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.

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

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 ++∆+=∆

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

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

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

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

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