BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

HUỲNH THỊ BÉ TƯ

NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI
LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP Hồ Chí Minh – Năm 2019


BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

HUỲNH THỊ BÉ TƯ

NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI
LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng
Mã số: 8340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:
GS.TS. TRẦN NGỌC THƠ

TP Hồ Chí Minh – Năm 2019


1.5. Ý nghĩa thực tiễn của đề tài................................................................ 3
CHƯƠNG 2. PHẦN NỘI DUNG ............................................................................. 4
2.1. Tổng quan lý thuyết ........................................................................... 4
2.1.1. Mối quan hệ của tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại ............ 4
2.1.1.1. Lý thuyết đường cong J..................................................... 4
2.1.1.2. Điều kiện Marshall – Lerner ............................................ 6
2.1.2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây ........................................... 7
2.1.2.1. Tổng quan các mô hình nghiên cứu trên thế giới ............. 7


2.1.2.2. Tổng quan các mô hình nghiên cứu tại Việt Nam ............... 11
2.1.3. Phương pháp nghiên cứu................................................................ 13
2.1.3.1. Dữ liệu nghiên cứu ............................................................... 13
2.1.3.2 Mô hình nghiên cứu .............................................................. 17
2.1.3.3. Phương pháp nghiên cứu...................................................... 18
2.2. Ước lượng tác động của tỷ giá hối đoái thực song phương lên từng mặt
hàng xuất nhập khẩu Việt Nam với đối tác Mỹ. ....................................................... 19
2.2.1. Kiểm định tính dừng ADF (Bảng 2.1) ............................................ 19
2.2.2. Kiểm định Bounds Test (Bảng 2.2) ................................................ 21
2.2.3. Ước lượng hệ số ngắn hạn và dài hạn của mô hình ARDL: ........... 22
2.2.4. Kiểm định tính ổn định của hệ số hồi quy ..................................... 25
2.3. Đề xuất, dự báo .......................................................................................... 25
CHƯƠNG 3: KẾT LUẬN ..................................................................................... 26
TÀI LIỆU THAM KHẢO
PHỤ LỤC


DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
Tên viết tắt (Tên đầy đủ)


độ tác động của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại Việt Nam trong ngắn hạn và
dài hạn.
Luận văn đã đi theo hướng mới, thay vì sử dụng tỷ giá thực đa phương, cán cân
thương mại và tổng thu nhập quốc dân của từng quốc gia là đối tác thương mại của
Việt Nam theo quý để làm dữ liệu nghiên cứu, trong bài viết này tác giả đã sử dụng
tỷ giá thực song phương, cán cân thương mại của từng hàng hóa và chỉ số công nghiệp
theo tháng của Việt Nam và đối tác thương mại lớn (Mỹ) để nghiên cứu.
Kết quả chỉ ra rằng có sự tác động của tỷ giá hối đoái thực lên cán cân thương
mại của từng loại hàng hoá, tuy nhiên tác động này đối với từng mặt hàng là khác
nhau. Nghiên cứu cho thấy không tồn tại một mô hình tỷ giá hối đoái duy nhất và
cũng không hoàn toàn ủng hộ hiệu ứng đường cong J. Do đó, khi nghiên cứu thực thi
chính sách tỷ giá chính phủ cần xem xét đến nhiều yếu tố và cần cân nhắc việc phá
giá của đồng nội tệ.


ABSTRACT
In the past time, along with the increasingly deep integration with countries
around the world, Vietnam's economy has been growing, the trade balance has been
improved. However, in order to maintain this, Vietnam needs to have appropriate
policies, in which exchange rate policy is one of the important policies. How to assess
the impact of exchange rates on the trade balance in Vietnam, the author selected the
ECM model based on ARDL method developed by Peseran et al. (2001) to measure
the impact of the exchange rate on Vietnam's trade balance in the short and long term.
The thesis has gone in a new direction, instead of using the real multilateral
exchange rate, the trade balance and the gross national income of each country as
Vietnam's trading partner by quarter to make research data, in this article, the author
used the bilateral real exchange rate, the trade balance of each commodity and the
monthly industrial index of Vietnam and the major trading partner (USA) to study.
The results show that there is a real exchange rate impact on the trade balance
of each type of goods, but this effect is different for each item. Research shows that

thặng dư thương mại đạt 6,7 tỷ USD. Điều này cho thấy, cán cân thương mại Việt
Nam trong thời gian gần đây đã được cải thiện đáng kể.
Việc cải thiện cán cân thương mại này có phải nguyên nhân chính là do trong
thời gian vừa qua Việt Nam đã thực hiện chính sách phá giá đồng nội tệ, hay còn
nhiều yếu tố khác tác động đến? Một số nghiên cứu chỉ ra rằng, việc phá giá đồng nội
tệ sẽ tác động tiêu cực đến cán cân thương mại trong thời gian ngắn, nhưng trong dài
hạn sẽ có tác động tích cực. Tuy nhiên, một số nghiên cứu thì không đồng tình với


2

quan điểm này. Để làm rõ vấn đề này, tác giả đã chọn đề tài: “Nghiên cứu tác động
của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại tại Việt Nam”. Nghiên cứu này cũng tương
tự các nghiên cứu của Burçak Müge TUNAER VURAL (2016), xem xét các tác động
của tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại.
1.2. Mục tiêu và câu hỏi nghiên cứu:
1.2.1. Mục tiêu nghiên cứu:
Tìm hiểu tác động của tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại tại Việt Nam.
1.2.2. Câu hỏi nghiên cứu:
Tỷ giá hối đoái tác động như thế nào đến cán cân thương mại tại Việt Nam?
Tác động của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại của từng loại mặt hàng xuất
nhập khẩu của Việt Nam với đối tác thương mại cụ thể như thế nào?
1.3. Đối tượng, phạm vi nghiên cứu:
1.3.1. Đối tượng nghiên cứu:
Nghiên cứu tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại tại Việt Nam trong giai đoạn từ
năm 2011 đến tháng 01 năm 2018. Trong đó, tập trung nghiên cứu tác động của tỷ
giá thực song phương lên cán cân thương mại của 10 loại mặt hàng xuất nhập khẩu
của Việt Nam với đối tác Mỹ từ năm 2011 đến 2018.
1.3.2. Phạm vi nghiên cứu:
- Phạm vi không gian: Nghiên cứu tác động của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương

gian tới.


4

CHƯƠNG 2. PHẦN NỘI DUNG
2.1. Tổng quan lý thuyết
2.1.1. Mối quan hệ của tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại
Quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại là mối quan tâm nghiên cứu của
nhiều nhà kinh tế học từ trước đến nay. Nhiều nghiên cứu về vấn đề này đã chỉ ra
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, xét về mặt lý thuyết, 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). Biểu diễn hiện tượng này trên đồ thị có thể thấy giống
hình chữ J.
2.1.1.1. Lý thuyết đường cong J
Đường cong J là một đường mô tả hiện tượng tài khoản vãng lai của một quốc gia
sụt giảm ngay sau khi quốc gia này phá giá tiền tệ của mình và phải một thời gian sau
tài khoản vãng lai mới bắt đầu được cải thiện. Quá trình này nếu biểu diễn bằng đồ
thị sẽ cho một hình giống chữ cái J.
Theo kết quả nghiên cứu của Krugman (1991), người đã tìm ra hiệu ứng đường cong
J khi phân tích cuộc phá giá đô la Mỹ trong thời gian 1985 –1987, ban đầu thì cán
cân vãng lai xấu đi, sau đó khoảng hai năm cán cân vãng lai đã được cải thiện.

khẩu co giãn theo giá, tỷ lệ tăng lượng cầu về hàng hóa sẽ lớn hơn tỷ lệ giảm giá kéo
theo kim ngạch xuất khẩu tăng và ngược lại, kết quả là cán cân thương mại được cải
thiện.
Hiệu quả ròng của phá giá đối với cán cân thanh toán tùy thuộc vào các độ co
giãn theo giá. Nếu hàng xuất khẩu co giãn theo giá, thì tỷ lệ tăng lượng cầu về hàng
hóa sẽ lớn hơn tỷ lệ giảm giá; do đó, kim ngạch xuất khẩu sẽ tăng. Tương tự, nếu
hàng nhập khẩu co giãn theo giá, thì chi cho nhập khẩu hàng hóa sẽ giảm. Cả hai điều
này đều góp phần cải thiện cán cân thanh toán.
Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy, hàng hóa thường không co dãn theo giá cả
trong ngắn hạn, bởi vì thói quen tiêu dùng của người ta không thể thay đổi dễ dàng.
Do đó, điều kiện Marshall-Lerner không được đáp ứng, dẫn tới việc phá giá tiền tệ
chỉ làm cho cán cân thanh toán trong ngắn hạn xấu đi. Trong dài hạn, khi người tiêu
dùng đã điều chỉnh thói quen tiêu dùng của mình theo giá mới, cán cân thanh toán
mới được cải thiện.
Có quan điểm cho rằng các nước đang phát triển thường phụ thuộc nhiều vào
hàng nhập khẩu nên độ co giãn giá của cầu hàng nhập khẩu là nhỏ (tức là trị giá nhập
khẩu sẽ không giảm bao nhiêu khi phá giá nội tệ). Các nước phát triển có thị trường
xuất khẩu tương đối có tính cạnh tranh nên độ co giãn cầu hàng xuất khẩu có thể lớn
hơn (tức là trị giá xuất khẩu tăng mạnh khi phá giá nội tệ). Điều này hàm ý rằng phá
giá ở các nước phát triển sẽ có tác động cải thiện cán cân thương mại mạnh hơn so


7

với các nước đang phát triển hay nói cách khác, việc phá giá là một giải pháp có thể
cải thiện thâm hụt thương mại ở các quốc gia này nhưng cũng có thể không có tác
động ở quốc gia khác. Nó cũng khuyến cáo các quốc gia đang phát triển nên thận
trọng khi sử dụng biện pháp phá giá mạnh đồng nội tệ của mình nhằm kích thích xuất
khẩu.
2.1.2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây

dụng mô hìnhVECM, kết quả chỉ ra rằng có sự tác động giữa tỷ giá hối đoái thực lên
cán cân thương mại. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu lại không tìm thấy bất kỳ bằng
chứng nào về sự xấu đi trong ngắn hạn của cán cân thương mại theo giả thuyết đường
cong J.
Bên cạnh đó, nghiên cứu của Burçak Müge Tunaer Vura (2016) tìm hiểu mối
quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và cán cân thương mại dựa trên cở sở các ngành
trong giai đoạn từ 2002 đến 2014 tại Thổ Nhĩ Kỳ chỉ ra những bằng chứng thực
nghiệm cho thấy sự tồn tại của đường cong J. Sự phân tổ ở cấp độ hàng hóa cho phép
cân nhắc ảnh hưởng của những thay đổi trong tỷ giá hối đoái thực đối với cán cân
thương mại của từng ngành. Một số ngành thì mất giá tiền tệ ban đầu sẽ làm xấu đi
cán cân thương mại trong ngắn hạn, trước khi dẫn đến sự cải thiện trong dài hạn. Tuy
nhiên, một số ngành thì mất giá tiền tệ ban đầu làm cải thiện cán cân thương mại
trong ngắn hạn, nhưng trong dài hạn thì không, hoặc ngược lại. Nghiên cứu này chỉ
ra không tồn tại một mô hình tỷ giá duy nhất.
Một khía cạnh khác khi bàn luận về đường cong J, trong các nghiên cứu trước
đây đưa ra những bằng chứng mâu thuẫn giữa các nước phát triển và đang phát triển.
Ahmad Zubaidi Baharumshah (2001) trong nghiên cứu của mình đã không tìm thấy
bằng chứng về sự tồn tại của đường cong J. Bài nghiên cứu này xác định các yếu tố
kinh tế chính ảnh hưởng đến cán cân thương mại song phương của Malaysia và Thái
Lan với Mỹ và Nhật Bản. Bằng việc sử dụng mô hình VAR để kiểm định và sử dụng
dữ liệu theo quý từ quý 1 năm 1980 đến quý 4 năm 1996. Kết quả nghiên cứu ủng hộ
quan điểm truyền thống cho rằng sự mất giá trong các trường hợp phù hợp có thể ảnh
hưởng đến các biến số kinh tế vĩ mô trong đó có cán cân thương mại và tài khoản
vãng lai. Kết quả cho thấy tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa cán cân thương mại và ba
biến vĩ mô: tỷ giá hối đoái, thu nhập trong nước và thu nhập nước ngoài, trong đó tỷ


9

giá hối đoái thực là một biến số quan trọng và việc phá giá giúp cải thiện cán cân


Trong ngắn hạn, hàng, thói quen tiêu dùng thay đổi chậm nên hàng hóa thường
không co giãn theo mức giá, điều này trái ngược với điều kiện do Alfred Marshall và
Abba Lerner đưa ra (điều kiện ML) dẫn đến việc phá giá tiền tệ chỉ làm cán cân thanh
toán xấu đi trong ngắn hạn. Trong dài hạn, thói quen tiêu dùng được điều chỉnh và
cán cân thương mại được khôi phục.
Theo nghiên cứu của Mohsen Bahmani-Oskooee (1991) nghiên cứu nguồn dữ
liệu từ các quốc gia kém phát triển trong giai đoạn 1973 – 1988 chỉ ra những bằng
chứng cho thấy rằng sự mất giá trong dài hạn sẽ cải thiện được cán cân thương mại
của hầu hết các nước kém phát triển. Đối với hầu hết các nghiên cứu, điều kiện
Marshall - Lerner được sử dụng để suy ra các tác động dài hạn của mất giá đối với
cán cân thương mại, trong nghiên cứu của Mohsen Bahmani-Oskooee (1991) kỹ thuật
được sử dụng là kỹ thuật hợp nhất, với kỹ thuật này dữ liệu phân tách ở cấp độ hàng
hóa, sử dụng dữ liệu thương mại song phương phân tách sẽ tránh mọi sai lệch tổng
hợp và đưa ra được kết quả nghiên cứu nêu trên.
Tương tự, nghiên cứu của Irina Tochitskaya (2007) khi xem xét sự tác động của
tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại của Belarus’s. Nghiên cứu này kiểm tra tác
động của thay đổi tỷ giá hối đoái thực lên cán cân thương mại, kết quả nghiên cứu
chỉ ra rằng không có mối quan hệ lâu dài giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái.
Trong ngắn hạn nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ giá hối đoái thực giảm có thể cải thiện được
cán cân thương mại, điều này có thể được giải thích là do sự tồn tại độ trễ về mặt thời
gian khi người tiêu dùng và nhà sản xuất đã điều chỉnh mô thức mua mới và sự bất
cân xứng giữa những thay đổi giữa giá xuất khẩu và nhập khẩu. Tác giả ước lượng
theo các điều kiện Marshall-Lerner cho thấy việc tỷ giá hối đoái thực giảm có thể cải
thiện được cán cân thương mại trong dài hạn.
Antatape Brahmasrene, Komain Jiranyakul (2002) đánh giá tác động của tỷ giá
hối đoái thực đối với cán cân thương mại giữa Thái Lan và các đối tác thương mại
lớn. Kết quả từ nghiên cứu này cho thấy tỷ giá hối đoái hiệu lực tác động đáng kể đến
cán cân thương mại song phương giữa Thái Lan và các đối tác thương mại lớn, kết
luận rằng điều kiện Marshall-Lerner tổng quát dường như được giữ vững. Thâm hụt

tồn tại mối quan hệ giữa các biến nghiên cứu trong dài hạn. Thu nhập trong nước
được cho là có tác động lớn hơn thu nhập nước ngoài và tỷ giá hối đoái. Các ước


12

lượng theo điều kiện Marshall- Lerner là khá phù hợp, vì vậy sự giảm giá tiền tệ giúp
cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn.
Lê Phan Thị Diệu Thảo (2013) nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và
cán cân thương mại tại Việt Nam trong giai đoạn từ quý 1 năm 1999 đến quý 4 năm
2012 bằng việc sử dụng phương pháp phân tích đồng tích hợp Johansen, kiểm định
Engle – Granger và mô hình VECM. Kết quả nghiên cứu cho thấy tồn tại hiệu ứng
đường cong J tại việt Nam.
Lê Trung Dũng (2014) nghiên cứu sự thay đổi của cán cân thương mại và tỷ giá
hối đoái thực theo thời gian tại Việt Nam và Thái Lan trong giai đoạn từ quý 1 năm
1998 đến quý 2 năm 2014. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng không có sự tác động của
cán cân thương mại đến tỷ giá hối đoái, nhưng ngược lại có sự tác động của tỷ giá hối
đoái lên cán cân thương mại tại Việt Nam và Thái Lan. Tuy nhiên, mức độ tác động
của mỗi quốc gia là khác nhau.
Nghiên cứu của Nguyễn Ngọc Tú (2016) xem xét tác động của tỷ giá hối đoái
lên cán cân thương mại Việt Nam trong giai đoạn từ tháng 07 năm 2001 đến tháng
12 năm 2015. Kết quả nghiên cứu cho thấy sự tồn tại hiệu ứng đường cong J. Cụ thể,
khi đồng nội tệ mất giá sẽ làm cho cán cân thương mại xấu đi trong ngắn hạn, nhưng
trong dài hạn cán cân thương mại được cải thiện. Ngoài ra, nghiên cứu này cũng chỉ
ra tồn tại các yếu tố làm triệt tiêu tác động tích cực của việc giảm giá đồng nội tệ, như
là năng lực sản xuất và sự phụ thuộc nhiều vào nhập khẩu của nền kinh tế Việt Nam.
Kết quả nghiên cứu của Lê Hoàng Phong và cộng sự (2017) cho thấy sự tồn tại
của tác động ngắn hạn và dài hạn của tỷ giá hối đoái thực đối với cán cân thương mại
tại Việt Nam bằng cách sử dụng phương pháp (ARDL) và sử dụng dữ liệu hàng quý
từ 2000Q1 đến 2015Q4. Kết quả trình bày bằng chứng về cả tác động trong ngắn hạn

tổng số hàng xuất khẩu của cả nước; tổng kim ngạch hàng xuất nhập khẩu của Việt
Nam với Mỹ đạt 60,3 tỷ USD đạt 12,6% trên tổng số kim ngạch xuất khẩu Việt Nam)
(Nguồn: Tổng Cục Thống kê).


14

Tác giả sử dụng dữ liệu thu thập theo từng tháng từ tháng 01 năm 2011 đến tháng
01 năm 2018 từ các báo cáo của Tổng Cục Thống Kê Việt Nam, Ngân hàng Nhà
Nước Việt Nam, Quỹ Tiền tệ quốc tế (IMF). Cụ thể là các số liệu về giá trị xuất, nhập
khẩu theo từng mặt hàng của Việt Nam với đối tác Mỹ; tỷ giá hối đoái; chỉ số giá tiêu
dùng (CPI) của Việt Nam và Mỹ để tính tỷ giá thực song phương; chỉ số công nghiệp
(IIP) của Việt Nam và Mỹ.
Thực hiện thu thập dữ liệu thứ cấp tiến hành tổng hợp, thống kê và xử lý số liệu.
Tác giả đã sử dụng Excel để hỗ trợ việc chọn lọc ra 10 loại hàng hóa có giá trị
xuất nhập khẩu với Mỹ cao nhất để đưa vào nghiên cứu. Cụ thể như sau:
1. Gỗ và sản phẩm gỗ
2. Máy vi tính và linh kiện
3. Hải sản
4. Máy móc, thiết bị, dụng cụ, phụ tùng khác
5. Phương tiện vận tải và phụ tùng
6. Sản phẩm từ chất dẻo
7. Sản phẩm từ sắt thép
8. Đá quý, kim loại quý và sản phẩm
9. Hàng rau quả
10. Cao su
Để có đủ cơ sở nghiên cứu và kiểm định được tính dừng tác giả đã lựa chọn thời gian
nghiên cứu từ năm 2011 (đây cũng là năm bắt đầu của thập kỷ mới) đến năm 2018,
thu thập dữ liệu theo tháng với 850 quan sát.



9,79

2,58

1,32

5,51

(0,42)

1,48

1,45

1,11

1,93

(1,24)

1,65

2011M2

4,67

4,62

9,84


1,38

4,17

(0,64)

1,71

1,22

0,65

1,98

0,67

0,24

2011M4

4,71

4,62

9,82

2,26

1,42


(0,55)

1,07

0,98

1,26

1,63

0,46

0,09

2011M6

4,71

4,63

9,79

2,12

1,21

3,99

(0,17)


1,30

1,60

1,62

(0,42)

0,56


15

Time(t)

IIP_VN IIP_US RER

A

B

C

D

E

F


0,86

0,09

0,99

2011M9

4,71

4,64

9,76

2,34

0,42

4,68

(0,28)

1,95

0,78

1,40

0,88


1,93

2011M11

4,76

4,65

9,76

2,34

0,75

3,53

(0,35)

1,90

0,90

1,42

0,89

(0,47)

2,00


4,66

4,66

9,75

2,60

(0,45)

4,70

(0,11)

1,62

1,20

1,81

1,12

(0,75)

1,39

2012M2

4,86


9,75

2,16

(0,05)

3,36

0,25

1,00

1,17

1,57

1,79

0,03

0,54

2012M4

4,78

4,66

9,75


(0,40)

2,66

0,28

2,81

1,39

1,68

2,13

0,58

1,23

2012M6

4,79

4,67

9,75

2,19

(0,27)


0,03

3,63

1,25

1,72

0,94

(0,31)

0,95

2012M8

4,81

4,67

9,75

2,27

(0,16)

4,31

0,44


1,41

1,99

2,30

(0,04)

1,78

2012M10

4,80

4,67

9,72

2,31

0,34

3,73

0,23

2,76

1,60


1,35

(0,08)

1,46

2012M12

4,81

4,67

9,71

2,39

0,95

3,10

(0,03)

2,59

1,51

2,00

1,25


1,96

2013M2

4,76

4,68

9,69

2,29

0,10

3,48

0,35

2,51

1,25

2,20

1,74

0,56

1,94


4,84

4,68

9,70

2,35

1,23

3,76

0,08

2,46

1,50

2,45

1,58

0,56

(0,28)

2013M5

4,85


9,70

2,22

1,31

2,96

0,53

1,92

0,83

2,10

1,16

0,12

0,77

2013M7

4,85

4,68

9,71


0,76

3,46

0,46

2,00

2,08

1,74

1,81

0,31

0,97

2013M9

4,86

4,69

9,69

2,06

0,93


0,30

0,81

1,17

1,27

2,70

(0,22)

2,08

2013M11

4,86

4,69

9,68

2,33

1,31

4,78

0,43


1,62

1,27

4,20

(0,78)

1,04

2014M1

4,88

4,69

9,67

2,49

0,79

5,86

0,53

2,43

1,63


1,01

0,28

1,01

2014M3

4,89

4,71

9,68

2,30

0,07

4,57

0,14

1,69

1,68

1,65

1,10


0,24

2014M5

4,91

4,72

9,68

2,00

0,95

4,57

0,36

3,60

1,36

0,95

1,45

(0,04)

0,61


4,92

4,72

9,68

2,12

1,28

3,76

0,54

1,36

1,65

1,50

2,21

(0,75)

0,82

2014M8

4,93


9,67

1,95

0,80

3,94

0,69

1,93

1,46

1,63

2,40

0,27

0,95

2014M10

4,94

4,72

9,67


1,24

4,74

0,59

3,03

1,69

1,39

1,85

(0,30)

0,86

2014M12

4,96

4,72

9,66

2,16

0,91



E

F

G

H

I

J

2015M1

5,03

4,72

9,67

2,16

0,92

4,09

0,58

2,11


1,72

2,07

(0,01)

1,17

2015M3

4,98

4,71

9,68

2,15

0,95

4,09

0,62

2,11

1,64

1,72


(0,01)

1,18

2015M5

4,99

4,71

9,70

2,15

0,97

4,08

0,66

2,11

1,67

1,74

2,12

(0,01)


2015M7

5,02

4,71

9,70

2,15

0,99

4,07

0,69

2,11

1,69

1,75

2,16

(0,01)

1,18

2015M8


4,70

9,70

2,14

1,01

4,06

0,73

2,12

1,71

1,76

2,19

(0,00)

1,19

2015M10

5,03

4,70


2,14

1,03

4,06

0,77

2,12

1,74

1,77

2,23

(0,00)

1,19

2015M12

5,04

4,68

9,69

2,14


3,82

0,96

1,78

1,46

1,41

2,40

(0,11)

0,52

2016M2

5,05

4,69

9,69

2,38

(0,06)

4,08


0,55

1,55

1,58

3,58

0,92

0,39

2016M4

5,07

4,69

9,69

2,55

0,45

4,21

0,87

(0,94)


1,80

3,05

0,27

(0,45)

2016M6

5,08

4,69

9,68

2,43

0,31

4,11

0,54

1,93

1,56

1,87


(0,25)

0,71

2016M8

5,10

4,69

9,68

2,59

0,35

4,00

0,81

2,21

1,44

1,71

2,80

(0,38)


2016M10

5,10

4,69

9,68

2,78

0,45

4,12

0,45

(0,87)

1,22

0,67

3,35

(0,10)

1,18

2016M11


4,69

9,68

2,61

(0,24)

3,25

0,76

2,07

1,28

1,69

3,15

(0,13)

1,20

2017M01

5,10

4,69


2,18

(0,24)

3,06

1,09

1,98

1,08

1,96

2,49

0,44

1,05

2017M03

5,11

4,69

9,68

2,46


3,33

1,00

1,90

1,30

1,90

2,41

1,23

(0,79)

2017M05

5,15

4,70

9,70

2,39

(0,06)

3,75


1,89

1,34

2,20

3,29

0,17

1,23

2017M07

5,17

4,70

9,70

2,54

0,41

3,83

0,84

2,37


2,13

3,29

(0,53)

0,93

2017M09

5,22

4,70

9,69

2,55

0,57

3,71

0,92

2,07

1,26

1,78


(0,29)

0,51

2017M11

5,26

4,72

9,69

2,70

0,51

2,55

0,69

2,00

1,29

1,80

3,80

(0,37)


2018M01

5,29

4,72

9,68

2,48

(0,09)

2,99

0,87

1,98

1,22

2,42

3,21

(0,50)

0,77

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp và tính toán dựa trên số liệu thu thập từ Tổng Cục