ẢNH HƯỞNG CỦA TỶ GIÁ TỚI XUẤT KHẨU MỘT SỐ MẶT HÀNG NÔNG NGHIỆP VIỆT NAM (phần 2)

Bài viết cũ của tôi:

ẢNH HƯỞNG CỦA TỶ GIÁ TỚI XUẤT KHẨU

MỘT SỐ MẶT HÀNG NÔNG NGHIỆP VIỆT NAM 

III) BƯỚC ĐẦU THỬ PHÂN TÍCH ẢNH HƯỞNG CỦA TỶ GIÁ TỚI SẢN XUẤT VÀ XUẤT KHẨU MỘT SỐ MẶT HÀNG NÔNG SẢN VIỆT NAM

          1) Một số kết quả từ ước lượng mô hình cân bằng

          Trong mục này, trước tiên chúng tôi sẽ thử áp dụng mô hình trên để phân tích ảnh hưởng của tỷ giá đối với xuất khẩu của Việt Nam, cụ thể là đối với 8 mặt hàng nông sản có kim ngạch xuất khẩu lớn nhất Việt Nam; sau đó chúng tôi phân tích ảnh hưởng của tỷ giá đối với tổng khối lượng xuất khẩu của khu vực nông nghiệp và tổng kim ngạch xuất khẩu của toàn nền kinh tế Việt Nam. Số liệu dùng để tính toán được lấy từ nhiều nguồn, nhưng chủ yếu từ Tổng cục Thống kê. Một số số liệu giá cả xuất khẩu của Việt Nam và giá nội địa được lấy từ Ban Vật giá Chính phủ, Tổng cục Hải quan, Bộ Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn và Bộ Kế hoạch và Đầu tư. Giá quốc tế được lấy từ sách "Thống kê tài chính quốc tế" của Quỹ Tiền tệ quốc tế và một số báo cáo gần đây nhất của các tổ chức kinh tế, tài chính quốc tế.

          Trong mô hình thực nghiệm, thu nhập thế giới Y_w được xác định là chỉ số phát triển của GDP của 18 nước nhập khẩu lớn nhất hàng Việt Nam, với trọng số là tỷ trọng nhập khẩu của từng nước trong tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam. Do việc xác định chỉ số giá xuất khẩu của các nước xuất khẩu cạnh tranh lớn nhất với Việt Nam khó khăn nên ở đây chúng tôi dùng giá quốc tế theo tính toán của Quỹ Tiền tệ quốc tế để xác định giá P_xw.

          Phương pháp ước lượng được sử dụng là phương pháp bình phương cực tiểu hai bước. Do khuôn khổ bài viết, chúng tôi chỉ trình bày các ước lượng cho mô hình cân bằng. Các kết quả ước lượng cho mô hình cân bằng được trình bày trong bảng phụ lục 1 cuối bài. Trong bảng kết quả, P_dt được quy ra ngoại tệ để đảm bảo tính đồng nhất, tức là giá nội địa đã được chia cho tỷ giá. Các số trong ngoặc dưới mỗi hệ số ước lượng là thống kê t phản ánh khả năng giải thích của các biến độc lập.

          Đối với phương trình cung (hệ số c₁ trong phương trình (1)), kết quả ước lượng cho thấy trong hầu hết các trường hợp, hệ số ước lượng quan hệ giữa P_x và X dương và rất có ý nghĩa; đặc biệt ảnh hưởng của giá xuất tới cung xuất khẩu của các mặt hàng gạo, lạc, cà phê, cao su, chè đều rất mạnh và rất có ý nghĩa giải thích. Như vậy, phân tích qua mô hình kinh tế lượng cho thấy khi giá xuất khẩu tăng lên thì khối lượng cung xuất khẩu cũng tăng lên. Chỉ có hai mặt hàng trong đó dấu của hệ số quan hệ âm, không phù hợp với lập luận lý thuyết, đó là tiêu đen và điều nhân; tuy nhiên, trong trường hợp này, ý nghĩa giải thích của các hệ số không cao (thống kê t rất thấp).

          Kết quả tương tự khi ước lượng phương trình cung cho khối lượng xuất khẩu của toàn khu vực nông, lâm nghiệp và thuỷ sản và cho khối lượng xuất khẩu của toàn nền kinh tế (giá trị kim ngạch xuất khẩu theo công bố của Tổng cục Thống kê, nhưng được điều chỉnh để loại trừ sự biến động của giá xuất khẩu). Theo mô hình ước lượng, khi giá xuất khẩu sản phẩm khu vực nông nghiệp tính bằng ngoại tệ tăng 1% thì khối lượng cung xuất khẩu của khu vực này tăng thêm tới 5%; tương tự khi giá xuất khẩu chung tăng thêm 1% thì khối lượng xuất khẩu toàn nền kinh tế tăng thêm tới 7%. Đây là những mức độ ảnh hưởng rất cao, phản ảnh sự nhạy cảm rất mạnh của nền kinh tế nước ta trước biến động của giá cả thế giới. Điều này cũng giải thích vì sao tốc độ tăng trưởng về lượng của hàng xuất khẩu Việt Nam đã chững lại đáng kể từ sau năm 1996 đến nay mặc dù tiềm năng xuất khẩu của Việt Nam còn rất lớn; đó là do giá hàng hoá xuất khẩu của Việt Nam đã giảm đi rất mạnh.

Đối với phương trình cầu (hệ số a₁ trong phương trình 2), kết quả ước lượng cho thấy quan hệ âm giữa giá và cầu nhập khẩu (của các đối tác nước ngoài đối với hàng hoá của ta) xảy ra trong tất cả các trường hợp. Tuy nhiên, trong khi hệ số quan hệ trong các phương trình xác định cầu nhập khẩu gạo, lạc, cà phê, cao su, chè rất mạnh và có ý nghĩa cao thì hệ số quan hệ trong các phương trình xác định cầu nhập khẩu tiêu, điều nhân, thuỷ sản lại có ý nghĩa tương đối thấp.

Mặc dù vậy, tính chung, ảnh hưởng của giá tới cầu nhập khẩu hàng nông sản nước ta nói riêng và tất cả các loại hàng hoá nước ta nói chung đều rất mạnh. Các phương trình ước lượng đều cho thấy khi giá xuất khẩu nước ta giảm đi hay giá xuất khẩu của các đối thủ cạnh tranh tăng lên, thì cầu nhập khẩu hàng hoá nước ta đều tăng lên mạnh.

Kết quả tương tự đối với mô hình phi cân bằng. Tuy nhiên, có thể thấy trong cả hai loại phương trình cung và cầu, các hệ số co dãn trong mô hình phi cân bằng nhìn chung nhỏ hơn các hệ số trong mô hình cân bằng.

Để xem xét ảnh hưởng của giá đối với cung xuất khẩu và cầu nhập khẩu hàng hoá nước ta, chúng ta tính toán hệ số co dãn phản ảnh quan hệ giữa chúng. Kết quả được trình bày trong bảng 1 cho thấy trừ hai mặt hàng tiêu và điều, hệ số co dãn giá của cung xuất khẩu đều khá cao và không chênh lệch nhiều so với hệ số co dãn chung; thấp nhất là chè (3,1) và gạo (3,6), cao nhất là cà phê (7,3) và cao su (6,1) so với mức chung là 5 của khu vực nông lâm nghiệp và thuỷ sản và 7 của toàn nền kinh tế. So sánh các hệ số co dãn của khu vực nông lâm nghiệp và thuỷ sản và của toàn nền kinh tế thì thấy hệ số co dãn giá của toàn nền kinh tế cao hơn, chứng tỏ khu vực phi nông nghiệp phản ứng với thay đổi giá xuất khẩu cao hơn so với khu vực nông lâm nghiệp và thuỷ sản.

          Tuy nhiên, tình hình khác hẳn nếu chúng ta xem xét hệ số co dãn giá đối với cầu nhập khẩu hàng hoá nước ta của các nước bạn hàng. Rõ ràng trong khi hệ số co dãn cung tương đối ổn định thì hệ số co dãn cầu biến động rất mạnh so với mức chung, mạnh nhất là cao su (-2,5), tiếp đến là gạo (-1,3), lạc (-0,7), trong khi thấp nhất là điều (-0,2) so với trung bình của cả khu vực nông lâm nghiệp và thuỷ sản là -1,115. Hệ số co dãn cầu của toàn nền kinh tế cũng cao hơn (giá trị tuyệt đối) so với hệ số co dãn cầu của khu vực nông lâm nghiệp và thuỷ sản; chứng tỏ cầu nhập khẩu của khu vực phi nông nghiệp phụ thuộc vào giá mạnh hơn so với cầu nhập khẩu của khu vực nông nghiệp và thuỷ sản.

Bảng 1: Hệ số co dãn giá đối với cung xuất khẩu, cầu nhập khẩu và hệ số co dãn cầu nhập khẩu theo thu nhập trung bình của các nước đối tác

Hàng hoá	Đối với cung xuất khẩu	Đối với cầu nhập khẩu	Cầu nhập khẩu theo thu nhập của các đối tác
Gạo	3,623	-1,267	2,738
Lạc	5,128	-0,713	0,460
Cà phê	7,353	-0,366	5,000
Cao su	6,097	-2,486	3,329
Chè	3,115	-0,404	5,165
Tiêu	-10,989	-0,502	3,757
Điều nhân	-6,606	-0,287	4,403
Thuỷ sản	4,348	-0,413	2,244
Hàng nông sản	5,000	-1,115	3,876
Tất cả các loại hàng hoá của nền kinh tế	6,993	-1,240	1,697

          Bên cạnh việc xác định các hệ số co dãn cung xuất khẩu và cầu nhập khẩu, mô hình cũng cho phép xác định hệ số co dãn của nhu cầu nhập khẩu (về lượng, chưa tính yếu tố tăng giá do cầu tăng) hàng hoá nước ta theo thu nhập trung bình của 18 nước nhập khẩu lớn nhất (Y_w). Kết quả tính toán trong cột cuối bảng 1 trên đây cho thấy hệ số co dãn của các mặt hàng đều khá cao và không khác biệt lớn so với hệ số co dãn chung (trừ lạc). Tuy nhiên, có thể thấy hệ số co dãn của các loại cây công nghiệp (cà phê, cao su, tiêu, điều, chè) cao hơn nhiều so với hệ số co dãn của các loại cây ngắn ngày (gạo, lạc) và thuỷ sản. Khi thu nhập trung bình của các nước nhập khẩu tăng thêm 1% thì nhu cầu nhập khẩu gạo của nước ta chỉ tăng thêm 2,7%, nhu cầu nhập khẩu thuỷ sản của nước ta chỉ tăng thêm 2,2%..., trong khi nhu cầu nhập khẩu cà phê, chè của nước ta tăng lên tới 5%, nhu cầu nhập khẩu điều nhân của nước ta tăng lên tới 4,4%.

Tính chung, khi thu nhập trung bình của các nước nhập khẩu tăng thêm 1% thì nhu cầu nhập khẩu hàng nông lâm nghiệp và thuỷ sản nước ta tăng thêm tới 3,9%, nhu cầu nhập khẩu hàng hoá nước ta nói chung tăng thêm 1,7%.

2) Xác định ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá tới giá nội địa của hàng xuất khẩu (hệ số k trong mô hình cơ sở)

          Chúng ta biết rằng các hệ số co dãn cung cầu xuất khẩu theo giá có thể được sử dụng để đo lường mức độ ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá tới giá nội địa của hàng xuất khẩu. Mức độ này thường được xác định theo công thức sau:

                    k  =  (1 - e_x / e_d )^-1

trong đó e_x và e_d lần lượt là hệ số co dãn cung và cầu; và 0 < k < 1 (Branson, 1972 và 1983). Hệ số k ở đây cũng tương đương với hệ số k trong mô hình cơ sở. Nếu cầu co dãn vô hạn và hàng xuất khẩu được bán theo cơ chế thị trường hoàn hảo thì k = 1 và do vậy giá xuất khẩu sẽ tăng theo tỷ lệ phá giá. Ngược lại nếu cầu rất ít co dãn nhưng cung lại rất co dãn, thì k có xu hướng tiến đến 0 và hiệu quả của phá giá chỉ còn là giảm giá tính bằng ngoại tệ của hàng xuất khẩu chứ ít có tác dụng tăng giá nội địa của hàng xuất khẩu.  Chúng ta có thể sử dụng các kết quả ước lượng mô hình nêu trên để tính toán mức độ ảnh hưởng của phá giá tới giá xuất khẩu. Các kết quả được trình bày trong bảng 2 dưới đây (không tính k cho hai mặt hàng tiêu và điều vì dấu của hệ số trong phương trình hồi quy không phù hợp).

Bảng 2: Ảnh hưởng của tỷ giá tới giá nội địa của hàng xuất khẩu

Hàng hoá	Hệ số k
Gạo	0,259
Lạc	0,122
Cà phê	0,047
Cao su	0,290
Chè	0,115
Thuỷ sản	0,087
Hàng nông sản	0,182
Tất cả các loại hàng hoá của nền kinh tế	0,151

          Kết quả tính toán cho thấy trong mọi trường hợp, ảnh hưởng của phá giá tới giá nội địa của hàng nông nghiệp và thuỷ sản xuất khẩu đều rất thấp. Đặc biệt, phá giá hầu như không ảnh hưởng đến giá nội địa của hàng cà phê và thuỷ sản. Hai mặt hàng chịu ảnh hưởng nhiều của phá giá là gạo và cao su, nhưng mức độ cũng không cao; khi phá giá 10% xảy ra thì giá nội địa của hai mặt hàng này cũng chỉ tăng khoảng 2,6-2,9%. Tính chung cho toàn khu vực nông lâm nghiệp và thuỷ sản, phá giá 10% chỉ làm cho giá nội địa của khu vực này tăng thêm 1,8%.

Đáng chú ý là đối với toàn nền kinh tế, ảnh hưởng của phá giá tới chỉ số giá GDP cũng rất thấp so với lo ngại của nhiều nhà kinh tế: theo mô hình cân bằng, phá giá 10% sẽ chỉ làm cho mặt bằng giá GDP tăng thêm khoảng 1,5%. Tuy nhiên, nếu nghiên cứu qua mô hình phi cân bằng thì có thể thấy ảnh hưởng của phá giá tới giá nội địa lớn hơn so với nghiên cứu qua mô hình phi cân bằng; ví dụ trong mô hình phi cân bằng, phá giá 10% sẽ làm cho giá nội địa của khu vực nông lâm nghiệp và thuỷ sản tăng thêm 3% và mặt bằng giá chung toàn nền kinh tế tăng thêm 2,7%. Điều này cũng dễ hiểu vì các hệ số co dãn ước lượng trong mô hình cân bằng thấp hơn các hệ số co dãn ước lượng trong mô hình phi cân bằng.

Mặc dù vậy, nhìn chung, theo nghiên cứu dựa trên tiếp cận cung và với nguồn số liệu chúng tôi đang sử dụng, ảnh hưởng của phá giá đối với mặt bằng giá GDP và do đó đối với cả giá tiêu dùng của nước ta không quá lớn; nhìn chung, chỉ tương đương với trung bình của các nước đang phát triển.

          3) Xác định ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá tới sức cạnh tranh của hàng xuất khẩu

Chúng ta có thể sử dụng các ước lượng trong bảng 2 để phân tích thay đổi sức cạnh tranh quốc tế của các mặt hàng xuất khẩu khi phá giá xảy ra bằng việc thay chúng vào phương trình (6) trong mô hình lý thuyết nêu trên. Tuy nhiên, để thực hiện được mục tiêu này, trước tiên cần tính toán các hệ số co dãn e_pm và e_pd và các tham số w₁ và w₂.

Trong thực tế, không có khả năng ước lượng hệ số co dãn của giá các đầu vào nhập khẩu khi phá giá xảy ra; đó là vì khi phá giá xảy ra, cầu nhập khẩu đầu vào của nước ta có thể sẽ giảm đi; những điều này không có nghĩa là người cung cấp nước ngoài sẽ giảm giá bán hàng của họ tính theo ngoại tệ để tăng sức cạnh tranh và duy trì được khối lượng bán như trước. Do vậy, giả thiết hợp lý nhất trong trường hợp này vẫn là hệ số co dãn của giá các đầu vào nhập khẩu bằng 1, tức là giá các đầu vào nhập khẩu tính bằng nội tệ sẽ tăng đúng theo mức phá giá (e_pm = 1).

Tuy nhiên, vẫn phải thừa nhận rằng tác động của phá giá tới giá các đầu vào nhập khẩu rất khác nhau nếu so sánh giữa các thời điểm ngắn hạn và dài hạn. Tác động ngắn hạn là tác động trực tiếp của giá nhập khẩu tới mặt bằng giá nội địa và tiền lương. Tác động dài hạn phụ thuộc vào phản ứng của tiền lương tới mặt bằng giá nội địa và các tác động tương hỗ khác. Mô hình phân tích cả hai loại ảnh hưởng ngắn và dài hạn của phá giá bao gồm hai phương trình sau:

         

và

                   

trong đó w^’ là tỷ lệ thay đổi của tiền lương danh nghĩa; U là tỷ lệ thất nghiệp; P^’_d là tỷ lệ tăng giá nội địa; Q^’ là tỷ lệ tăng năng suất lao động; và P^’_m là tỷ lệ tăng giá nhập khẩu tính bằng nội tệ.

          Mặt khác, chúng ta có:

                  

trong đó k_m phản ánh mức độ ảnh hưởng của phá giá tới giá nhập khẩu và P^’_f là tỷ lệ thay đổi giá nhập tính bằng ngoại tệ. Nếu giả định hệ số co dãn cung nhập khẩu vô hạn và k_m = 1 thì P^’_m = e^’; khi đó thay phương trình (17) vào phương trình (16), chúng ta sẽ thấy quan hệ ngắn hạn giữa phá giá và chi phí nội địa sẽ là b₃ (đối với giá đầu vào) và  a₂ b₂ (đối với tiền lương). Giải mô hình gồm hai phương trình (15) và (16), chúng ta sẽ thấy quan hệ dài hạn giữa phá giá và chi phí nội địa như sau: đối với giá đầu vào là b₃/(1-a₂ b₁) và đối với tiền lương là a₂ b₃/(1-a₂ b₁).

          Ước lượng các phương trình (15) và (16) với các số liệu năm thời kỳ 1990-2002 cho thấy hệ số b₁ = 0,62 (thống kê t là 4,1); b₂ = -0,71 (t=1,63); b₃ = 0,22 (t=1,35) và a₁ = -7,37 (t=-1,489); a₂ = 1,140 (t=7,224). Do vậy hệ số co dãn dài hạn của giá đầu vào nội địa là 0,75 và hệ số co dãn dài hạn của tiền lương là 0,85. Hệ số co dãn của tất cả các chi phí nội địa được định nghĩa là trung bình trọng số của hai hệ số co dãn trên, với trọng số là tỷ trọng chi phí hàng hoá không thương mại quốc tế và tỷ trọng chi trả cho tiền lương trong tổng chi phí thường xuyên. Khi đó, hệ số co dãn chung ước sẽ bằng 0,78, tức e_pd =0,78. Để đơn giản tính toán, chúng ta giả định hệ số co dãn này bằng nhau đối với tất cả các loại hàng hoá xuất khẩu.

          Các trọng số w₁ và w₂ là tỷ trọng của giá trị xuất khẩu và giá trị đầu vào nhập khẩu trong toàn bộ giá trị gia tăng. Đáng tiếc là đến nay, vẫn chưa có những số liệu điều tra chính thức của các cơ quan có thẩm quyền cho phép tính toán được các trọng số này, do đó chúng tôi phải tính toán dựa trên ý kiến các chuyên gia nông nghiệp xuất phát từ tỷ trọng đầu vào nhập khẩu trong giá bán hàng nông sản. Tuy nhiên, khi đưa vào tính toán trong mô hình, ảnh hưởng của thay đổi giá trị các trọng số w₁ và w₂ không đáng kể, do đó có thể chấp nhận các giá trị ước lượng của các trọng số này. Giá trị của các trọng số w₁ và w₂ ước lượng theo phương pháp này được trình bày trong bảng 3, cột (6) và (7) dưới đây.

Bảng 3: Các tham số tính toán thay đổi sức cạnh tranh theo công thức thể hiện trong các phương trình (6) và (7) khi phá giá 1% xảy ra (e’ = -1)

Hàng xuất khẩu	Hệ số co dãn cung ex	Hệ số co dãn giá nội địa của hàng xuất khẩu k	Hệ số co dãn giá nhập epm	Hệ số co dãn chi phí nội địa epd	Trọng số w1	Trọng số w2	Tăng, giảm sức cạnh tranh C'	Tăng, giảm lợi nhuận  C'-e'
Gạo	3,623	0,259	1	0,78	1,2	0,2	-0,543	0,457
Lạc	5,128	0,122	1	0,78	1,25	0,25	-1,095	-0,095
Cà phê	7,353	0,047	1	0,78	1,3	0,3	-1,570	-0,570
Cao su	6,097	0,290	1	0,78	1,3	0,3	0,596	1,596
Chè	3,115	0,115	1	0,78	1,3	0,3	-1,465	-0,465
Tiêu	-10,989	-	1	0,78	1,35	0,35
Điều	-6,606	-	1	0,78	1,35	0,35
Thuỷ sản	4,348	0,087	1	0,78	1,3	0,3	-1,475	-0,475
Hàng nông sản	5,000	0,182	1	0,78	1,25	0,25	-0,665	0,335
Toàn nền kinh tế	6,993	0,151	1	0,78	1,3	0,3	-0,511	0,489

          Với những tính toán trung gian nêu trên, chúng ta đã có đủ thông tin để trả lời câu hỏi liệu phá giá có cho phép cải thiện sức cạnh tranh của các mặt hàng nông sản chủ lực của nước ta hay không và phá giá có thể làm tăng tỷ suất lợi nhuận của các mặt hàng này hay không. Cần nhắc lại quan niệm sức cạnh tranh theo tỷ giá trong bài này được thể hiện qua hệ số C, tức là số thu nhập ngoại tệ tính trên 1 đơn vị chi phí đầu vào nội địa được sử dụng để làm hàng xuất khẩu; và tỷ suất lợi nhuận theo tỷ giá trong bài này được xác định là C/e, tức là tỷ lệ giữa số thu nhập ngoại tệ tính trên 1 đơn vị chi phí đầu vào nội địa và tỷ giá danh nghĩa.

          Từ các phương trình (6) và (7), chúng ta thấy điều kiện để C tăng (tức C’>0) là:

         

và điều kiện để C/e tăng là:

          Giá trị của các hệ số co dãn và các tham số tính toán cho mỗi loại hàng nông sản cũng như cho toàn khu vực nông lâm nghiệp và thuỷ sản và toàn nền kinh tế được trình bày trong bảng 3. Để đơn giản tính toán, các hệ số co dãn cung xuất khẩu và ảnh hưởng của tỷ giá tới xuất khẩu đều được rút ra từ mô hình cân bằng. Mặt khác, chúng tôi cũng không tính toán sức cạnh tranh và tỷ suất lợi nhuận của hai mặt hàng tiêu và điều vì dấu của các hệ số ước lượng trong mô hình không phù hợp.

          Đối với chỉ tiêu sức cạnh tranh quốc tế, kết quả tính toán cho thấy do hệ số co dãn của cung và hệ số co dãn của chi phí nội địa cao trong khi hệ số co dãn giá nội địa của hàng xuất khẩu đối với thay đổi tỷ giá thấp nên sức cạnh tranh của tất cả các hàng nông sản xuất khẩu nêu trong bảng đều giảm đáng kể khi phá giá tỷ giá danh nghĩa xảy ra (trừ mặt hàng cao su). Các mặt hàng nông sản có sức cạnh tranh quốc tế giảm mạnh nhất là cà phê (-1,6%), chè và thuỷ sản (-1,5%). Sức cạnh tranh quốc tế của mặt hàng gạo chỉ giảm nhẹ (-0,5%) trong khi sức cạnh tranh quốc tế của mặt hàng cao su tăng rất mạnh (+0,6%). Tính chung, phá giá 1% tỷ giá danh nghĩa sẽ làm sức cạnh tranh quốc tế của toàn khu vực nông lâm nghiệp và thuỷ sản giảm 0,66%; tức là thu nhập ngoại tệ trên 1 đơn vị chi phí đầu vào nội địa giảm 0,66%.

          Tương tự, chúng ta thấy phá giá 1% cũng làm cho sức cạnh tranh quốc tế của hàng hoá xuất khẩu toàn nền kinh tế giảm đi 0,51%; tức là thu nhập ngoại tệ từ xuất khẩu hàng hoá tính trên 1 đơn vị chi phí đầu vào nội địa giảm 0,51%.

Mặc dù hiểu theo cách lập luận của tiếp cận cung là sức cạnh tranh quốc tế giảm do thu nhập tính trên 1 đơn vị chi phí đầu vào nội địa giảm, nhưng chính việc giảm thu nhập trên lại có tác dụng làm giảm giá bán, dẫn tới làm tăng sức hấp dẫn đối với hàng xuất khẩu của nước ta đối với các nước nhập khẩu, làm cho khối lượng xuất khẩu của nền kinh tế nước ta tăng lên (theo các quan hệ trong mô hình) kéo theo sự tăng lên của tổng kim ngạch xuất khẩu. Đây chính là một hiệu quả quan trọng của chính sách phá giá; và hiệu quả này được thể hiện trong chỉ tiêu tỷ suất lợi nhuận.

Về phía chỉ tiêu lợi nhuận, kết quả tính toán cho thấy chỉ có 2 trong số 6 mặt hàng nêu trên có tỷ suất lợi nhuận tăng lên khi phá giá xảy ra; đó là gạo và cao su, trong đó tỷ suất lợi nhuận của cao su tăng rất mạnh (1,6%) và tỷ suất lợi nhuận của gạo tăng rất đáng kể (0,46%). Các mặt hàng bị thiệt hại đáng kể khi phá giá là thuỷ sản, cà phê và chè (khoảng -0,5%); trong khi mức thiệt hại của mặt hàng lạc không đáng kể (-0,1%). Như vậy, bên cạnh một số mặt hàng có tỷ suất lợi nhuận tăng lên, vẫn có một số mặt hàng có tỷ suất lợi nhuận giảm xuống do tốc độ giảm giá bán nhanh hơn tốc độ phá giá.

Tuy nhiên, tính chung lại, khi phá giá 1% xảy ra, tỷ suất lợi nhuận của xuất khẩu toàn khu vực nông lâm nghiệp và thuỷ sản tăng thêm 0,34% và tỷ suất lợi nhuận của xuất khẩu toàn nền kinh tế tăng thêm 0,49%. Đây là những tỷ lệ tăng rất đáng kể, chứng tỏ phá giá nhìn chung có tác dụng rất tích cực tới xuất khẩu hàng nông nghiệp nước ta nói riêng và xuất khẩu toàn nền kinh tế nói chung. Đặc biệt, nếu như trong những năm gần đây tỷ suất lợi nhuận của xuất khẩu khu vực nông nghiệp và thuỷ sản giảm 10% và tỷ suất lợi nhuận của xuất khẩu gạo giảm 15% so với tỷ suất lợi nhuận bình thường thì cần phải phá giá tỷ giá danh nghĩa khoảng 30% mới có thể khôi phục lại hoàn toàn tỷ suất lợi nhuận cho người sản xuất hàng xuất khẩu.

          IV KẾT LUẬN

          Nền kinh tế nước ta trong thời kỳ từ khi bắt đầu đổi mới đến nay rất năng động và liên tục phát triển với tốc độ vào loại cao nhất thế giới; trong đó tốc độ tăng trưởng của khu vực xuất khẩu rất nhanh. Các phân tích cho thấy hệ số co dãn cung xuất khẩu của nền kinh tế nước ta rất cao trong khi cầu nhập khẩu đầu vào trung gian tương đối thấp vì khả năng thay thế nhập khẩu của nền kinh tế nước ta tương đối cao. Tuy nhiên, do tốc độ điều chỉnh tỷ giá ở nước ta trong nhiều năm qua liên tục thấp hơn tỷ lệ lạm phát nên đồng tiền nước ta đã bị đánh giá cao, tỷ suất lợi nhuận của người làm hàng xuất khẩu bị giảm sút. Chính trong bối cảnh như vậy, phá giá tỷ giá danh nghĩa có thể góp phần khôi phục tỷ suất lợi nhuận cho người làm hàng xuất khẩu, từ đó khuyến khích tăng trưởng sản xuất và tăng nhanh tốc độ tăng trưởng xuất khẩu, cải thiện cán cân thanh toán quốc tế.

          Sử dụng tiếp cận cung trong phân tích ảnh hưởng của tỷ giá tới sức cạnh tranh và tỷ suất lợi nhuận của hàng xuất khẩu, chúng tôi nhận thấy có nhiều nhân tố tác động đến hai chỉ tiêu này sau khi phá giá xảy ra, trong đó đáng kể nhất là hệ số co dãn của cung xuất khẩu, mức độ tăng giá xuất khẩu tính bằng tiền nội địa, hệ số co dãn của giá nhập khẩu và tỷ lệ đầu vào nhập khẩu trong giá trị gia tăng quốc tế của hàng xuất khẩu. Đặc biệt, kết quả nghiên cứu kinh tế lượng cho thấy đối với nền kinh tế nước ta, phá giá sẽ làm cho thu nhập ngoại tệ trên 1 đơn vị chi phí đầu vào nội địa để sản xuất ra hàng xuất khẩu giảm đi, nhưng tỷ suất lợi nhuận so với tỷ giá lại tăng lên, dẫn tới khuyến khích sản xuất và xuất khẩu. Do vậy, về mặt chính sách, có thể sử dụng pháp giá tỷ giá danh nghĩa như là một công cụ quan trọng để đẩy nhanh tốc độ tăng trưởng kinh tế và động viên xuất khẩu. Tuy nhiên, điều đó cũng không có nghĩa là tỷ giá sẽ đóng vai trò công cụ duy nhất vì các giải pháp cơ cấu bao giờ cũng nên và phải được coi là công cụ cơ bản cho mọi quá trình tăng trưởng dài hạn và bền vững.

          Cuối cùng, cần phải nhắc lại là những kết quả phân tích trong nghiên cứu này dựa trên nguồn thông tin số liệu chưa thực sự tin cậy, do đó chúng chỉ có giá trị tham khảo và cần rất thận trọng khi sử dụng trong xây dựng chính sách điều hành kinh tế. Chúng tôi hy vọng trong thời gian tới, với sự hợp tác, giúp đỡ của các nhà khoa học và cơ quan nhà nước có thẩm quyền, sẽ tiếp tục hoàn thiện các mô hình phân tích theo phương pháp tiếp cận cung trên đây, đồng thời sẽ xây dựng được một bộ số liệu đồng bộ, chính xác hơn để các nghiên cứu và kết luận có độ tin cậy cao hơn, có sức thuyết phục hơn, từ đó phục vụ tốt hơn cho công tác hoạch định chính sách kinh tế.