3 47.63040 0.5287 4 31.42284 0.9760 5 60.79314 0.1203 6 41.57779 0.7652 7 65.89985 0.0539 8 30.44486 0.9827 9 48.45353 0.4952 10 44.65072 0.6499 11 34.91191 0.9356 12 65.55620 0.0571 Probs from chi–square with 49 df. Nguồn: Kết quả mô hình 4.3.3. Kiểm định đồng tích hợp Bảng 6: Kiểm định đồng tích hợp Date: 09/03/19 Time: 17:06 Sample (adjusted): 2006Q2 2018Q4 Included observations: 51 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LGDP LCPI LM2 LR LX LIM LE LPW LIFED Lags interval (in first differences): 1 to 1 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob. None * 0.871155 368.8583 197.3709 0.0000 At most 1 * 0.798871 264.3519 159.5297 0.0000 At most 2 * 0.660129 182.5575 125.6154 0.0000 At most 3 * 0.552740 127.5189 95.75366 0.0001 At most 4 * 0.495997 86.48360 69.81889 0.0013 At most 5 * 0.383241 51.53981 47.85613 0.0216 542
11. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 At most 6 0.259424 26.89270 29.79707 0.1043 At most 7 0.179516 11.57605 15.49471 0.1784 At most 8 0.028700 1.485130 3.841466 0.2230 Trace test indicates 6 cointegratin g eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level MacKinnon–Haug–Michelis (1999) p–values Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max–Eigen 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob. None * 0.871155 104.5064 58.43354 0.0000 At most 1 * 0.798871 81.79434 52.36261 0.0000 At most 2 * 0.660129 55.03857 46.23142 0.0045 At most 3 * 0.552740 41.03534 40.07757 0.0389 At most 4 * 0.495997 34.94380 33.87687 0.0372 At most 5 0.383241 24.64711 27.58434 0.1137 At most 6 0.259424 15.31665 21.13162 0.2673 At most 7 0.179516 10.09092 14.26460 0.2060 At most 8 0.028700 1.485130 3.841466 0.2230 Max–eigenvalue test indicates 5 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level MacKinnon–Haug–Michelis (1999) p–values Nguồn: Kết quả mô hình Theo kiểm định Trace, có 6 quan hệ đồng tích hợp giữa các chuỗi, theo kiểm định Maximum Eigenvalue có 5 quan hệ đồng tích hợp giữa các chuỗi ở mức ý nghĩa 5%. Chúng ta chọn số quan hệ đồng tích hợp giữa các chuỗi là 5 ở mức ý nghĩa này. 4.4. Kết quả ước lượng mô hình VECM 4.4.1. Kết quả ước lượng Sau khi kiểm tra tính dừng, xác định độ trễ tối ưu, kiểm định nhân quả Granger, kiểm định tương quan chuỗi và kiểm định đồng tích hợp của các chuỗi sử dụng trong mô hình, nhóm tác giả tiến hành ước lượng mô hình (Bảng 7). Bảng 7: Kết quả ước lượng mô hình VECM Vector Error Correction Estimates Date: 09/01/19 Time: 10:17 Sample (adjusted): 2006Q3 2018Q4 Included observations: 50 after adjustments Standard errors in ( ) & t–statistics in [ ] Cointegrating Eq: CointEq1 CointEq2 CointE q3 CointEq4 CointEq5 LE(–1) 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 LR(–1) 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 543
12. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 LM2(–1) 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 LX(–1) 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 LIM(–1) 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 LGDP(–1) –1.356427 –9.346178 –2.387826 1.291013 1.336156 LCPI(–1) 0.957103 0.775910 –2.377370 –1.211751 –1.849399 C 3.654215 118.1688 28.03127 –21.56249 –19.21402 Error Correction: D(LE) D(LR) D(LM2) D(LX) D(LIM) D(LGDP) D(LCPI) CointEq1 –0.421344 0.953598 –0.231608 0.947434 0.318352 0.001656 0.288710 CointEq2 –0.018755 0.024968 –0.019304 0.109065 0.040688 0.001441 0.075315 CointEq3 –0.110517 0.526618 –0.020968 0.117637 0.830452 0.018420 0.266473 CointEq4 0.085545 –1.270115 0.174977 –1.260927 –0.058523 0.024181 –0.154252 CointEq5 –0.141604 0.604553 –0.143817 0.573287 –0.650189 –0.007230 0.107816 D(LE(–1)) 0.586002 –1.158384 0.314589 –1.093603 –0.654054 –0.065146 –0.381760 D(LE(–2)) –0.361050 –0.981557 0.685789 2.057407 1.023797 0.149049 –0.001664 D(LR(–1)) 0.075239 –0.027122 0.063422 0.015724 –0.116394 0.013769 –0.087904 D(LR(–2)) 0.039046 –0.354596 0.000698 –0.023244 –0.247565 0.009943 –0.037835 D(LM2(–1)) 0.037720 –0.285622 –0.026234 –0.439838 –0.208597 –0.071425 –0.091936 D(LM2(–2)) –0.012302 –0.259775 –0.095679 1.053322 0.690640 –0.018084 –0.110826 D(LX(–1)) 0.077779 0.545703 0.057013 0.477904 0.547436 –0.005639 –0.064427 D(LX(–2)) –0.063661 0.412496 0.116463 0.254628 –0.046819 0.028468 0.017484 D(LIM(–1)) 0.073296 –0.217465 –0.095592 –0.586838 –0.241654 –9.12E–05 –0.026774 D(LIM(–2)) 0.056187 –0.107839 –0.000184 –0.274229 0.233083 0.001004 –0.018719 D(LGDP(–1)) –0.409590 3.244339 –2.187420 –6.518504 –6.045498 –0.764984 1.778960 D(LGDP(–2)) 1.628443 –1.524392 –1.204947 –3.872457 3.776576 –0.617406 –0.801227 D(LCPI(–1)) 0.028905 0.948281 –0.012149 –1.751332 –0.052608 –0.082121 –0.055036 D(LCPI(–2)) –0.265955 –1.956239 0.148316 0.766105 1.024910 0.002569 –0.081648 C 3.691694 –26.94120 4.334455 –25.96908 –22.66553 0.025217 –10.89409 LIFED –0.001540 0.017551 0.006529 0.065716 0.039216 0.000293 0.000361 LPW –0.790189 5.730772 –0.898545 5.578034 4.830720 0.003522 2.321654 R–squared 0.757827 0.903572 0.828971 0.881449 0.789382 0.769009 0.862597 Adj. R–squared 0.576197 0.831250 0.700699 0.792536 0.631419 0.595767 0.759544 Sum sq. resids 0.004307 0.055072 0.006689 0.051651 0.127139 0.000342 0.003478 S.E. equation 0.012403 0.044349 0.015456 0.042950 0.067385 0.003496 0.011145 F–statistic 4.172371 12.49386 6.462600 9.913615 4.997254 4.438910 8.370466 Log likelihood 163.0395 99.33152 152.0355 100.9347 78.41554 226.3587 168.3876 Akaike AIC –5.641580 –3.093261 –5.201421 –3.157388 –2.256621 –8.174348 –5.855502 Schwarz SC –4.800290 –2.251970 –4.360131 –2.316098 –1.415331 –7.333057 –5.014212 S.D. dependent 0.019052 0.107961 0.028252 0.094295 0.110993 0.005498 0.022728 Nguồn: Kết quả mô hình 4.4.2. Hàm phản ứng Từ kết quả ước lượng mô hình VECM và kết quả hàm phản ứng (Biểu đồ 1) cho thấy biến động của từng biến số trong khoảng 10 quý, tiếp theo khi giả định tỷ giá thực song phương tăng 1% tại quý đầu tiên. - Tỷ giá tăng trong 2 quý đầu GDP gần như không đổi, sau đó tăng mạnh trong quý III và tiếp tục tăng nhẹ trong quý IV, sau đó giảm mạnh trong quý V trước khi tăng trở lại trong quý VI, VII, VIII và lại giảm trong hai quý IX và X. - Tỷ giá tăng CPI giảm trong hai quý sau đó mới tăng trong các quý III, IV, V, VI, từ quý VII lại giảm mạnh. - Tỷ giá tăng xuất khẩu tăng trong 3 quý sau đó lại giảm trong 2 quý rồi đảo chiều tăng trở lại, sau đó ổn định trong hai quý và giảm ở quý IX, quý X. - Tỷ giá tăng nhập khẩu cũng tăng trong 3 quý sau đó giảm trong 3 quý, rồi giữ ổn định trong 2 quý trước khi tăng ở quý X. 544
13. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 - Tỷ giá tăng lãi suất giảm trong 3 quý sau đó tăng mạnh trong 3 quý, rồi giảm nhẹ ở 1 quý trước khi giảm mạnh ở các quý VIII, IX, X. - Tỷ giá tăng cung tiền tăng trong 2 quý, ổn định trong 1 quý, rồi giảm mạnh trong 3 quý, tiếp sau đó là tăng lên ở các quý VIII, IX, X. Kết quả được thể hiện ở Biểu đồ 1 như sau: Response of LGDP to Cholesky Response of LCPI to Cholesky One S.D. LE Innovation One S.D. LE Innovation .0008 .004 .003 .0006 .002 .0004 .001 .0002 .000 -.001 .0000 -.002 -.0002 -.003 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LX to Cholesky Response of LIM to Cholesky One S.D. LE Innovation One S.D. LE Innovation .010 .02 .01 .005 .00 .000 -.01 -.005 -.02 -.03 -.010 -.04 -.015 -.05 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LR to Cholesky Response of LM2 to Cholesky One S.D. LE Innovation One S.D. LE Innovation .03 .008 .02 .004 .01 .000 .00 -.004 -.01 -.008 -.02 -.012 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Biểu đồ 1: Tác động của cú sốc tỷ giá đến các biến nội sinh khác Nguồn: Kết quả mô hình 4.4.3. Phân rã phương sai Ngoài phân tích hàm phản ứng, có thể sử dụng phân rã phương sai để đánh giá tầm quan trọng của các cú sốc khác nhau khi giải thích cho sự biến thiên của lạm phát và tăng trưởng. Tính chất dai dẳng của lạm phát giải thích phần lớn sự biến thiên của lạm phát. Tiếp đến là cung tiền quý II chỉ giải thích hơn 2% sự biến thiên của CPI, từ quý III giải thích được trên 10% sự biến thiên của CPI, từ quý V giải thích được trên 20% sự biến thiên của CPI và từ quý VI giải thích gần 30% sự biến thiên của CPI; tiếp đến, giá trị nhập khẩu giải thích phần lớn sự biến thiên của CPI, trong 3 quý đầu giá trị nhập khẩu không giải thích nhiều sự biến thiên của lạm phát, nhưng từ quý V giải thích gần 15% sự biến thiên của CPI, càng các quý sau càng giải thích được nhiều sự biến thiên của CPI, giải thích gần 20% sự biến thiên của CPI. Giá trị xuất khẩu giải thích ở quý II đã giải thích được gần 15% sự biến thiên của CPI, ở các quý sau chỉ giải thích được 10% và gần 10% sự biến thiên của CPI. GDP cũng là một nhân tố quan trọng giải thích sự biến thiên của CPI, quý II giải thích gần 6% sự biến thiên của CPI, từ quý III trở đi giải thích được trên 10% sự biến thiên của CPI. Tỷ giá và lãi suất bình quân cho vay VND chỉ giải thích được gần 10% sự biến thiên của CPI (Bảng 8). Kết quả cho thấy, một nền kinh tế nhỏ với độ mở cửa lớn như Việt Nam, lạm phát của nền kinh tế chịu ảnh hưởng nhiều bởi nhập khẩu khẩu. Có thể thấy sự biến thiên của sản lượng trong những quý đầu gần như hoàn toàn được giải thích bởi yếu tố tự thân của nó. Tiếp đến là xuất khẩu từ quý III giải thích gần 20% sự biến thiên của GDP, từ quý IV đến quý VIII giải thích gần 15% sự biến thiên của GDP và quý IX, quý X giải thích được gần 10% sự 545
14. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 biến thiên của GDP. Tiếp điến là CPI từ quý III giải thích được 6 – 8% sự biến thiên của GDP. Cung tiền, tỷ giá và lãi suất chỉ giải thích được khoảng 7% sự biến thiên của GDP. Nhập khẩu giải thích được rất ít sự biến thiên của GDP (Bảng 8). Kết quả cho thấy, một nền kinh tế nhỏ với độ mở cửa lớn như Việt Nam, tăng trưởng kinh tế chịu ảnh hưởng nhiều bởi xuất khẩu. Bảng 8: Phân rã phương sai Variance Decomposition of LCPI: Period S.E. LGDP LCPI LX LIM LR LM2 LE 1 0.003496 0.000000 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.003783 5.831657 73.72035 13.26666 1.844208 0.354902 2.280741 2.701483 3 0.004528 14.86189 58.96613 10.53120 1.696029 0.607351 10.43286 2.904532 4 0.004869 14.49053 49.86034 10.19281 6.414927 1.030643 15.47359 2.537158 5 0.005446 13.18058 37.18284 8.171181 14.40715 2.496408 20.56037 4.001475 6 0.005802 11.56775 29.29915 7.424925 17.82476 3.532179 25.12498 5.226263 7 0.006156 11.39057 26.00300 7.761075 19.09270 4.540798 26.38008 4.831781 8 0.006439 12.29161 24.14622 8.443148 18.75113 4.796100 26.81516 4.756636 9 0.006890 12.95021 22.66997 8.929841 18.48486 4.437182 27.37360 5.154343 10 0.007227 12.89949 21.50435 9.109563 18.65386 4.111714 28.28455 5.436473 Variance Decomposition of LGDP: Period S.E. LGDP LCPI LX LIM LR LM2 LE 1 0.011145 99.90409 0.095908 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.014522 90.07445 1.658814 1.757186 0.154516 3.254274 3.099438 0.001320 3 0.016375 66.76017 6.419812 17.56158 0.755732 3.797096 3.060792 1.644812 4 0.017872 67.72832 6.944882 15.27326 0.690362 3.603143 2.672891 3.087138 5 0.020862 70.40961 7.477373 13.42882 0.925305 2.980090 2.310828 2.467971 6 0.023679 70.56365 7.356372 12.89640 0.950509 3.136236 2.764717 2.332118 7 0.025333 69.16822 8.107945 12.31507 0.906283 3.019951 4.175499 2.307039 8 0.026510 70.16707 7.926492 11.39832 0.929246 2.767279 3.888004 2.923585 9 0.027799 73.25091 7.257372 9.991610 0.874540 2.420820 3.522241 2.682511 10 0.028879 73.24755 7.082286 9.640101 0.880230 2.274417 4.424736 2.450682 Cholesky Ordering: LCPI LGDP LE LX LIM LR LM2 Nguồn: Kết quả mô hình 5. Một số bàn luận về chính sách tỷ giá từ kết quả mô hình VECM Bài viết đã sử dụng mô hình VECM để đánh giá tác động của tỷ giá đến lạm phát, tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam. Dữ liệu theo quý trong giai đoạn quý I/2005 – quý IV/2018 được sử dụng để phân tích. Kiểm định Granger, hàm phản ứng, phân rã phương sai cũng đã ủng hộ cho thấy có những tác động nhất định từ tỷ giá đến xuất khẩu, nhập khẩu, cung tiền và sản lượng, giá cả trong nền kinh tế. Nhóm nghiên cứu đưa ra một số bàn luận sau đây trên cơ sở kết quả mô hình. Kết quả cho thấy sự tác động không rõ nét của tỷ giá đến sản lượng, giá cả. Điều này có thể hiểu là do chính sách neo tỷ giá có điều chỉnh trong một thời gian dài, tỷ giá ổn định góp phần duy trì một môi trường vĩ mô ổn định, tuy vậy nó lại tạo ra cho doanh nghiệp thói quen ỉ lại, tận dụng lợi thế về tài nguyên và lao động rẻ mà chưa thực sự chú ý đến công nghệ và giá trị gia tăng cho sản phẩm, không quan tâm và có những biện pháp phòng ngừa rủi ro tỷ giá. Theo Quyết định số 2730/QĐ–NHNN được NHNN ban hành ngày 31/12/2015 về việc công bố tỷ giá trung tâm của Đồng Việt Nam với Đô la Mỹ, tỷ giá tính chéo của Đồng Việt Nam với một số ngoại tệ khác, cho thấy Việt Nam đã chuyển đổi sang lựa chọn chế độ tỷ giá thả nổi có điều tiết. Đây là một việc làm cần thiết để tỷ giá được điều hành linh hoạt hơn, tạo sự phát triển cho thị trường ngoại hối. Trong bối cảnh hội nhập quốc tế, với đặc điểm của kinh tế Việt Nam là có quy mô nhỏ nhưng độ mở lớn, không bị phụ thuộc lớn vào một đối tác lớn nào, việc điều hành linh 546
15. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 hoạt tỷ giá và neo tỷ giá theo một giỏ tiền tệ giúp Việt Nam tránh được những cú sốc bất lợi từ thị trường hàng hóa và tiền tệ thế giới, giữ ổn định tỷ giá và đảm bảo tính linh hoạt của chính sách. Tỷ giá tăng, kết quả mô hình cho thấy CPI giảm trong 2 quý đầu sau đó tăng trong IV quý từ quý VII mới giảm, ngoài ra phân rã phương sai chỉ ra tính chất dai dẳng của lạm phát trong quá khứ giải thích phần lớn sự biến thiên của lạm phát, tiếp đến là cung tiền trong ngắn hạn và dài hạn là yếu tố nhập khẩu. Cho thấy mức độ phụ thuộc vào hàng nhập khẩu của nền kinh tế Việt Nam vẫn còn rất lớn. Mô hình cũng cho thấy, tỷ giá tăng ban đầu cung tiền tăng trong hai quý sau đó cung tiền lại giảm, tiếp sau đó tăng và có xu hướng quay về giá trị ban đầu. Có thể hiểu do cung tiền được kiểm soát chặt bởi NHNN Việt Nam, giai đoạn 2012 - 2018, NHNN đã rất linh hoạt và thành công trong việc sử dụng tín phiếu để can thiệp nhằm ổn định tỷ giá và cung tiền. Vì vậy, giữ ổn định kinh tế vĩ mô, Chính phủ cần đảm bảo điều hành chủ động và linh hoạt chính sách tiền tệ, chính sách tỷ giá nhằm kiểm soát lạm phát, ổn định kinh tế vĩ mô, ổn định giá trị đồng tiền, tăng cường niềm tin và lợi ích của người dân, nhà đầu tư khi nắm giữ VND; Ngoài ra, cần tiếp tục phát triển thị trường các công cụ phái sinh giúp phòng ngừa rủi ro tỷ giá, để không chịu sự chi phối lớn từ hàng nhập khẩu. Tỷ giá tăng trong 3 - 4 quý đầu góp phần thúc đẩy xuất khẩu tăng, nhưng đồng thời nhập khẩu cũng tăng có thể lý giải do Việt Nam là một nước có tỷ lệ hàng hóa nhập khẩu phục vụ cho sản xuất hàng hóa xuất khẩu là khá cao, nên khi xuất tăng sẽ kích thích nhập khẩu tăng theo. Ngoài ra, phân rã phương sai chỉ ra xuất khẩu giải thích phần lớn sự biến thiên của sản lượng sau yếu tố tự thân sản lượng, nhập khẩu giải thích sự biến thiên của lạm phát ngày càng lớn từ quý V trở đi là phù hợp. Điều này cũng cho thấy nền kinh tế Việt Nam rất dễ bị tổn thương do dựa quá nhiều vào xuất khẩu trong khi xuất khẩu chưa thực sự bền vững, xuất khẩu còn phụ thuộc quá nhiều vào nhập khẩu, cần có sự vươn lên để gia tăng tỷ lệ nội địa hóa của sản phẩm. Cần tăng cường năng lực cạnh tranh đối với hàng hóa xuất khẩu Việt Nam, do đó chính phủ cần đổi mới mô hình tăng trưởng xuất khẩu hướng tới xuất khẩu theo chiều sâu, dựa vào khai thác lợi thế cạnh tranh để nâng cao năng suất, chất lượng và hiệu quả xuất khẩu. Cụ thể: (i) Giảm bớt tỷ trọng đầu vào nhập khẩu nằm trong giá trị hàng hóa xuất khẩu. Đây là biện pháp nhằm nâng cao hiệu lực tác động của tỷ giá tới xuất khẩu đồng thời là yếu tố trực tiếp tác động tới việc cải thiện cán cân thương mại; (ii) Đổi mới cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo hướng gia tăng tỷ trọng các ngành hàng có giá trị gia tăng cao, đẩy mạnh xuất khẩu các mặt hàng sử dụng công nghệ hiện đại trên cơ sở đổi mới công nghệ; (iii) Với thị trường xuất khẩu, ngoài thị trường chủ lực như Mỹ, EU, Nhật, Hàn Quốc, cần chủ động thâm nhập vào những thị trường mới như châu Phi, Trung Á và Nam Mỹ, những thị trường có tiềm năng cần khai thác để gia tăng giá trị xuất khẩu; (iv) Các cơ quan quản lý nhà nước cần hỗ trợ doanh nghiệp đổi mới kỹ thuật sản xuất, nâng cao năng suất lao động nhằm nâng cao năng lực cạnh tranh, đồng thời có cơ chế hỗ trợ, ưu đãi về vốn cho các doanh nghiệp; (v) Triển khai tích cực hoạt động mở rộng thị trường tiêu thụ sản phẩm, đặc biệt với những mặt hàng Việt Nam hiện đang có thế mạnh như nông sản, thủy sản, dệt may, đồ gỗ, hàng điện tử, tích cực triển khai hoạt động xúc tiến thương mại thông qua các hoạt động như tổ chức các gian hàng hội chợ, triển lãm chuyên ngành, ; (vi) Đẩy mạnh hoạt động dự báo thị trường trong và ngoài nước, phổ biến kịp thời thông tin thị trường, sớm phát hiện và có những biện pháp vượt qua các rào cản kỹ thuật KẾT LUẬN Bài viết, sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số dạng véc tơ VECM để xem xét tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại, tăng trưởng và lạm phát ở Việt Nam trong giai đoạn 2005–2018. Kiểm định Granger, hàm phản ứng, phân rã phương sai cũng đã ủng hộ cho thấy có những tác động nhất định từ tỷ giá đến xuất khẩu, nhập khẩu, cung tiền và sản lượng, giá cả trong nền kinh tế. Kết quả cho thấy tính chất dai dẳng của lạm phát trong quá khứ giải thích phần lớn sự biến thiên của lạm phát, tiếp đến là sự biến động cung tiền là biến số tiếp theo giải thích sự biến thiên của lạm phát. Sự biến thiên của sản lượng trong những quý đầu gần như hoàn toàn được giải thích bởi yếu tố tự thân. Tiếp đến là xuất khẩu, và nhập khẩu là những biến số quan trọng giải thích sự biến thiên của tăng trưởng. Tỷ giá tăng góp phần thúc đẩy 547
16. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 xuất khẩu tăng, nhưng đồng thời nhập khẩu cũng tăng. Từ những kết quả kiểm định, nhóm tác giả đã đưa ra một số trao đổi thảo luận nhằm góp phần cải thiện môi trường kinh doanh của Việt Nam, cải thiện cán cân thương mại, kiểm soát lạm phát và hỗ trợ tăng trưởng kinh tế thực hiện mục tiêu ổn định kinh tế vĩ mô. Trong bối cảnh Việt Nam đã chuyển đổi cơ chế điều hành tỷ giá theo Quyết định số 2730/QĐ– NHNN được NHNN ban hành ngày 31/12/2015 cho phù hợp với thời kỳ hội nhập kinh tế quốc tế, qua đó nâng cao năng lực cạnh tranh quốc gia. TÀI LIỆU THAM KHẢO [1]. Nguyễn Thị Vân Anh, Lê Nam Long (2019),“Chính sách tỷ giá góp phần ổn định kinh tế vĩ mô Việt Nam” (2019), Kỷ yếu hội thảo quốc gia, NXB Hồng Đức. [2]. Nguyễn Thị Hiền (2011)“Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thanh toán quốc tế – Lý luận và thực tiễn tại Việt Nam”, Luận án tiến sỹ. [3]. Nguyễn Thị Thái Hưng (2012)“Chính sách tỷ giá của Việt Nam nhằm góp phần ổn định kinh tế vĩ mô trong điều kiện hội nhập”, Luận án tiến sỹ. [4]. Hoàng Thị Lan Hương (2009), “Hoàn thiện chính sách tỷ giá ở Việt Nam giai đoạn 2010 – 2020”, Luận án tiến sỹ. [5]. Minh, Vo Van (2009) “Exchange rate pass through and its implications for inflation in Vietnam”, VDF. [6]. Lê Mai Trang (2017),“Chính sách tỷ giá hối đoái thúc đẩy xuất khẩu của Việt Nam”, Luận án tiến sỹ. [7]. Hoang Thanh Tung, Nguyen Thi Van Anh (2018), Discussion on the Impact of Money Policy to Growth and Inflation in Vietnam in the Period 2008 – 2017 from the Results of the Var Model, Baasana – Vietnam Chapter International Conference 2018 “Globalization, Innovation, overnance and Sustainable Development”, Ha Noi. [8]. International Monetary Fun (2018), Article IV Consultation – Press Release; Staff report; and Statement by the Executive Director for United States, IMF country Report No.18/2017. 548