Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại Việt Nam thời kỳ 1995 - 2004

61 MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM THỜI KỲ 1995 - 2004 Phan Thanh Hoàn, Nguyễn Đăng Hào Trường Đại học Kinh tế,Đại học Huế Thực tiễn cho thấy, sự biến động của tỷ giá hối đoái có quan hệ mật thiết với kết quả của nền kinh tế vĩ mô. Đây là một biến số quan trọng ảnh hưởng đến sự cạnh tranh của hàng hoá ngoại thương và những biến số khác trong nền kinh tế. Sự thay đổi trong cán cân thương mại do biến động của tỷ giá là một vấn đề quan trọng và cơ bản trong chính sách kinh tế vĩ mô. Có hai lý do cho vấn đề này đó là: (i) những nhà hoạch định chính sách thường quan tâm đến việc ở mức độ nào thì cán cân thương mại là tối ưu cho một nước; (ii) sự biến động của cán cân thương mại ảnh hưởng trực tiếp đến thu nhập quốc dân trong ngắn hạn, vì vậy, nghiên cứu tác động của tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại giúp cho việc hoạch định mục tiêu của thu nhập quốc dân. Đối với Việt Nam, việc nghiên cứu và thảo luận về chính sách tỷ giá hối đoái trong thời gian qua là một vấn đề nhạy cảm, không những vì chính bản thân tầm quan trọng của nó mà còn vì ảnh hưởng lớn lao của nó đến nền kinh tế. Trong những năm qua, xuất khẩu của Việt Nam tăng trưởng khá ấn tượng, tuy vậy cán cân thương mại của Việt Nam luôn thâm hụt. Do vậy, vấn đề đặt ra ở đây là quan hệ giữa chính sách tỷ giá với ngoại thương là như thế nào? Liệu chính sách tỷ giá trong thời gian qua đã hỗ trợ cho hoạt động xuất khẩu? Kết quả trả lời những câu hỏi trên sẽ là căn cứ cho việc hoạch định chính sách tỷ giá nhằm đạt được một chính sách ngoại thương hợp lý, 62 phục vụ tăng trưởng kinh tế trong bối cảnh toàn cầu hoá và hội nhập kinh tế quốc tế ngày càng sâu sắc của Việt Nam trong thời gian tới. Trong bài viết này, chúng tôi sử dụng lý thuyết Đồng liên kết (Cointegration theory) và Cơ chế hiệu chỉnh sai số (ECM – Error Correction Model) nhằm kiểm định các hiệu ứng ngắn hạn và dài hạn của tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại nhằm xác định mô hình của mối quan hệ giữa hai nhân tố này. Lý thuyết Đồng liên kết được phát triển bởi Granger (1981) và hoàn thiện bởi Engle và Granger (1987). Lý thuyết này, từ đó, được áp dụng phổ biến trong phân tích quan hệ giữa các biến số kinh tế là dãy số thời gian. I. Cơ sở lý thuyết 1.1. Phương trình quan hệ giữa 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, 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 63 dài hạn), cán cân thương mại sẽ chuyển biến theo chiều hướng tích cực (thặng dư)1. Để kiểm định mối quan hệ giữa hai biến số này, cán cân thương mại được biểu thị là một hàm số của tỷ giá hối đoái thực đa phương. Cụ thể, ta có phương trình sau: ttt uqB  )ln()ln( 10  Trong đó: Bt là tỷ số thương mại; ln biểu thị logarit tự nhiên và u là độ nhiễu. Ở đây, cán cân thương mại được biểu thị bằng tỷ số thương mại giữa kim ngạch xuất khấu và kim ngạch nhập khẩu. Lý do chính của việc sử dụng này là có thể dùng logarit của biến tỷ số thương mại này trong các mô hình kiểm định. Đây là phương trình quan hệ được sử dụng trong nghiên cứu này nhằm xác định mối quan hệ giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái. 1.2. Mô hình định lượng Với mô hình biểu thị mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại đã xác định ở trên (biểu thức 3), chúng tôi áp dụng phương pháp phân tích mối quan hệ này bằng lý thuyết Đồng liên kết (Cointegration theory) và mô hình cơ chế hiệu chỉnh sai số (ECM – Error Correction Model). Phân tích biến động dài hạn – Mô hình Đồng liên kết Trong nghiên cứu kinh tế, chúng ta thường giả lập mô hình mà ở đó các biến số kinh tế có quan hệ với nhau và thường được mô tả dưới dạng các cân bằng, chẳng hạn như: 1 Paul R. Krugman, Maurice Obstfeld, International Economics: Theory and Policy, 5th Edition, Addison- Wesley Publishing Company, p. 466-468. 64 ttt uxy  10  Trong đó: yt và xt là các biến chuỗi,  là tham số ước lượng,và ut 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 ut sẽ là như thế nào. Một đặc trưng quan trọng của ut 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 của các mô hình, nếu không kiểm định thuộc tính này của biến chuỗi thì các kỹ thuật phân tích thông thường (chẳng hạn như kỹ thuật OLS) sẽ không còn chính xác và hợp lý. Do đó, nếu sử dụng phương pháp phân tích hồi quy tương quan như trên sẽ dẫn đến “tương quan giả“ (Granger và Newbold, 1974)2. Kết quả của loại hồi quy này sẽ dẫn đến các kiểm định thống kê như t, F, R2 sẽ bị lệch. Nói một cách khác, hồi quy lệch sẽ cho kết quả các kiểm định thống kê t và R2 rất tốt nhưng mô hình có thể hoàn toàn không có ý nghĩa. Vì vậy, trước khi xây dựng và phân tích mô hình, cần phải có kiểm định thuộc tính tĩnh của các biến chuỗi trước khi đưa vào sử dụng. Hai biến chuỗi yt và xt được coi là đồng liên kết (cointegrated) nếu tồn tại một tham số để: ttt xyu  cũng là một biến chuỗi tĩnh (stationary variable). 2 Jack Johnston, John Dinardo (2003), Econometric Methods, Fourth Editions, McGRAW - HILL International Editions 65 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  (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 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 l- ượng 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: 66 tttt uqB  110 )ln()ln(  Trong đó 1 là hệ số co giãn xuất khẩu ngắn hạn của tỷ giá thực đa phương,  là hệ số của biến điều chỉnh sai số chỉ tốc độ mà hệ thống tiếp cận đến trạng thái cân bằng dài hạn. Cụ thể, mức độ trễ trung bình của quá trình điều chỉnh đến trạng thái cân bằng dài hạn là -1/. Điều này có nghĩa là giá trị tuyệt đối của  càng lớn thì quá trình điều chỉnh diễn ra càng nhanh. Nghiên cứu về tác động của tỷ giá thực lên xuất khẩu của Việt Nam, Lord (2002) đã sử dụng mô hình ECM để tính hệ số co giãn xuất khẩu mặt hàng giày dép của tỷ giá thực trong ngắn hạn và dài hạn. Kết quả hồi quy của nghiên cứu này cho thấy tác động của tỷ giá thực lên xuất khẩu giày dép có ý nghĩa về mặt thống kê trên thị trường toàn cầu và trên một số thị trường khu vực. Hệ số co giãn xuất khẩu giày dép của tỷ giá thực trên thị trường toàn cầu là 1,8 trong ngắn hạn và 2,0 trong dài hạn. Trong ngắn hạn hệ số này là 0,1 đối với thị trường ASEAN-5 và 0,3 đối với thị trường Mỹ. Trong dài hạn hệ số này là 0,4 đối với thị trường Mỹ và 1,9 đối với thị trường EU3. Lord còn cho rằng chỉ số đo lường mức cạnh tranh thích hợp hơn cho từng thị trường là tỷ giá thực so sánh (cross-rates) giữa Việt Nam và các đối tác thương mại quan trọng. Sử dụng chỉ số tỷ giá thực so sánh tác giả chỉ ra rằng tính cạnh tranh của Việt Nam trong những năm gần đây tăng lên trên thị trường Trung Quốc, Mỹ, trong khi lại giảm xuống trên những thị trường khác như ASEAN, Nhật Bản và EU. Việc giảm tính cạnh tranh trên thị trường EU được giải thích là do đồng đô la lên giá so với đồng euro và mối liên quan chặt chẽ giữa đồng Việt Nam và đô la. 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 67 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) DU99 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 68 khu vực đã điều chỉnh lại tỷ giá hối đoái của nước mình cho phù hợp với điều kiện mới. Các bước phân tích mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại được thực hiện như sau: quan sát biểu đồ, chạy mô hình hồi quy đồng liên kết, hồi quy hiệu chỉnh sai số và kết luận. Bảng 1: Tỷ giá danh nghĩa, thực tế song phương và đa phương của Việt Nam thời kỳ 1995 - 2004 Năm Tỷ giá danh nghĩa1 Tỷ giá thực tế2 NEER3 REER4 Tỷ số thương mại5 1990 8.125 13.898 100,00 100,00 87,35 1991 11.500 18.187 143,44 140,69 89,26 1992 10.565 15.505 129,28 122,20 101,53 1993 10.842 14.894 131,45 120,27 76,07 1994 11.051 14.069 139,13 123,33 69,58 1995 11.015 12.435 141,75 114,40 66,82 69 1996 11.149 12.198 143,97 112,88 65,11 1997 12.292 13.024 143,84 111,22 78,68 1998 13.890 13.326 161,64 118,24 81,21 1999 14.028 13.037 161,52 114,48 99,28 2000 14.514 14.514 161,15 116,49 92,42 2001 15.084 14.806 160,16 114,40 94,38 2002 15.403 14.718 171,94 122,79 86,35 2003 15.646 15.276 183,62 129,38 79,98 2004 15.777 15.172 191,48 129,48 82,42 Ghi chú: 1: Tỷ giá danh nghĩa USD/VND (Số VND=1USD) 2: Tỷ giá thực tế USD/VND (Số VND=1 USD) 3: Chỉ số tỷ giá hiệu lực danh nghĩa đa phương (%, năm 1990=100) 70 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%. 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 71 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 1.6 Q1 19 95 Q3 19 95 Q1 19 96 Q3 19 96 Q1 19 97 Q3 19 97 Q1 19 98 Q3 19 98 Q1 19 99 Q3 19 99 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 Tỷ số thương mại REER Biểu đồ trên đây cho thấy biến động của tỷ giá hiệu lực đa phương và tỷ số thương mại của Việt Nam với các bạn hàng chủ yếu thời kỳ 1995-2005. Nhìn chung, xu hướng biến động của hai biến số này là tăng lên theo thời gian. Ở một vài thời kỳ như 1995-1996, 1997-1999, 1999-2001, khi tỷ giá hiệu lực tăng hay giảm thì tỷ số thương mại cũng biến động theo chiều hướng tương tự. Điều này chứng tỏ đã có mối liên hệ nhất định giữa tỷ giá thực với cán cân thương mại của Việt Nam trong thời gian qua, có nghĩa là sự xuống giá thực của đồng Việt Nam so với đồng tiền của các đối tác thương mại chủ yếu đã làm tăng sức cạnh tranh của hàng hoá xuất khẩu của Việt Nam trên các thị trường đó, từ đó xuất khẩu gia tăng, làm tăng tỷ số thương mại; hay nói cách khác là cải thiện cán cân thương mại. Kết quả mô hình hồi quy đồng liên kết và cơ chế hiệu chỉnh sai số của các biến tỷ giá hiệu lực đa phương và cán cân thương mại như sau: Bảng 2: Kiểm định nghiệm đơn vị các biến trong mô hình đồng liên kết 72 Biến số Kiểm định ADF (t statistics) Ln(Tỷ số TM) -1.551 Ln(Chỉ số RER) 1.278 ∆(Ln(Tỷ số TM)) -2.264* ∆(Ln(Chỉ số RER)) -2.611* Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê ở mức 5% Bảng 3: Kết quả mô hình hồi quy đồng liên kết Biến số Hệ số ước lượng Giá trị kiểm định Hằng số -0,370* -16,397 Ln(REER) 0,704* 6,592 DU99 0,0711 1,411 R-square: 0,525. F test: F(2,41) = 22,72 (0,000). Durbin-Watson test = 73 2,063 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF đối với phần dư từ hồi quy trên: t = - 2.970* Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê ở mức 5% Như vậy, hàm hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa Tỷ giá hiệu lực đa phương và Tỷ số thương mại sẽ là: Ln(Tỷ số TM) = -0,3706 + 0,7042 x Ln(REER) Kết quả kiểm định phần dư (Residual) cho thấy hai biến số này là đồng liên kết bậc I. Các tham số kiểm định sự phù hợp của mô hình khẳng định mô hình là có ý nghĩa. Bảng 4: Kết quả mô hình hiệu chỉnh sai số Biến số Hệ số ước lượng Giá trị kiểm định Mức ý nghĩa Hằng số 0,010 0,536 0,592 Ln(REER) -0,157 -0,234 0,815 Ln(REER)-1 0,559 0,801 0,423 74 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 hạn, một sự tăng lên của tỷ giá hiệu lực đa phương có tác động tích cực đến cán cân thương mại mà ở đây chính là tỷ số thương mại. Điều này hoàn toàn phù hợp với giả thiết nghiên cứu ban đầu. Biến số DU99 không có ý nghĩa thống kê, điều đó có nghĩa là sự biến động mạnh của các đồng tiền liên quan trong cuộc khủng hoảng tài chính-tiền tệ khu vực năm 1997 không có tác động đến hoạt động ngoại thương của Việt Nam. Mối quan hệ giữa hai nhân tố này trong dài hạn còn được khẳng định qua kết quả của mô hình 75 cơ chế hiệu chỉnh sai số, cụ thể là biến số (Sai số trễ)-1 có ý nghĩa thống kê và mang dấu thích hợp. Tuy nhiên, mức độ giải thích của mô hình không cao, thể hiện ở hệ số kiểm định độ phù hợp của mô hình là 0,525. Điều này cũng hoàn toàn phù hợp bởi trên thực tế, hoạt động ngoại thương của Việt Nam trong thời kỳ này còn chịu tác động bởi nhiều nhân tố khác. Về mối quan hệ giữa hai biến số trong ngắn hạn, kết quả mô hình cơ chế hiệu chỉnh sai số cho thấy có mối quan hệ giữa chúng. Mức độ trễ trong tác động của tỷ giá hiệu lực đa phương đến cán cân thương mại là khá lớn, thể hiện ở biến số Ln(REER)-3. Có nghĩa là, biến động của tỷ giá ở quý thứ 3 về trước sẽ có tác động đến hoạt động xuất, nhập khẩu ở thời điểm hiện tại. Điều này phù hợp với lý thuyết thương mại cũng như thực tế ngoại thương Việt Nam, cụ thể là những mặt hàng xuất khẩu chủ lực của Việt Nam phần lớn là nông sản. Vì thế, đây là phản ứng trễ trong sản xuất đối với thay đổi của tỷ giá hối đoái. Mặt khác nhập khẩu của Việt Nam chịu nhiều tác động của các chính sách khác hơn là tỷ giá. Kết quả nghiên cứu trên cũng với những nghiên cứu trước đây về vấn đề này một lần nữa khẳng định tác động tích cực của việc tăng tỷ giá thực (đồng Việt Nam xuống giá) đối với hoạt động xuất khẩu của Việt Nam. Điều này cho thấy việc chủ động phá giá nội tệ trong những năm qua đã có hiệu quả nhất định trong việc tăng cường xuất khẩu. Vấn đề đặt ra ở đây là liệu Việt Nam có nên phá giá đồng tiền trong thời gian tới để thúc đẩy xuất khẩu, từ đó cải thiện cán cân thương mại hay không? Đây là một vấn đề phức tạp bởi để thúc đẩy xuất khẩu đòi hỏi một hệ thống biện pháp khác nhau, không đơn thuần là chính sách tỷ giá. Mặt khác, tỷ giá là một biến số vĩ mô rất nhạy cảm tác động đến nhiều biến số vĩ mô khác như thương mại, cán cân thanh toán, ngân sách ch