Luận văn Phân tích mối quan hệ chính giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại của Việt Nam

a đồng USD còn quá lớn, cho nên ảnh hưởng thật sự của nó trong rổ tiền sẽ lớn hơn nhiều so với tỷ trọng thương mại giữa Việt Nam và Mỹ. Ngoài ra, tỷ giá ngoài việc chịu ảnh hưởng của lạm phát, nó còn phụ thuộc vào nhiều biến số vĩ mô khác của nền kinh tế như lãi suất, thu nhập, kỳ vọng, can thiệp của chính phủ, môi trường kinh tế toàn cầu… Các nhân tố này tác động qua lại lẫn nhau vô cùng phức tạp góp phần tạo ra thêm sự mơ hồ của tỷ giá thựcDo đó, vấn đề tỷ giá cân bằng là không rõ ràng. Vì những lý do trên, tỷ giá được điều chỉnh ở một mức nào đó cũng sẽ có ít có ý nghĩa hơn hay nói cách khác REER là một chỉ số không hoàn hảo của sự cạnh tranh. 2.2.2. Đánh giá kết quả tính REER Bảng 2.2: Số liệu REER và tỷ trọng xuất khẩu trên nhập khẩu Năm 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 REER 100.00 103.69 106.67 112.59 111.39 101.63 104.15 103.10 92.43 102.18 X/M 104.97 118.59 101.09 94.10 83.61 86.02 87.76 83.54 77.67 81.63 Nguồn: lấy từ bảng 1 và bảng 2 của Phụ lục Hình 2.1: Đồ thị biểu diễn REER và tỷ trọng xuất khẩu trên nhập khẩu 23 0.00 20.00 40.00 60.00 80.00 100.00 120.00 140.00 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 REER XK/NK Nhìn từ Bảng 2.2: Ta thấy REER từ năm 2001 đến 2007 REER luôn lớn hơn 100, năm 2008 REER nhỏ hơn 100 và đến năm 2009 quay trở lại lớn hơn 100. Nhìn chung đồng tiền Việt Nam được định giá thấp trong suốt khoảng thời gian nghiên cứu, chỉ riêng năm 2008 là đồng tiền bị định giá cao so với rổ tiền vì lý do lạm phát trong năm 2008 tăng quá cao (lên đến gần 22.97% so với năm 2007) và cao gấp 3 lần so với nước tăng cao thứ hai là Singapore gấp 3,5 lần.(22.97% so với 6.5%). Bắt đầu từ năm 2000 tỷ giá thực bắt đầu tăng lên vào đạt đỉnh cao nhất vào năm 2003, sau đó giảm dần về mốc 100 cho đến năm 2007 (đồng tiền bị định giá thấp suốt 7 năm liên tiếp, tuy nhiên do tác động của lạm phát đến năm 2008 tỷ giá thực dưới mức 100 (đồng tiền bị định giá cao) và đến năm 2009 đã quay lại sát trên mức 100. Có một điều đáng chú ý là giữa tỷ giá thực và tỷ trọng thương mại xuất khẩu/nhập khẩu từ năm 2005 đang có sự đồng biến nhất định trong giai đoạn này, mặc dù tốc độ thay đổi hai nhân tố không đồng đều nhau, khoảng cách ngày càng được duy trì, qua đó ít nhiều ta thấy được nổ lực của Chính phủ trong điều hành chính sách tỷ giá nhằm cải thiện cán cân thương mại trong những năm gần đây. 24 2.3. Mối quan hệ giữa xuất nhập khẩu và tỷ giá 2.3.1. Tác động của tỷ giá danh nghĩa USD/VND đối với hoạt động xuất nhập khẩu Bảng 2.3: Số liệu về tình hình xuất nhập khẩu tỷ giá từ Quý 1-2000 đến Quý 4-2009 Kỳ Xuất khẩu Nhập khẩu tỷ số xuất khẩu/nhập khẩu Tỷ giá VND/USD thâm hụt Q1 2000 2,944 3,104 0.95 14,053 -160 Q2 2000 3,380 3,720 0.91 14,074 -340 Q3 2000 3,960 2,600 1.52 14,118 1,360 Q4 2000 3,900 4,088 0.95 14,421 -188 Q1 2001 3,532 3,582 0.99 14,548 -50 Q2 2001 4,000 4,280 0.93 14,643 -280 Q3 2001 4,460 2,820 1.58 14,964 1,640 Q4 2001 4,041 2,838 1.42 15,047 1,203 Q1 2002 3,680 3,770 0.98 15,130 -90 Q2 2002 4,140 4,490 0.92 15,237 -350 Q3 2002 4,510 3,200 1.41 15,321 1,310 Q4 2002 4,560 5,248 0.87 15,374 -688 Q1 2003 4,465 4,694 0.95 15,429 -229 Q2 2003 4,880 6,050 0.81 15,467 -1,170 Q3 2003 5,300 3,900 1.36 15,520 1,400 Q4 2003 4,989 6,220 0.80 15,617 -1,231 Q1 2004 5,272 5,890 0.90 15,715 -618 Q2 2004 5,900 7,330 0.80 15,733 -1,430 Q3 2004 6,660 7,780 0.86 15,750 -1,120 Q4 2004 6,750 8,400 0.80 15,763 -1,650 Q1 2005 6,814 7,994 0.85 15,797 -1,180 Q2 2005 7,700 9,600 0.80 15,844 -1,900 Q3 2005 8,350 9,350 0.89 15,875 -1,000 Q4 2005 8,570 9,600 0.89 15,905 -1,030 Q1 2006 8,400 9,150 0.92 15,917 -750 Q2 2006 9,800 11,100 0.88 15,961 -1,300 Q3 2006 10,360 11,950 0.87 16,014 -1,590 Q4 2006 10,360 12,150 0.85 16,071 -1,790 25 Q1 2007 10,100 10,900 0.93 16,020 -800 Q2 2007 11,950 14,150 0.84 16,069 -2,200 Q3 2007 12,750 15,350 0.83 16,182 -2,600 Q4 2007 13,400 17,300 0.77 16,062 -3,900 Q1 2008 13,160 21,510 0.61 16,060 -8,350 Q2 2008 17,470 23,330 0.75 16,107 -5,860 Q3 2008 18,070 19,420 0.93 16,504 -1,350 Q4 2008 13,990 16,450 0.85 16,538 -2,460 Q1 2009 14,140 12,630 1.12 16,974 1,510 Q2 2009 13,460 17,100 0.79 16,942 -3,640 Q3 2009 14,000 18,740 0.75 16,971 -4,740 Q4 2009 15,500 21,480 0.72 17,376 -5,980 Cơ sở dữ liệu được lấy từ Quý 1 năm 2000 đến Quý 4 năm 2009, trị giá xuất khẩu, nhập khẩu(đơn vị tính là triệu USD), lấy số liệu ở Bảng 2.3 Mô hình hồi quy tổng quát có dạng: y = b + ax Số quan sát: 40 Phương pháp hồi quy: phương pháp bình phương bé nhất Chạy dữ liệu trên EVIEW 5.1 chạy dữ liệu từ năm Quý 1/2000 – Quý 4/2009 kết quả mô hình như sau: Bảng 2.4: Kết quả hồi quy xuất khẩu theo tỷ giá (USD/VND) Dependent Variable: XK Method: Least Squares Date: 09/14/10 Time: 15:27 Sample: 1 40 Included observations: 40 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -65340.50 7739.438 -8.442538 0.0000 26 TYGIA 4.693392 0.493050 9.519097 0.0000 R-squared 0.704540 Mean dependent var 8241.675 Adjusted R-squared 0.696765 S.D. dependent var 4399.343 S.E. of regression 2422.576 Akaike info criterion 18.47176 Sum squared resid 2.23E+08 Schwarz criterion 18.55620 Log likelihood -367.4351 F-statistic 90.61321 Durbin-Watson stat 0.243904 Prob(F-statistic) 0.000000 Bảng: 2.5 : Kết quả hồi quy nhập khẩu theo tỷ giá(USD/VND) Dependent Variable: NK Method: Least Squares Date: 09/14/10 Time: 15:28 Sample: 1 40 Included observations: 40 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -88266.92 11494.24 -7.679233 0.0000 TYGIA 6.241195 0.732254 8.523265 0.0000 R-squared 0.656563 Mean dependent var 9581.450 Adjusted R-squared 0.647525 S.D. dependent var 6060.155 S.E. of regression 3597.892 Akaike info criterion 19.26279 Sum squared resid 4.92E+08 Schwarz criterion 19.34723 Log likelihood -383.2558 F-statistic 72.64605 Durbin-Watson stat 0.401528 Prob(F-statistic) 0.000000 27 Mô hình hồi quy giữa tỷ giá và xuất khẩu: XK = - 65340.50+ 4.693392* TYGIA R2 = 0.704540 Mô hình hồi quy giữa tỷ giá và nhập khẩu NK = -88266.92+ 6.241195* TYGIA R2 = 0.656563 Đánh giá độ phù hợp của hai mô hình: Cả hai mô hình đều có mức ý nghĩa 0%, tức cả hai mô hình đều có độ tin cậy gần 100%. R2 của mô hình xuất khẩu bằng 0.704540 có nghĩa là 70,4% sự biến thiên của xuất khẩu được giải thích bởi sự phụ thuộc vào biến số tỷ giá. R2 của mô hình nhập khẩu bằng 0.656563 có nghĩa là 65,7% sự biến thiên của nhập khẩu được giải thích bởi sự phụ thuộc vào biến số tỷ giá. Kiềm định giả thuyết về ý nghĩa của các hệ số hồi quy Giả thuyết: H0 : hệ số (a) = 0 (x và y không có quan hệ tuyến tính) H1 : hệ số (a) ≠ 0 (x và y có quan hệ tuyến tính) Giá trị kiểm định: đối với kiểm định cả 2 phía với mức ý nghĩa α, bác bỏ H0 nếu: t-stat tn-2, α/2, tức là │t-stat│> tn-2, α/2 nhìn vào kết quả thống kê trên, ta thấy │t-stat│ của 2 mô hình lần lượt là 9.519097 và 8.523265 lớn hơn tn-2, α/2 = 2.024394 (dùng hàm TINV trong Excel với n = 40 và mức ý nghĩa α = 5%). Như vậy dựa trên mô hình đã xây dựng được, ta bác bỏ giả thuyết H0 (tức là xuất nhập khẩu của Việt Nam có quan hệ tuyến tính với tỷ giá) 2.3.1.1. Đánh giá kết quả của hai mô hình: - Tỷ giá có mối quan hệ tỷ lệ thuận với xuất nhập khẩu - Khi tỷ giá tăng 1 đồng(nội tệ mất giá) thì xuất khẩu sẽ tăng 4.693392(triệu USD) và nhập khẩu tăng 6.241195(triệu USD) 28 Trong nhiều năm qua kim ngạch xuất khẩu liên tục tăng nhưng cán cân thương mại vẫn thâm hụt, nguyên nhân là do khi tỷ giá tăng xuất khẩu và nhập khẩu đều tăng nhưng nhập khẩu lại tăng cao hơn xuất khẩu. Hình 2.2: Đồ thị biểu diễn tác động của tỷ giá đối với xuất khẩu 29 Hình 2.3: Đồ thị biểu diễn tác động của tỷ giá đối với nhập khẩu 2.3.1.2. Mối quan hệ giữa tỷ giá và thặng dư/thâm hụt mậu dịch Bảng 2.6: Kết quả hồi quy thặng dư/thâm hụt mậu dịch theo tỷ giá (USD/VND) Dependent Variable: THAMHUT Method: Least Squares Date: 08/27/10 Time: 15:46 Sample: 1 40 Included observations: 40 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 22926.42 5639.647 4.065222 0.0002 TYGIA -1.547804 0.359280 -4.308065 0.0001 R-squared 0.328140 Mean dependent var -1339.775 30 Adjusted R-squared 0.310460 S.D. dependent var 2125.886 S.E. of regression 1765.306 Akaike info criterion 17.83874 Sum squared resid 1.18E+08 Schwarz criterion 17.92319 Log likelihood -354.7748 F-statistic 18.55942 Durbin-Watson stat 1.225533 Prob(F-statistic) 0.000112 Mô hình hồi quy là: THAMHUT = 22926.42-1.547804*TYGIA R2 = 0.328140 Đánh giá độ phù hợp của mô hình: Căn cứ vào mức ý nghĩa thống kê t, ta thấy (Prob. = 0.0001) là rất nhỏ so với mức ý nghĩa α = 5%, nên ta kết luận mô hình hồi quy tuyến tính được xây dựng phù hợp với tổng thể R2 của mô hình bằng 0.328140 thể hiện rằng có 32,8140% sự biến thiên của thặng dư/thâm hụt của xuất nhập khẩu được giải thích bởi sự phụ thuộc vào biến số tỷ giá Kiểm định giả thuyết về ý nghĩa của các hệ số hồi quy: Giả thuyết: H0 : hệ số (a) = 0 (thặng dư/thâm hụt xuất nhập khẩu không quan hệ tuyến tính với tỷ giá) H1 : hệ số (a) ≠ 0 (thặng dư/thâm hụt xuất nhập khẩu có quan hệ tuyến tính với tỷ giá) Giá trị kiểm định: đối với kiểm định cả 2 phía với mức ý nghĩa α, bác bỏ H0 nếu: t-stat tn-2, α/2, tức là │t-stat│> tn-2, α/2 │t-stat│ của mô hình là 4.308065 lớn hơn tn-2, α/2 = 2.024394 (dùng hàm TINV trong Excel với n = 40 và mức ý nghĩa α = 5%). Dựa trên mô hình đã xây dựng được, ta bác bỏ giả thuyết H0 (thặng dư/thâm hụt xuất nhập khẩu có quan hệ tuyến tính với tỷ giá) Hình 2.4: Đồ thị biểu diễn tác động của tỷ giá đối với thâm hụt mậu dịch 31 2.3.2. Mô hình hồi quy tác động của tỷ giá thực đa phương đối với xuất nhập khẩu: Mô hình hồi quy của Mohsen Bahmani-Oskooee and Tatchawan Kantipong có dạng: Ln(EXM)t = a + b Ln(GDPvn)t + c Ln(GDPw)t + d Ln(REER)t + Ɛ t Trong đó: Ln là Logarit tự nhiên EXM là tỷ trọng xuất nhập khẩu (tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu) GDPw, GDPvn lần lượt là chỉ số GDP trung bình của các quốc gia tham gia rổ tiền và chỉ số GDP của Việt Nam thời điểm từ Quý 1 năm 2000 đến Quý 4 năm 2009. REER: chỉ số tỷ giá thực đa phương a, b, c, d: là các hệ số hồi quy Ɛ: sai số Hồi quy chuỗi dữ liệu từ năm 2000 đến năm 2009 theo Quý(40 quan sát) trên Eview, ta có kết quả như sau: 32 Bảng 2.7: Kết quả hồi quy tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu theo chỉ số GDP và REER Dependent Variable: LNEXM Method: Least Squares Date: 09/13/10 Time: 16:32 Sample: 1 40 Included observations: 40 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 13.75975 11.77639 1.168419 0.2503 LNGDPVN 0.969146 3.699633 0.261957 0.7948 LNGDPW -5.31598 2.223018 -2.39133 0.0221 LNREER 1.376128 0.362916 3.791864 0.0006 R-squared 0.325447 Mean dependent var -0.08482 Adjusted R-squared 0.269235 S.D. dependent var 0.204516 S.E. of regression 0.174831 Akaike info criterion -0.55536 Sum squared resid 1.100366 Schwarz criterion -0.38647 Log likelihood 15.1072 F-statistic 5.789565 Durbin-Watson stat 2.180344 Prob(F-statistic) 0.002452 Mô hình hồi quy có dạng: Ln(EXM)t = 13.75975+ 0.969146Ln(GDPvn)t - 5.31598Ln(GDPw)t + 1.376128Ln(REER)t R2 = 0.325447 33 Căn cứ vào mức ý nghĩa thống kê t, ta loại bỏ biến GDPvn (Prob. = 0.7948) do không có ý nghĩa (lớn hơn mức ý nghĩa 5%) ra khỏi mô hình. Mô hình hồi quy tiếp theo được xem xét sẽ là: Ln(EXM)t = a + c Ln(GDPw)t + d Ln(REER)t + Ɛ t Tiếp tục chạy số liệu hồi quy trên phần mềm eview, kết quả như sau: Bảng 2.8: Kết quả mô hình hồi quy giới hạn Dependent Variable: LNEXM Method: Least Squares Date: 09/13/10 Time: 16:34 Sample: 1 40 Included observations: 40 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 16.31972 6.488096 2.515333 0.0164 LNGDPW -4.89568 1.519198 -3.22254 0.0027 LNREER 1.380992 0.35785 3.859136 0.0004 R-squared 0.324161 Mean dependent var -0.08482 Adjusted R-squared 0.28763 S.D. dependent var 0.204516 S.E. of regression 0.172616 Akaike info criterion -0.60346 Sum squared resid 1.102463 Schwarz criterion -0.47679 Log likelihood 15.06911 F-statistic 8.873401 Durbin-Watson stat 2.173935 Prob(F-statistic) 0.000711 Mô hình hồi quy có dạng: Ln(EXM)t = 16.31972- 4.89568Ln(GDPw)t + 1.380992Ln(REER)t 34 R2 = 0.324161 Sử dụng kiểm định Wald để kiểm tra khả năng giải thích của mô hình: Giả thiết: H0 : c = d = 0 H1: ít nhất c hoặc d ≠ 0 Ta có F = 8.873401> F(0.05, 3, 39) = 2.845068 (dùng hàm FINV trong excel) vì vậy ta bác bỏ giả thiết H0, tức mô hình có biến giải thích hay mô hình được chấp nhận. Giải thích mô hình: Mô hình giải thích được 32,4161% sự phụ thuộc của tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu vào sự biến động của tỷ giá thực đa phương và tỷ lệ tăng trưởng thu nhập quốc dân trung bình của các đối tác tham gia rổ tiền. Tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu nghịch biến với GDP trung bình và đồng biến với tỷ giá thực đa phương Khi REER tăng 1% thì tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu tăng 1.380992% Khi chỉ số GDP trung bình tăng 1% thì tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu giảm 4.89568% (chỉ số GDP trung bình của các đối tác tăng lên đã làm nhập khẩu của Việt Nam tăng lên). Theo nhận định chủ quan của bản thân, GDP trung bình của các đối tác thương mại tham gia rổ tiền với Việt Nam tăng, có thể đã làm tăng đầu tư nói chung vào Việt Nam. Đây cũng là những đối tác thương mại lớn có mức đầu tư và Việt Nam rất mạnh, cho nên việc tăng GDP của các đối tác có thể đã làm tăng nguồn vốn đầu tư vào Việt Nam, kéo theo nhu cầu nhập khẩu máy móc, trang thiết bị tăng lên và làm thâm hụt cán cân thương mại của Việt Nam. Kết luận chương 2: Kết quả phân tích cho thấy hoàn toàn có sự tác động của tỷ giá lên xuất nhập khẩu ở Việt Nam bao gồm cả tỷ giá danh nghĩa và tỷ giá thực đa phương. 35 Kết quả trên đã tuy đã chứng minh được vai trò của tỷ giá trong hoạt động xuất nhập khẩu hàng hóa trong nước cũng như cán cân thương mại. Tuy nhiên, không vì thế mà chúng ta vội vàng ra quyết định phá giá ngay tiền đồng để gia tăng lợi thế hàng hóa xuất khẩu trong nước. Nhất thiết phải cân nhắc đến điều kiện cho phép hiện tại của nền kinh tế trong nước, những mục tiêu vĩ mô khác chứ không đơn thuần xây dựng chính sách tỷ giá chỉ phục vụ duy nhất cho mục tiêu gia tăng xuất khẩu nhằm cải thiện cán cân thương mại. Chương tiếp theo sẽ phân tích kỹ hơn tình hình thực tế của quốc gia và đề xuất có nên sử dụng tỷ giá để tạo lợi thế cạnh tranh của hàng hóa xuất khẩu hay không? 36 CHƯƠNG 3: KHẢ NĂNG ỨNG DỤNG CÁC CHÍNH SÁCH TỶ GIÁ NHẰM CẢI THIỆN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM: 3.1. Các điều kiện cụ thể của Việt Nam trong giai đoạn hiện nay: 3.1.1. Tình hình về xuất nhập khẩu: Hình 3.1: Biểu đồ biểu diễn cán cân thương mại từ Quý 1/2000 đến Quý 2/2010 -15,000 -10,000 -5,000 0 5,000 10,000 15,000 20,000 25,000 30,000 Q1 20 00 Q3 20 00 Q1 20 01 Q3 20 01 Q1 20 02 Q3 20 02 Q1 20 03 Q3 20 03 Q1 20 04 Q3 20 04 Q1 20 05 Q3 20 05 Q1 20 06 Q3 20 06 Q1 20 07 Q3 20 07 Q1 20 08 Q3 20 08 Q1 20 09 Q3 20 09 Q1 20 10 Q3 20 10 (tri ệ u U SD ) Xuất khẩu Nhập khẩu Thâm hụt 37 Nguồn số liệu: trích từ bảng 2 của phụ lục 3.1.2. Tình hình xuất nhập khẩu của một số mặt hàng chủ yếu trong thời gian qua: Bảng 3.1: Số liệu hàng xuất khẩu năm 2009: Xuất khẩu năm 2009 Trị giá (triệu USD) Tỷ trọng Hạt điều 847.00 1.48% Cao su 1,230.00 2.15% Than đá 1,320.00 2.31% Cà phê 1,730.00 3.03% Máy móc thiết bị & dụng cụ & phụ tùng 2,060.00 3.61% Gạo 2,660.00 4.66% Máy vi tính & linh kiện điện tử 2,760.00 4.83% Giầy dép 4,070.00 7.13% Hàng thủy sản 4,251.00 7.44% Dầu thô 6,190.00 10.84% Hàng dệt may 9,060.00 15.87% Khác 20,922.00 36.64% Tổng 57,100.00 100.00% Nguồn: Tổng cục Hải Quan Việt Nam 38 Hình 3.2: Biểu đồ biểu diễn hàng xuất khẩu năm 2009 Hạt điều Cao su Than đá Cà phê Máy móc thiết bị & dụng cụ & phụ tùng Gạo Máy vi tính & linh kiện điện tử Giầy dép Hàng thủy sản Dầu thô Hàng dệt may Khác Bảng 3.2: số liệu hàng nhập khẩu chính năm 2009 Nhập khẩu năm 2009 Trị giá (triệu USD) Tỷ trọng Phân bón 417.00 0.60% Sắt thép các loại 1,000.00 1.43% Thức ăn gia súc và nguyên liệu 1,030.00 1.47% Dược phẩm 1,100.00 1.57% Kim loại thường 1,620.00 2.32% Ô tô và linh kiện, phụ tùng ô tô 1,800.00 2.57% Chất dẻo nguyên liệu 2,800.00 4.00% Máy vi tính & linh kiện điện tử 3,950.00 5.65% Xăng dầu 6,300.00 9.01% Nguyên liệu dệt may, da giày 7,360.00 10.52% Máy móc thiết bị & dụng cụ & phụ tùng 12,670.00 18.11% Khác 29,903.00 42.75% Tổng 69,950.00 100.00% Nguồn: Tổng cục Hải Quan Việt Nam 39 Hình 3.3: Biểu đồ biểu diễn hàng nhập khẩu năm 2009 Phân bón Sắt thép các loại Thức ăn gia súc và nguyên liệu Dược phẩm Kim loại thường Ô tô và linh kiện, phụ tùng ô tô Chất dẻo nguyên liệu Máy vi tính & linh kiện điện tử Xăng dầu Nguyên liệu dệt may, da giày Máy móc thiết bị & dụng cụ & phụ tùng Khác Hình 3.4 : Lượng cao su xuất khẩu theo tháng các năm 2006- 2009 Hình 3.5: Lượng gạo xuất khẩu theo tháng các năm 2006- 2009 Nguồn: Tổng cục Hải Quan Việt Nam 40 Hình 3.6: Lượng và đơn giá dầu thô xuất khẩu từ năm 1999- 2009 Nguồn: Tổng Cục Hải Quan Việt Nam Hình 3.7: Kim ngạch xuất khẩu hàng đệt may theo tháng từ năm 2005 đến tháng 5/2010 41 Hình 3.8: Thống kê kim ngạch xuất khẩu thủy sản của Việt Nam giai đoạn 2005-6 tháng/2010 Hình 3.9: Các mặt hàng xuất khẩu chính của Việt Nam kể từ năm 2005 (triệu USD) Nguồn: GSO 42 Hình 3.10: Các mặt hàng nhập khẩu chính của Việt Nam (triệu USD, Số liệu hàng tháng) Nguồn: GSO Hình 3.11: Lượng nhập khẩu ô tô từ tháng 1 đến tháng 12 năm 2009 Chúng ta thấy rằng sự phụ thuộc vào các hàng hóa nhập khẩu vẫn tăng đều theo thời gian cho dù tỷ giá có thay đổi theo chiều hướng có lợi cho xuất khẩu. Sự phụ thuộc này chủ yếu vào các mặt hàng mà trong nước không thể đáp ứng nổi nên bắt buột 43 phải nhập từ bên ngoài như máy móc thiết bị, dụng cụ chế tạo, phụ tùng, xăng dầu, phân bón, vải nguyên liệu, sắt thép, kim loại, ô tô,… 3.2. Tình hình nợ quốc gia: Hình 3.12: Tỷ lệ dư nợ của Chính phủ qua các năm: Nguồn số liệu:Ủy ban Tài chính và Ngân sách Quốc hội Tỷ lệ dư nợ của Chính phủ đang tăng ngày càng nhanh: 33,8% GDP năm 2007, năm 2008 tăng lên 36,2% và 2009 là 41,9%. Như cảnh báo của Ủy ban Tài chính - Ngân sách, dự kiến dư nợ Chính phủ năm nay có thể lên tới 44,6%. Có hai nguyên nhân dẫn đến nguy cơ này, đó là việc tăng phát hành trái phiếu Chính phủ và điều chỉnh mức tăng bội chi ngân sách đột biến lên trên 5% GDP. Theo thông tin của Bộ tài chính công bố, tính đến ngày 31/12/2009, tổng dư nợ nước ngoài quốc gia (bao gồm nợ nước ngoài Chính phủ và nợ nước ngoài được Chính phủ bảo lãnh) là 27,929 tỷ USD, áp dụng tỷ giá quy đổi tại thời điểm cuối kỳ. 44 Hình 3.13: Cơ cấu dư nợ nước ngoài của Chính phủ Nguồn số liệu:Ủy ban Tài chính và Ngân sách Quốc hội Các khoản vay nước ngoài của Việt Nam đa số đều có lãi suất thấp, trong đó vay ODA chiếm tỷ trọng 74,67%; vay ưu đãi chiếm 5,41%; vay thương mại 19,92%. Không kể nợ được Chính phủ bảo lãnh, trong tổng số dư nợ nước ngoài Chính phủ gần 23,943 tỷ USD, có đến 19,325 tỷ USD lãi suất từ 1-2,99%; trên 1,5 tỷ USD lãi suất từ 3-5,99%; 281,7 triệu USD lãi suất 0-99% và 919 triệu USD ở mức lãi suất 6-10%. Ngoài ra, hơn 1,9 tỷ USD dư nợ còn lại được áp lãi suất thả nổi theo LIBOR 6 tháng và LIBOR Euro 6 tháng. Cơ cấu đồng tiền vay trong tổng dư nợ nước ngoài Chính phủ cũng khá đa dạng, được cho là có thể hạn chế rủi ro về tỷ giá, giảm áp lực lên nghĩa vụ trả nợ nước ngoài của Chính phủ. Cụ thể, lớn nhất là các khoản vay bằng đồng Yên, chiếm 41,96%; quyền vay đặc biệt SDR chiếm 27,39%; vay theo đồng USD chiếm 16,61%; vay bằng đồng Euro chiếm 10,68%; còn lại là các đồng tiền khác chiếm 3,37% tổng dư nợ nước ngoài Chính phủ. 45 Hình 3.14: Cơ cấu dư nợ nước ngoài của Chính phủ phân theo loại tiền: Nguồn số liệu:Ủy ban Tài chính và Ngân sách Quốc hội Hình 3.15: Cơ cấu dư nợ Chính phủ và được Chính phủ bảo lãnh phân theo điều kiện tín dụng: Nguồn số liệu:Ủy ban Tài chính và Ngân sách Quốc hội Theo Cục Quản lý nợ và Tài chính đối ngoại (Bộ Tài chính): giới hạn an toàn nợ quốc gia ở mỗi nước khác nhau, chẳng hạn với Nhật Bản trên 100% GDP vẫn có thể ở mức an toàn, các nước khác có thể 60% là rơi vào tình trạng khủng hoảng nợ công. Tại Việt Nam, theo quy định hiện hành, nợ công phải dưới 50 % GDP. Như vậy, mức dư nợ Chính phủ và nợ quốc gia tăng sát mức an toàn cho phép. Vay nợ trong nước và nước ngoài gặp khó khăn, phải vay với lãi suất cao, dẫn đến việc đảm bảo an 46 ninh tài chính quốc gia đứng trước những khó khăn cho nhiều năm sau, Ủy ban Tài chính - Ngân sách nhận định. Theo đó, việc điều hành ngân sách và đảm bảo an ninh tài chính trong năm nay sẽ khó khăn. Đây chính là một thách thức cho việc thực hiện nhiệm vụ thu, chi và giữ vững an ninh tài chính 3.3. Tình hình bội chi ngân sách và dự trữ quốc gia 3.3.1. Tình hình bội chi ngân sách: Hình 3.16: Bội chi ngân sách 2005-2009 3.3.2. Dự trữ quốc gia: Hình 3.17: Tình hình dự trữ Quốc gia: Nguồn số liệu:IMF 47 Hãng thông tấn Reuters dẫn nguồn Thời báo Kinh tế Việt Nam đưa ra con số này Thực ra, ngay tại Đại hội Đảng XI họp hồi tháng 1/2011, Bộ trưởng Phúc đã đưa ra cảnh báo về mức dự trữ ngoại hối. Lúc đó, ông Võ Hồng Phúc, Ủy viên Trung ương Đảng, nói: “Năm 2010, tăng tưởng của nước ta đạt 6,8%, nhưng lạm phát cao, dự trữ ngoại hối chỉ khoảng 10 tỷ đôla”. “Chất lượng tăng trưởng, năng suất, hiệu quả và sức cạnh tranh của nền kinh tế còn thấp, chậm được cải thiện; cân đối vĩ mô chưa thực sự vững chắc.” Như vậy, dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã sụt dần trong mấy năm trở lại đây, gây quan ngại lớn. Kinh tế gia kỳ cựu Lê Đăng Doanh nhận xét: “Dự trữ ngoại tệ thấp như vậy sẽ vô cùng nguy hiểm vì chỉ còn tương đương khoảng 5-6 tuần nhập khẩu, trong khi mức tối thiểu phải có là 12 tuần theo Quỹ Tiền tệ Quốc tế IMF”. Dự dữ ngoại tệ của Việt Nam tính đến cuối năm 2009 đạt 15,2 tỷ đôla tương đương với 9 tuần nhập khẩu. Theo đánh giá của IMF thì mức dự dữ của Việt Nam hiện tại chỉ vừa đủ chứ không cao. 3.4. Cơ chế điều hành tỷ giá: 3.4.1. Diễn biến tỷ giá: Vai trò của đồng USD trên thị trường ngoại hối của Việt Nam là rất lớn, hầu hết các giao dịch liên quan đến ngoại tệ tại Việt Nam đều sử dụng đồng USD và được xem là một loại ngoại tệ có thể đại diện nhằm để theo dõi sự biến động của các ngoại tệ khác. Bảng theo dõi diễn biến tỷ giá trong giai đoạn 2000 – 2009: Bảng 3.3: Bảng số liệu tỷ giá bình quân liên Ngân hàng và Tỷ giá Ngân hàng Thương mại: TỶ GIÁ BÌNH QUÂN LIÊN NGÂN HÀNG VÀ TỶ GIÁ BÁN CỦA NHTM Thời kỳ Tỷ giá bình quân LNH Tỷ giá NHTM Chênh lệch Q1 2000 14,049 14,062 13 Q2 2000 14,071 14,085 14 Q3 2000 14,202 14,215 13 48 Q4 2000 14,501 14,514 13 Q1 2001 14,531 14,545 14 Q2 2001 14,831 14,845 14 Q3 2001 14,990 15,003 13 Q4 2001 15,070 15,084 14 Q1 2002 15,176 15,250 74 Q2 2002 15,260 15,321 61 Q3 2002 15,310 15,347 37 Q4 2002 15,368 15,403 35 Q1 2003 15,418 15,443 25 Q2 2003 15,463 15,499 36 Q3 2003 15,520 15,557 37 Q4 2003 15,608 15,646 38 Q1 2004 15,686 15,724 38 Q2 2004 15,685 15,723 38 Q3 2004 15,717 15,755 38 Q4 2004 15,736 15,777 41 Q1 2005 15,785 15,823 38 Q2 2005 15,816 15,857 41 Q3 2005 15,854 15,895 41 Q4 2005 15,875 15,910 35 Q1 2006 15,910 15,932 22 Q2 2006 15,957 15,997 40 Q3 2006 16,016 16,009 -7 Q4 2006 16,101 16,051 -50 Q1 2007 16,100 16,025 -75 Q2 2007 16,132 16,136 4 Q3 2007 16,163 16,100 -63 Q4 2007 16,114 16,030 -84 Q1 2008 15,960 16,120 160 Q2 2008 16,514 16,844 330 Q3 2008 16,517 16,610 93 Q4 2008 16,977 17,486 509 Q1 2009 16,954 17,802 848 Q2 2009 16,953 17,801 848 Q3 2009 16,991 17,841 850 Q4 2009 17,941 18,479 538 Q1 2010 18,544 19,100 556 Q2 2010 18,544 19,095 551 Q3 2010 18,932 19,500 568 Q4 2010 18,932 19,500 568 Nguồn: NHNN Việt Nam, Ngân hàng VietcomBank 49 Hình 3.18: Đồ thị biểu diễn biến động tỷ giá Diễn biến tỷ giá giai đoạn 2000 - 2010 -5,000 0 5,000 10,000 15,000 20,000 25,000 Q1 20 00 Q4 20 00 Q3 20 01 Q2 20 02 Q1 20 03 Q4 20 03 Q3 20 04 Q2 20 05 Q1 20 06 Q4 20 06 Q3 20 07 Q2 20 08 Q1 20 09 Q4 20 09 Q3 20 10 Tỷ giá bình quân LNH Tỷ giá NHTM Chênh lệch Nguồn: lấy từ bảng 3.3 Từ số liệu trên ta có thể thấy được rằng: Thứ nhất, giai đoạn từ năm 2000 đến năm 2007 tỷ giá liên ngân hàng và tỷ giá do NHTM niêm yết luôn gần sát nhau và chênh lệch rất ít (chênh lệch lớn nhất là 84đ) thể hiện dãi băng tỷ giá là quá hẹp, điều này được lý giải là do biên độ tỷ giá trong