intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Bài dịch tài chính quốc tế: Tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai của Trung Quốc

Chia sẻ: Dsgvfdcx Dsgvfdcx | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:37

Thêm vào BST
Báo xấu
84
lượt xem 10
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài dịch tài chính quốc tế: Tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai của Trung Quốc nêu sự thay đổi của tỷ giá hối đoái lại không ảnh hưởng nhiều đến cả dòng chảy thương mại đa phương và song phương như dự đoán, và dĩ nhiên, những kết quả này không cung cấp nhiều thông tin cho câu hỏi sự thay đổi tỷ giá hối đoái của Đồng Nhân Dân Tệ so với đồng Đô la Mỹ sẽ ảnh hưởng như thế nào đến toàn bộ thâm hụt thương mại của Mỹ.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Bài dịch tài chính quốc tế: Tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai của Trung Quốc

  1. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM KHOA SAU ĐẠI HỌC  BÀI DỊCH TÀI CHÍNH QUỐC TẾ TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ TÀI KHOẢN VÃNG LAI CỦA TRUNG QUỐC Thực hiện : Nhóm 3b Lớp : NH Đêm 2 – K18 GV hướng dẫn : ThS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo TPHCM, thaùng 04 naêm 2010
  2. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo Tóm tắt Chúng tôi xem xét tỷ giá hối đoái của Trung Quốc có sai lệch hay không, t ỷ giá hối đoái và các hoạt động kinh tế tác động đến dòng chảy thương m ại của Trung Quốc như t hế nào. Đầu tiên, chúng tôi nhận thấy rằng tiền tệ của T rung Quốc, Đồng nhân dân tệ (RMB) thực chất được định giá thấp hơn so với giá trị được dự báo thông qua việc ước lượng m ẫu một số quốc gia, khi sử dụng dữ liệu vint age 2006 của Chỉ số phát triển thế giới. Sự sai lệch này có ý nghĩa về m ặt kinh tế, ở khoảng 50% trong dữ liệu đầu vào. Tuy nhiên, sự sai lệch này không có ý nghĩa thống kê khi nó nằm ngoài khoảng có ý nghĩa hai sai số chuẩn. Tuy nhiên, nhận định này hoàn toàn biến m ất khi sử dụng dữ liệu V intage 2008 mới nhất; theo đó sự định giá thấp đồng nhân dân tệ đã được ước lượng chỉ khoảng 10%. Thứ hai, chúng tôi nhận thấy rằng giá tương đối tác động đến dòng chảy thương m ại đa phương của Trung Quốc được biểu hiện bởi tỷ giá hối đoái theo tỷ trọng thương mại nhưng m ối tương quan này không phải lúc nào cũng chính xác. Ngoài ra, xu hướng của sự tác động này đôi khi khác với những gì được mong đợi. Ví dụ, theo như m ong đợi, khi đồng Nhân Dân Tệ giảm giá, xuất khẩu của Trung Quốc sẽ gia tăng, khi đã tính đến biến cung, nhưng thật ra, sự giảm giá của Đồng Nhân Dân Tệ lại làm cho nhập khẩu hàng hóa thông thường của Trung Quốc tăng. Theo đó, thương mại Trung Quốc cũng không phải là ngoại lệ. Đặc biệt là khi có giao thương giữa Trung Quốc với Mỹ và sau khi vốn sản xuất của Trung Quốc gia tăng. Vì thế, theo như dự kiến, tỷ giá hối đoái thực và sự dịch chuyển thu nhập tương đối sẽ tác động đến cán cân thương mại Trung Quốc – Mỹ. T uy nhiên, sự thay đổi của tỷ giá hối đoái lại không ảnh hưởng nhiều đến cả dòng chảy thương m ại đa phương và song phương như dự đoán. Và dĩ nhiên, những kết quả này không cung cấp nhiều thông tin cho câu hỏi sự thay đổi tỷ giá hối đoái của Đồng Nhân Dân Tệ so với đồng Đô la Mỹ sẽ ảnh hưởng như thế nào đến toàn bộ thâm hụt thương m ại của Mỹ. Cuối cùng, chúng tôi muốn nhấn m ạnh rằng những ước lượng về sự sai lệch của đồng Nhân dân tệ, biến động của tỷ giá hối đoái và mức sản lượng tác động đối với dòng chảy thương mại là không chắc chắn. Cụ thể, kết quả về độ co giãn t hương m ại thì nhạy cảm theo các đặc điểm kinh tế lượng, khi tính đến sự tác động của nguồn cung và khuynh hướng thời gian. 1. Phần mở đầu Trong những năm gần đây, Trung Quốc với các chính sách kinh tế của mình đang thể hiện rõ nét trong giai đoạn kinh tế toàn cầu. Ngay cả khi những tranh luận về cán cân thương mại của Trung Quốc và giá trị đồng nhân dân tệ vẫn đang diễn ra, thì lại có m ột cuộc tranh cãi khác xoay quanh những yếu tố quyết định đến các biến trên giữa các nhà nghiên cứu và những người hoạch định chính sách. Có m ột vài nghiên cứu về tỷ giá hối đoái của Trung Quốc và cán cân thương m ại/cán cân vãng lai. Đây là m ột phần kết quả của đặc tính riêng biệt của nền kinh tế Trung Quốc. Trong nghiên cứu này, chúng tôi cố gắng cung cấp thông tin về những cuộc tranh cãi về sự tương tác giữa tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai bằng cách dựa vào hai phương pháp nghiên cứu chủ yếu. Đầu tiên, thông qua những nghiên cứu tại một số quốc gia, chúng tôi đã nhận biết được tỷ giá hối đoái thực cân bằng. Thứ hai, chúng tôi cố gắng đạt được những ước lượng chính xác hơn về độ co giãn thương mại Trung Quốc, cả về quan hệ song phương (với Mỹ) và đa phương. Trong khi làm điều đó, chúng tôi hy vọng giải quyết được các tranh cãi hiện nay dựa trên quy tắc ngón tay cái. Để dự đoán kết quả, chúng tôi phát hiện m ột số điều thú vị. Đầu tiên, Đồng nhân dân tệ (RMB) thực chất được định giá thấp hơn so với giá trị được dự báo thông qua việc ước lượng m ẫu một số quốc gia. Sự sai lệch này có ý nghĩa về m ặt kinh tế, ở khoảng 50% trong dữ liệu đầu vào. Tuy nhiên, sự sai lệch này không có ý nghĩa thống kê khi nó nằm ngoài khoảng có ý nghĩa một sai số chuẩn. Hơn nữa, việc xem xét lại dữ liệu cơ sở cung cấp nhiều lý do để ước lượng thận trọng hơn về sai lệch tiền tệ. 1
  3. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo Thứ hai, chúng tôi nhận thấy rằng giá tương đối tác động đến dòng chảy thương mại đa phương của Trung Quốc, được biểu hiện bởi tỷ giá hối đoái theo tỷ trọng thương m ại nhưng m ối quan hệ này không phải lúc nào cũng được ước lượng m ột cách chính xác. Ngoài ra, xu hướng của sự tác động này đôi khi khác với những gì được mong đợi. Ví dụ, theo như mong đợi, khi đồng Nhân Dân Tệ giảm giá, xuất khẩu của Trung Quốc sẽ gia tăng, khi đã tính đến biến cung, nhưng thật ra, sự giảm giá của Đồng Nhân Dân Tệ lại làm cho nhập khẩu hàng hóa thông thường của Trung Quốc tăng. Theo đó, thương mại Trung Quốc cũng không phải là ngoại lệ. Đặc biệt là khi có giao thương giữa Trung Quốc với Mỹ và sau khi vốn sản xuất của Trung Quốc gia tăng. Vì thế, theo như dự kiến, tỷ giá hối đoái thực và sự dịch chuyển thu nhập tương đối sẽ tác động đến cán cân thương mại Trung Quốc – Mỹ. T uy nhiên, sự thay đổi của tỷ giá hối đoái lại không ảnh hưởng nhiều đến cả dòng chảy thương m ại đa phương và song phương như dự đoán. Và dĩ nhiên, những kết quả này không cung cấp nhiều thông tin cho câu hỏi sự thay đổi tỷ giá hối đoái của Đồng Nhân Dân Tệ so với đồng Đô la Mỹ sẽ ảnh hưởng như thế nào đến toàn bộ thâm hụt thương mại của Mỹ. Cuối cùng, chúng tôi muốn nhấn m ạnh rằng những ước lượng về sự sai lệch của đồng nhân dân tệ, biến động của tỷ giá hối đoái và m ức sản lượng tác động đối với dòng chảy thương mại là không chắc chắn. Cụ thể, kết quả về độ co giãn thương mại thì nhạy cảm theo các đặc điểm kinh tế lượng, khi tính đến sự tác động của nguồn cung và khuynh hướng thời gian. 2. Đặt vấn đề Thảo luận về nền kinh tế Trung Quốc và sự tương tác của nó với nền kinh tế toàn cầu nhất thiết phải chi tiết bởi vì nền kinh tế Trung Quốc vừa chuyển đổi từ một nền kinh tế chỉ huy tập trung sang nền kinh tế thị trường. (Xem Cheung, Chinn và Fujii (2007a) thảo luận các vấn đề khác nhau liên quan đến việc chuyển đổi của nền kinh tế Trung Quốc.) Hãy đánh giá một cách đúng đắn về tỷ giá hối đoái danh nghĩa, tỷ giá hối đoái t hực và giá tương đối trong bất kỳ nền kinh tế mở nào. Hình 1 m ô tả tỷ giá hối đoái song phương của Trung Quốc trong 20 năm qua. Dùng phương pháp tiếp cận chuẩn trong hệ thống cảnh báo sớm khủng hoảng người ta có t hể tính được m ức độ định giá cao tỷ giá hối đoái cũng như độ lệch so với xu hướng chung. Việc áp dụng cách tiếp cận này trong trường hợp của Trung Quốc sẽ không dẫn đến m ột kết quả khả quan. Trước hết hãy xem xét một ví dụ đơn giản về tỷ giá hối đoái thực giữa đô la Mỹ và đồng nhân dân tệ. Trong Hình 1, tỷ giá cao làm cho tiền tệ của Trung Quốc yếu hơn. Qua các thời kỳ, đồng nhân dân tệ có xu hướng giảm giá trị. 2
  4. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo H ình 1: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa và tỷ giá hối đoái thực RMB/USD, từ tháng 01 năm 1986 đến tháng 11 năm 2008. Nguồn: IMF Thống kê tài chính quốc tế, và tính toán của tác , giả. Tuy nhiên, với trường hợp các nền kinh tế chuyển đổi từ kiểm soát tài khoản vốn sang nới lỏng m ột phần và từ chế độ tỷ giá hối đoái kép sang tỷ giá hối đoái t hống nhất, có m ột số tranh luận trong việc lựa chọn phương thức xác định tỷ giá hối đoái. Trong trường hợp của Trung Quốc, có thể có m ột cuộc tranh luận, với m ột phần các giao dịch diễn ra theo tỷ giá hối đoái hoán đổi, năm 1994 “sự phá giá” được m ô tả như là một sự thống nhất của các tỷ giá hối đoái khác nhau. Hình 2 cho thấy tỷ giá hối đoái chính thức (đường nét liền) mà tại đó m ột số giao dịch diễn ra và tỷ giá thả nổi – thường được gọi là “tỷ giá thị trường hoán đổi” thể hiện ở đường đứt nét. Sử dụng một số trung bình của hai tỷ giá này (gọi là tỷ giá điều chỉnh) m ang lại một chân dung khác cho hướng đi của đồng nhân dân tệ với m ột xu hướng khác (chủ yếu bằng phẳng), như mô tả trong Hình 3. (Xem thêm thảo luận của Fernald, Edison và Loungani (1999), sự phá giá tiền tệ năm 1994 gây nên khủng hoảng tiền tệ năm 1997-1998 đúng hay không?) 3
  5. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo H ình 2: Tỷ giá hối đoái chính thức và tỷ giá hối đoái hoán đổi RMB/USD, từ tháng 01 năm 1986 đến tháng 06 năm 2007. Nguồn: IMF Thống kê tài chính quốc tế, và Fernald (1999) , H ình 3: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa điều chỉnh và tỷ giá hối đoái thực điều chỉnh RMB/USD, từ tháng 01 năm 1986 đến tháng 11 năm 2008. Nguồn: IMF Thống kê tài chính quốc tế, , Fernald (1999), và tính toán của tác giả. Tỷ giá hối đoái theo tỷ trọng thương m ại được cho là thích hợp hơn. Hình 4 mô tả chỉ số tỷ giá 4
  6. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo hối đoái hiệu dụng của IMF và một xu hướng tuyến tính ước tính trên m ẫu có sẵn từ năm 1986 đến tháng 09 năm 2008. Sau các phương pháp được nêu trong Chinn (2000), Cheung sắp tới sẽ kiểm tra tính liên kết giữa tỷ giá hối đoái danh nghĩa (tỷ giá hối đoái có tỷ trọng thương mại) và m ức giá tương đối. Chúng tôi đã tìm ra bằng chứng chứng minh sự liên kết của hai biến số này với các hệ số cho trước. Điều này có nghĩa là chúng tôi có thể sử dụng kết quả này như một chỉ số thống kê của giá trị trung bình m à hàng loạt tỷ giá hối đoái thực hướng tới. Điều thú vị là lặp lại tiến trình này nhằm đạt m ục tiêu là nâng giá tiền tệ lên 14.2% trong tháng 9 năm 2008. H ình 4: Tỷ giá hối đoái có tỷ trọng thương mại của RMB, từ tháng 01 năm 1986 đến tháng 11 năm 2008, và xu hướng tuyến tính theo thời gian. Nguồn: IMF Thống kê tài chính quốc , tế, và tính toán của tác giả. Dữ liệu trước năm 1994 từ Thống kê tài chính quốc tế tháng 03/2007. Báo cáo sai sự thật khi nói rằng tài khoản vãng lai và tài khoản thương mại của Trung Quốc có lãi thật sự trong vài năm qua, m ột phần là vì sự gián đoạn của những dòng chảy này. Hình 5 cho thấy cán cân vãng lai được tính bằng đồng đô la và tỷ lệ cán cân vãng lai so với GDP. Rõ ràng là cán cân vãng lai của Trung Quốc đã tăng lên trong những năm gần đây, khuấy động cuộc chiến giữa “tính chuẩn tắc” và sự phù hợp của cuộc đua các thị trường mới nổi lớn như là thặng dư lớn. Dĩ nhiên, tính chuẩn tắc là theo con m ắt của người nhìn. Chinn và Ito (2007) cho rằng thặng dư tài khoản vãng lai của Trung Quốc trong giai đoạn 2000 – 2004 là trong giới hạn sai số của thống kê theo m ô hình tài khoản vãng lai dựa trên các yếu tố quyết định của tiết kiệm và đầu tư. (Những phân tích của Chinn và Ito dựa trên phương pháp tiếp cận của Chinn và Prasad (2003) để ước lượng mức độ “bình thường” của cán cân tài khoản vãng lai, sử dụng như những nền tảng cân bằng ngân sách, thu nhập bình quân đầu người, các biến nhân khẩu học và các biến kiểm soát khác) Cán cân vãng lai phần lớn được điều khiển bởi cán cân thương mại. Hình 6 cho thấy cán cân thương m ại được tính bằng đồng đô la. Cho đến khoảng năm 2004, cán cân thương mại của Trung Quốc biến động m ạnh, thâm hụt so với các nước có thặng dư giao dịch bù trừ với Mỹ. 5
  7. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo H ình 5: Cán cân vãng lai (được tính bằng USD) và tỷ lệ cán cân vãng lai so với GDP. Thống kê 2008 là từ những dự đoán của IMF Nguồn: IMF Triển vọng kinh tế thế giới (tháng . , 10/2008) Điều này mang đến cho chúng tôi m ột khía cạnh thú vị về bài học kinh nghiệm của Trung Quốc, thực tế là phần lớn thặng dư của Trung Quốc là do Mỹ. Hình 6 cũng cho thấy thặng dư song phương với Mỹ, nêu bật m ột thực tế là trạng thái của toàn bộ cán cân thương mại Trung Quốc khác với cán cân thương m ại Trung Quốc – Mỹ. (Chú ý trong số liệu này, chúng tôi đo lường cán cân thương mại Trung Quốc – Mỹ theo cách đo lường của T rung Quốc, khác với cách đo lường của Mỹ, do sự khác biệt trong đo lường định giá và tái xuất khẩu trong Hồng Kông). Sự khác nhau này phản ánh một phần vai trò của T rung Quốc trong chuỗi cung cấp toàn cầu. 6
  8. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo H ình 6: Cán cân thương m ại và cán cân thương m ại song phương giữa Trung Quốc và Mỹ, đơn vị tính: tỷ đô la. Cán cân Trung Quốc – Mỹ là số liệu trung bình của Trung Quốc và Mỹ. Nguồn: CEIC, BEA/Census via H aver, và tính toán của tác giả. Do sự khác biệt giữa các phương thức đo lường tỷ giá hối đoái cân bằng và trạng thái của tài khoản thương mại nên trước hết chúng tôi kiểm tra m ô hình của tỷ giá hối đoái cân bằng và sau đó lấy tỷ giá hối đoái ước tính phản ứng của các dòng chảy thương m ại đối với các biến của kinh tế vĩ mô trong trạng thái cân bằng. 3. T giá hối đoái cân bằng của Trung Q uốc: ỷ 3. 1. Tổng quan về các cách tiếp cậ n: Một vài cuộc khảo sát đã so sánh những ước lượng về m ức độ sai lệch của đồng nhân nhân tệ. GAO (2005) đã đưa ra một sự so sánh giữa tài liệu học t huật và tài liệu về các chín h sách t rong khi đó Cairns (2005b) chủ yếu là nghiên cứu những ước lượng điểm của những nhà phân tích. Chúng ta sẽ xem lại những tài liệu này và tập trung chủ yếu vào nhữ ng khác biệt về kinh tế và ki nh tế lượng của những phân tích này. Chúng ta cũng giới hạn việc xem xét trong các nghiên cứu gần đây. Đa số các n ghiên cứu có nhiều điểm tương đồng, dựa trên vài h ình thức của ngang giá sức mua (PPP) tương đối hoặc sự tính toán khả năng cạnh tranh của chi phí, mộ t mô hình của những độ lệch theo ngang giá sức mua tuyệt đố i, một m ô hình hỗn hợp dựa tr ên giả định thị trường hiệu quả (đôi k hi được gọi là mô hình tỷ giá hối đoái cân bằng hành vi) hoặc mô hình cân bằng dòng chảy thương mại. Bảng 1 cho thấy một trong những cách t iếp cận này, được tách ra t heo từng lo ại dữ liệu. 7
  9. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo Bảng 1: Những nghiên cứu về tỷ giá hối đoái cân bằng của đồng Nhân dân tệ Ghi chú: ngang giá sức mua tương đối cho thấy tỷ giá hối đoái thực được tính dựa trên giá cả hay các chỉ số về chi phí và không có yếu tố nào m ang tính quyết định. Ngang giá sức m ua tuyệt đối sử dụng sự so sánh về giá cả để tính toán tỷ giá hối đoái thực. Balassa-Samuelson chỉ ra rằng tỷ gi á hối đoái thực (dùng chỉ số giá để tính) được m ô phỏng như là m ột công cụ đo lường các m ức độ của năng suất khu vực. BEER cho thấy một mô hình hỗn hợp sử d ụng tài sản ròng của nước ngoài, tỷ lệ tương đối của giá của hàng hóa thương mại và hàng hóa phi thương mại, sự mở cửa thương m ại, hay các biến số khác. Cân bằng vĩ mô chỉ ra những trường hợp m à tỷ giá hối đoái thực cân bằng được ẩn trong tài khoản vãng lai (hoặc là sự kết hợp giữa tài khoản vãng lai và dòng chảy vốn theo cách tiếp cận cán cân thương m ại). CCF tức là Cheung, Chinn và Fujii. Sự so s ánh ngang giá sức m ua tương đối dễ tính toán. Tuy nhiên ngang giá sức m ua tương đối yêu cầu sự tương quan của những chỉ số giá có liên quan với tỷ giá hối đoái danh nghĩa (hoặc sự ổn định của tỷ giá hối đoái th ực), nhưng những điều kiện này không cần t hiết hoặc ít khi được ki ểm tra. Wa ng ( 200 4) báo cáo một vài ước lượng của IMF về chi phí nhân công làm giảm giá trị đồng Nhân dân tệ. Những báo cáo này được đánh giá cao trong thực tế từ năm1997; t ất nhiên sự so sánh này giống tất cả các sự so sánh khác đều dựa trên các chỉ số, phụ thuộc vào sự lựa chọn năm mà năm được lựa chọn đó được cho rằng ổn định. Việc lựa chọn 1 năm trước 1992 sẽ hàm ý rằ ng đồng Nhân dân tệ bị định giá th ấp. Bosworth (20 04), Franke l (2006), Coudert và Couharde (2005), và Cairns (2005b) ước lượng độ lệch giữa thu nhập tính theo phương p háp ngang giá sức mua tuyệt đối và thu nhập bình quân đầu người tương đối. Tất cả đều cho thấy những kết quả tương tự nhau có liên quan đến mối quan hệ giữa 2 biến số đó, nhưng Coudert và Couharde thất bại trong việc nhận ra mối liên hệ này đối với đồng Nhân dân tệ. W ang (2004) và Funke và Rahn (2007) bổ sung những đặc trưng của tỷ giá hối đoái căn bằng (BEER). Những mô hình này cũng chỉ ra những yếu tố làm cho tỷ giá hối đoái thực bị ảnh hưởng. Bởi vì mỗi nhà phân tích lựa chọn các biến số khác nhau, sự sai lệch sẽ thay đổi, như đã được thảo luận trong Dunaway (2006), cũng như McCown (2007). Một loạt nhữ ng cách tiếp cận khác ngoại trừ những tiếp cận dựa trên giá cả, và xem xét t ài khoản vãng lai n hư là phần còn lại của đầu tư và tiết kiệm . Tỷ giá hối đoái cân bằng được bắt nguồn từ tài kh oản vãng lai trung hạn có tính đến sự co giãn của nhập khẩu và xuất khẩu. Theo cách tiếp 8
  10. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo cận vĩ m ô của IMF, các chỉ tiêu được ước lượng. Coudert và Couharde (2005) bổ sung m ột cách tiếp cận sát với thực tế của Trung Quốc. Những cách tiếp cận cuối cùng, phổ biến trong các chính sách, tập trung vào những yếu tố của cán cân thanh toán (Goldstein, 2004; Bosworth, 2004). Những cách tiếp cận cuối cùng này m à trong đó chúng ta giới hạn tiếp cận với những tài khoản thương m ại - có thể có lợi nhất cho việc thực hiện những phân tích ngắn hạn. Nhưng việc các sai lệch phân tán rộng tạo ra những khó khăn trong việc đánh giá yếu tố nào tạo nên dòng vốn trong dài hạn. Ví dụ, Prasad và Wei (2005), khảo sát thành phần của dòng vốn vào và ra của Trung Quốc, đã chỉ ra rằng có nhiều sự tích trữ đã diễn ra t rong khoảng thời gian trước khi tăng tài khoản vãng lai nhờ vào dòng vốn đầu cơ đổ vào. Vì thế, m ức độ sai lệch là nhỏ. Sự đánh giá ít được ứng dụng khi cán cân tài khoản vãng lai tăng lên trong 2 năm qua. Có hai cuộc khảo sát liên quan đến những ước lượng khác nhau là về lãi suất. Thứ nhất, theo như ghi chú của Cairns (2005a), có một m ối liên hệ thú vị giữa cách tiếp cận riêng và mức độ sai lệch. Các phân tích được thực hiện theo ngang giá sức mua tương đối và những cách tiếp cận có liên quan cho ra sự sai lệch nhỏ nhất. Những cách tiếp cận được thực hiện ở trên tập trung vào những tài khoản thương mại thì các ước lượng về lợi tức chủ yếu ở khâu trung gian. Cuối cùng, những nghiên cứu ứng dụng phương pháp ngang giá sức mua tuyệt đối đã đưa ra kết quả là sự định giá thấp được ước lượng chính xác nhất. Cách tiếp cận cuối cùng là đơn giản nhất trong thực tiễn, biết rõ xu hướng của cách tiếp cận này chúng ta ứng dụng nó để tối đa hóa p hạm vi ước lượng của sự sai lệch. 3. 2. Vấn đề chính : Vấn đề chính của việc giải thích tỷ giá hối đoái của T rung Quốc và sự m ất cân đối của tài khoản vãng lai là Trung Quốc đã định giá sai các chỉ tiêu quốc gia, như là giá trị của đồng tiền. Theo Cheung (20 07b), chúng ta vận dụng mối quan hệ giữa độ lệch từ ngang giá sức m ua tuyệt đối và thu nhập đầu người thực tế bằng cách sử dụng phương pháp hồi quy bảng. Theo kinh nghiệm khi xem xét m ối quan hệ giữa đồng nhân dân tệ với các nước phát triển và đang phát triển, cách t iếp cận này đặt ra câu hỏi là tỷ giá thực của Trung Quốc đứng ở đâu so với mức cân bằng. Ngoài việc tính toán độ lớn của mức độ sai lệch, chúng ta đánh giá sự ước lượng dựa trên sự không chắc chắn của thống kê. Ở khía cạnh này, chúng ta mở rộng phạm vi xem xét ý nghĩa thống kê và kinh tế trong việc ước lượng hệ số hồi quy theo những hướng được dự đoán. Biến số “mức giá” trong Penn World Tables ( Sum mers và Heston, 1991 ), và tỷ giá hối đoái theo ngang giá sức mua, đã cố giải quyết những khó khăn trong việc đo lường phát sinh từ tính không đồng nhất trong giỏ hàng hóa của các nước khi sử dụng giá cả ( không phải là chỉ số giá) của hàng hóa và tính toán mức giá chung bằng cách sử dụng cùng tỷ trọng. Giả định rằng công việc này được thực hiện, nhưng có một vài hàng hoá trong rổ là hàng hóa phi thương m ại (được ký hiệu bằng N), và phần còn lại là hàng hóa thương m ại (được ký hiệu bằng T). Khi đó : p t = pN,t + (1-  )pT,t (1) Bằng một vài thao tác đơn giản, ta có thể tính được tỷ giá hối đoái thực như sau : * * * * qt  st – p t + p t = ( st – p T,t + p T,t) –  [ p N,t – p T,t ] +  [p N,t – p T,t] (2) Viết lại, v à biểu thị biểu thức đầu tiên trong dấu ngoặc đơn, giá cả liên quốc gia của những hàng hoá thương m ại là qT,t v à giá cả tương đối liên quốc gia của những hàng hoá phi thương mại là t * *  [ pN,t – p T,t ] - [p N,t – p T,t] , ta có công thức sau : qt = q T,t - t (2’) 9
  11. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo Các công thức t rên cho thấy tỷ giá hối đoái t hực có thể được đánh giá cao khi giá tương đối của những hàng h oá được giao dịch giữa các nước thay đổi, hoặc là g tương đối của những hàng iá hoá phi thương m ại ở quốc gia đó gia tăng, ngoài ra nó còn phụ thuộc đến những yếu tố khác. Về nguyê n tắc, những yếu tố kin h tế có thể ảnh hưởng đến một hoặc cả hai yến tố trên. Những m ô hình tập trung vào giá tương đối của những hàng hoá phi thương m ại bao gồm các phương pháp tiếp cận nổi tiếng của Balassa (1964) và Samuelson (1964). Trong những trường hợp đó, giá cả tương đối của những hàn g hoá phi thương mại tùy thuộc vào sự chênh lệch năng suất của ngành, như trong Hsieh (1982), Canzoneri, Cum by và Diba (1999), và Chinn (2000b). Các cách tiếp cận trên cũng nghiên cứu về các yếu tố quyết định cầu theo giá tương đối, như là của DeGregorio and Wolf (1994), họ quan sát rằng nếu sở thích t iêu dùng không như nhau và các yếu tố này không hoàn toàn tự do dịch chuyển, những thay đổi trong thu nhập trên đầu người có thể dẫn đến thay đổi trong giá cả tương đối của những hàn g hoá phi thương mại. Quan điểm này nêu ra các lý do chính cho các tương quan chéo giữa giá tương đối (đối của q, nghĩa là -q) và m ức thu nhập tương đối trên đầu người. Chúng tôi khai thác mối quan hệ này để xác định đồng tiền của Trung Quốc có bị định giá thấp hay không. Rõ ràng, cách tiếp cận này không lạ, nó đã được thực hiện gần đây bởi Frankel (2006) và Coudert và Couharde (2005). Tuy nhiên, chúng tôi sẽ mở rộng cách tiếp cận này theo nhiều hướng. Trước tiên, chúng ta bổ sung vào phương pháp tiếp cận này bằng cách kết hợp các chuỗi thời gian (Coudert và Couharde(2005) bổ sung hồi quy ngang giá sức m ua tuyệt đối trên dữ liệu chéo, trong khi ước lượng bảng của họ dựa vào sự ước lượng mối quan hệ giữa m ức giá tương đối với các chỉ số g iá của những hàng hoá thương m ại và hàng hóa phi thương mại). Thứ hai, chúng tôi mô tả sự không chắc chắn về những yếu tố quyết định đến sự sai lệch của đồng tiền. Thứ ba, chúng tôi kiểm tra sự ổn định của m ối quan hệ giữa giá cả tương đối và m ức thu nhập tương đối trên đầu người bằng cách sử dụng a) những m ẫu phụ của các nhóm nước nhất định và những khoảng thời gian nhất định, b) các biến kiểm soát . 3.3. C ác kết quả Bivariate cơ bản: Sử dụng dữ liệu Vintage 2007 Chúng tôi tập hợp một dữ liệu lớn thiết lập từ hơn 160 quốc gia trong giai đoạn 1975-2005. Phần lớn các dữ liệu được trích ra từ Chỉ số Phát triển Thế giới (WDI) của Ngân hàng Thế giới. Bởi vì m ột số dữ liệu bị thiếu, bảng này không cân bằng. Phụ lục dữ liệu cung cấp chi tiết hơn về các dữ liệu được sử dụng. Mở rộng phương pháp tiếp cận chéo của Frankel's (2006), chúng tôi ước lượng mối quan hệ giữa tỷ giá thực và thu nhập bằng cách sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu chéo và t heo chuỗi thời gian (OLS), tất cả các biến được thể hiện trong các điều kiện liên quan đến Mỹ; rit = β0 + β1y it + uit, (5) trong đó r = - q được thể hiện trong điều kiện thực tế liên quan tới m ức giá của Mỹ, y là thu nhập bình quân đầu người cũng liên quan đến Mỹ. (β0 có thể đưa vào giá trị tiền tệ cụ thể nếu m ột hiệu ứng cố định đặc biệt được thực hiện. Tương tự, số hạng sai số bao gồm m ột loại tiền tệ cụ thể và sai số tổng nếu các đặc điểm kỹ thuật OLS gộp lại được giảm xuống. Lưu ý rằng phân tích này khác so với trong Cheung. (2007b), trong đó chúng tôi sử dụng một dữ liệu cập nhật và sửa đổi cách thiết lập dữ liệu, và loại trừ Trung Quốc ra khỏi hồi qui này) Các kết quả được thể hiện trong hai cột đầu tiên của bảng 2, đối với trường hợp mà chúng tôi đo lường tương quan giữa thu nhập bình quân trên đầu người trong tỷ giá USD khác nhau hoặc tỷ giá hối đoái dựa trên ngang giá sức mua. 10
  12. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo Bảng 2 : Kết quả ước lượng bảng của mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực – thu nhập : Dữ liệu Vintage 2006 Ghi chú : dữ liệu được thu thập trên 168 quốc gia trong giai đoạn từ 1975 đến 2005. Bảng này là không cân bằng vì thiếu một số quan sát. ** và * tương ứng với mức ý nghĩa 1% và 5% , sai số chuẩn của phương sai không đồng nhất và chắc chắn được ghi trong dấu ngoặc bên dưới các ước lượng hệ số hồi quy. Những m ô hình hồi quy những ảnh hưởng biến, kiểm định F cho kết quả với giả thiết không (Ho) về sự như nhau của các hệ số giữa các quốc gia trong mẫu. Những m ô hình hồi quy những ảnh hưởng ngẫu nhiên, kiểm định H bất biến về thời gian. Một trong những đặc trưng của các ước lượng hồi qui OLS gộp tập trung vào các điểm chung ở các quốc gia, và giả định rằng số hạng sai số được phân phối giống nhau trên toàn bộ các mẫu. Bởi vì đây là cái cần được kiểm nghiệm, chứ không phải là giả định, chúng tôi cũng ước lượng hồi quy những ảnh hưởng ngẫu nhiên và ảnh hưởng bất biến. Các giả định trước đây cho rằng các sai số đặc trưng riêng lẻ thì không tương quan với các biến bên phải, trong khi giả định sau đó có ý nghĩa khi tương quan này khác không (Khi sử dụng m ức giá so sánh giữa các quốc gia, về nguyên tắc không cần phải kết hợp hằng số quốc gia cụ thể như trong những hồi quy những ảnh hưởng ngẫu nhiên và ảnh hưởng bất biến) Hồi quy những ảnh hưởng ngẫu nhiên không khác so với kết quả thu được bằng cách sử dụng OLS gộp. Điều thú vị, khi chấp nhận sự khác biệt bên trong và giữa các hệ số hồi quy, chúng tôi phát hiện ra một số ảnh hưởng khác nhau. Đặc biệt, khi tính GDP bình quân đầu người theo USD, ảnh hưởng của sự khác biệt bên trong các hệ số lớn hơn nhiều so với ảnh hưởng của sự khác biệt giữa các hệ số. Sự khác biệt này là có khả năng tác động trong ngắn hạn, khi sự tăng trưởng sản lượng tương quan với các biến khác làm tăng giá trị tiền tệ. Tuy nhiên, m ô hình này không thể hiện trong các kết quả dựa trên dữ liệu sản lượng theo ngang giá sức m ua. Điều thú vị, độ co giãn ước lượng của các m ức giá theo thu nhập bình quân đầu người có vẻ không nhạy cảm đặc biệt với thu nhập trên đầu người. T rong mọi trường hợp, ước lượng độ co giãn luôn nằm trong khoảng 0,26-0,39, trong khi ước lượng chéo của Frankel's (2006) 1990 và 2000 là 0,38 và 0,32. (Ngoài ra, ước lượng những ảnh hưởng bất biến trong sự hiện diện của sự tương quan chuỗi, được dẫn chứng trong phân tích tiếp theo. Lưu ý rằng, ngoài sự khác biệt trong mẫu thử, ước lượng của chúng tôi khác với của Frankel trong sự đo lường GDP thực bình quân đầu người của mỗi nước trong các điều kiện liên quan đến Hoa Kỳ tương đối hơn là trong điều kiện tuyệt đối.) Một trong những vấn đề chính trong phân tích của chúng tôi là vai trò quan trọng quyết định việc định lượng sự không chắc chắn của các ước lượng. Ngoài việc ước lượng tầm quan trọng về mặt kinh tế của các sai lệch, chúng tôi cũng xem xét về m ặt thống kê các sai lệch đó có khác 11
  13. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo không hay không. Trong hình 7, chúng tôi vẽ đường tỷ giá thực và kết quả tỷ giá dự đoán (ngược lại) và các sai số chuẩn từ dữ liệu theo PPP. Các kết quả liên quan đến GDP bình quân đầu người tính theo USD, về mặt định tính thì tương đương. Thật thú vị khi xem xét xu hướng của đồng Nhân dân tệ trong hình 7. Nó bắt đầu với m ẫu được định giá quá cao, và hơn ba thập kỷ tiếp theo hướng tới giá trị cân bằng được dự báo và sau đó quá cao, do đó, từ 2005-06, nó thực chất bị đánh giá thấp khoảng 60% trong dữ liệu đầu vào (50% trong các số hạng tuyệt đối). (Các độ lệch trong hình 7 nhỏ hơn - 55% trong dữ liệu đầu vào (42% trong các số hạng tuyệt đối). Nó thực sự là một vấn đề khó giải thích khi m à xu hướng của đồng Nhân dân tệ khác với dự đoán của giả thuyết Balassa-Sam uelson. So sánh các quan sát vào năm 1975 và 2004, chúng tôi thấy rằng các quốc gia như Indonesia, Malaysia, và Singapore cũng từng trải qua việc làm tăng thu nhập, nhưng lại làm giảm mức giá tương đối. Mặt khác, Nhật Bản - một quốc gia thường được sử dụng để minh họa cho ảnh hưởng Balassa- Samuelson, có m ột mối quan hệ cùng chiều giữa thu nhập và m ức giá tương đối. Chúng tôi sẽ đưa ra những phân tích sâu hơn trong những bài nghiên cứu sắp tới. Trong bối cảnh đó, chúng tôi tiến hành hai quan sát về những ước lượng sai lệch. Thứ nhất, đồng Nhân dân tệ liên tục được định giá thấp kể từ giữa thập niên 1980, ngay cả trong năm 1997 và năm 1998, khi Trung Quốc đã được khen ngợi vì phủ nhận việc hạ giá tiền tệ của mình bất chấp sự đe dọa đến vị thế cạnh tranh. Thứ hai, và có lẽ quan trọng nhất, trong năm 2005, giá trị đồng Nhân dân tệ nằm trong khoảng giữa một sai số chuẩn và hai sai số chuẩn – cách xa giá trị dự đoán, mà trong bối cảnh hiện nay được xem như là giá trị “cân bằng". Nói cách khác, theo tiêu chí thống kê chuẩn mà các nhà kinh tế thường áp dụng, đồng Nhân dân tệ không bị định giá thấp (như năm 2005). Tương tự như vậy, chúng tôi không thể khẳng định rằng m ức độ ước lượng của sự đánh giá thấp là có ý nghĩa thống kê trong năm 2006. Việc phân tán rộng của các quan sát trong các biểu đồ làm giảm m ức độ chính xác của các sai lệch. Trong Cheung (2007b.), chúng tôi m ở rộng phân tích này với một nhóm nước không đồng nhất (nước công nghiệp so với nước kém phát triển hơn, các nước phát triển cao so với các nước phát triển thấp, và khu vực khác nhau) t heo từng khoảng thời gian. Sau khi tiến hành các kiểm định vững, chúng tôi kết luận rằng mặc dù các ước lượng điểm chỉ ra đồng Nhân dân tệ được giá thấp trong hầu như tất cả các m ẫu, nhưng không có t rường hợp nào độ lệch có ý nghĩa thống kê, thật vậy, khi giải thích m ối tương quan chuỗi, độ lớn của sai lệch không có ý nghĩa thống kê ngay cả ở mức 50%. Những phát hiện này đánh dấu m ức độ không chắc chắn của các ước lượng thực nghiệm của "tỷ giá hối đoái thực cân bằng", do đó cần chú ý đến sự khó khăn trong việc đánh giá chính xác m ức độ định giá thấp của đồng Nhân dân tệ. Lưu ý rằng các độ lệch từ khoảng có ý nghĩa là liên tục, như độ lệch từ mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và thu nhập được xác định bởi hồi quy là liên tục hoặc là biểu hiện một tương quan chuỗi. Điều này có ngụ ý quan trọng trong việc giải thích các m ức độ không chắc chắn của việc đo lường các sai lệch. Frankel (2006) tiến hành m ột quan sát tương tự và ghi nhận lại rằng m ột nửa độ lệch của đồng Nhân dân tệ trong năm 2000 là từ khoảng có ý nghĩa trong năm 1990. Chúng tôi ước tính các hệ số hồi qui trong m ẫu khoảng 0,95 (dựa trên số liệu thu nhập bình quân đầu người theo PPP) hàng năm. Đơn giản, sự điều chỉnh dựa trên những ước lượng sau đó cho thấy rằng các sai số chuẩn của hồi qui được điều chỉnh bởi m ột yếu tố bằng [1/(1-ρˆ 2 )]0.5 ≈ 2. Sau khi kiểm soát được m ối tương quan chuỗi, giá trị thực tế của đồng Nhân dân t ệ luôn nằm trong m ột khoảng dự báo sai số chuẩn xung quanh giá trị cân bằng của hơn 20 năm qua. Kết hợp kết quả này và dữ liệu quan sát phân tán rộng trong hình 7, chỉ ra rõ rằng các dữ liệu chưa có đầy đủ thông tin để thực hiện các suy luận chính xác về sai lệch không phải cho khoảng thời gian gần đây nhưng cho trong toàn bộ khoảng thời gian m ẫu. (Các cuộc tranh luận, Jeffrey Frankel, đã quan sát thấy rằng mức ý nghĩa 5% quá cao đó có thể là m ột rào cản để đạt được m ục đích của chính sách. Ngay cả khi giảm mức ý nghĩa tới 40%, chúng tôi sẽ không từ chối 12
  14. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo giả thuyết không định giá thấp, sau khi tính toán dãy tương quan nối tiếp.) H ình 7: Sai lệch của tỷ giá đồng Nhân dân tệ dựa trên những ước lượng OLS gộp với thu nhập bình quân đầu người theo PPP, 1975 – 2005. Dữ liệu Trung Quốc 2006 trong World Economic Outlook. Các quan sát Trung Quốc mới 2005 dựa trên dữ liệu ICP 2007. 3.4. C ập nhật kỹ thuật cơ bản: Dữ liệu Vintage 2008: Theo báo cáo của Ngân hàng thế giới gần đây, dự báo mới về GDP và m ức giá của Trung Quốc năm 2005, được đo bằng PPP (ngang giá sức mua). Những dự báo đó dựa trên những công trình dự án so sánh quốc tế kết hợp với dữ liệu điểm chuẩn m ới về giá. Kết quả cuối cùng là để giảm dự báo GDP bình quân đầu người của Trung Quốc khoảng 40%, và tăng m ức giá dự báo bằng m ột khoản tiền tương tự (Thống kê từ ngân hàng Châu Á năm 2007. Xem thêm Elekdag và Lall (2008) và Chương trình So sánh quốc tế (2007) để thảo luận). S dụng m ột dữ liệu mới cập ử nhật cho thấy quan sát về Trung Quốc năm 2005 về cơ bản nằm trên đường hồi qui, nổi bật như là một Trung Quốc mới năm 2005 (Hình 7). Nói cách khác, những ước lượng m ới đã xóa bỏ những dự báo về sự định giá thấp đồng Nhân dân tệ của chúng tôi. Tuy nhiên, với việc thu thập những tài khoản thích hợp về vấn đề này liên quan đến cách tiếp cận nhẹ nhàng hơn. Điều đó là do dữ liệu của các nước có sự thay đổi đáng kể. Điều này có nghĩa là chúng ta phải ước lượng lại các hàm hồi qui. Chúng tôi trình bày các kết quả ở Bảng 3. 13
  15. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo Bảng 3: Các kết quả ước lượng bảng của mối quan hệ giữa thu nhập và tỷ giá hối đoái thực : dữ liệu vintage 2008 Ghi chú : dữ liệu được thu thập trên 168 quốc gia trong giai đoạn từ 1980 đến 2006. Bảng này là không cân bằng vì thiếu một số quan sát. ** và * tương ứng với mức ý nghĩa 1% và 5% , sai số chuẩn của phương sai không đồng nhất và chắc chắn được ghi trong dấu ngoặc bên dưới các ước lượng hệ số hồi quy. Những m ô hình hồi quy những ảnh hưởng biến, kiểm định F cho kết quả với giả thiết không (Ho) về sự như nhau của các hệ số giữa các quốc gia trong mẫu. Những m ô hình hồi quy những ảnh hưởng ngẫu nhiên, kiểm định H bất biến về thời gian Tập trung vào dữ liệu dựa trên PPP, cho thấy rằng kết quả gộp OLS đã chỉ ra m ột tác động nhỏ hơn của thu nhập đến mức giá tương đối hơn việc dùng dữ liệu trước đó. Các hệ số hồi quy giảm từ 0.3 xuống còn 0.2. Trong hồi quy các ảnh hưởng bất biến, các hệ số hồi quy ở giữa giảm trong khi các hệ số hồi quy bên trong thì t ăng. Sự thay đổi trong khối lượng mẫu và thay đổi trong các hệ số hồi quy ước lượng, sẽ không quá ngạc nhiên khi nhận thấy sự thay đổi của sai lệch ước lượng. Tuy nhiên, độ lớn của sự thay đổi trong sai lệch là đáng ngạc nhiên đối với đồng Nhân dân tệ. Về cơ bản như trong năm 2006, không có sai lệch nào có ý nghĩa kinh tế hoặc ý nghĩa thống kê. S định giá thấp vào khoảng 10% trong dữ liệu đầu vào, và sự đánh giá ự thấp lớn nhất là năm 1993. (Chúng tôi cũng dự kiến (3) bằng cách sử dụng phương pháp hồi qui từng phần qua các năm . Mô hình chỉ ra rằng độ lệch của đồng Nhân dân tệ có thể so sánh với m ột thảo luận ở trên. Ví dụ, đồng Nhân dân tệ được định giá cao trước những năm 1980, sẽ hiển thị m ột số lượng lớn các định giá thấp từ cuối những năm 1980 đến năm 2004, và sự định giá cao không đáng kể trong năm 2005. Tất cả các ước tính của những năm qua về mức độ định giá thấp là không có ý nghĩa thống kê. Mức trung bình hàng năm của các ước lượng về việc định giá thấp từ năm 1975-2005 là 15,5% . Giá trị tương tự như các ước lượng về việc định giá thấp là 16% báo cáo trong Arvind Subram anian (2008), các ước lượng của ông thực hiện dựa trên phương pháp nghiên cứu của Johnson (2007)) Kết quả được minh họa rõ trong Hình 8, trong đó chúng tôi sẽ trình bày biểu đồ phân tán của m ức giá so với thu nhập bình quân đầu người, sử dụng các dữ liệu mới nhất. Những con số tổng kết việc tìm kiếm cơ bản của chúng tôi: tức là sai lệch đáng kể vào khoảng 40%, làm cho phát hiện trong phân tích trước đây của chúng tôi biến m ất trong phân tích này. 14
  16. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo H ình 8: Sai lệch của tỷ giá đồng Nhân dân tệ dựa trên các ước lượng OLS gộp với thu nhập bình quân đầu người theo PPP, dữ liệu vintage 2008 Có thể coi việc biến mất đó như là biện minh cho kết luận của chúng tôi trước đó rằng bằng chứng thống kê cho việc đánh giá dưới m ức đã đặt nhầm . Tuy nhiên, sự quả quyết của nhóm chúng tôi được rút ra từ m ẫu không chắc chắn. Xem xét lại trong vị thế của T rung Quốc phản ánh sai số ước lượng mà chúng tôi đã không tính đến trong phân tích trước đây. Bản chất của các ước lượng về việc định giá thấp đã củng cố quan điểm rằng chúng tôi chỉ kiểm định một trong m ột vài cách t iếp cận trình bày ở Bảng 1. Nhóm thảo luận của chúng tôi đã quan sát thấy rằng các chỉ số khác cũng cung cấp thông tin cho các cuộc thảo luận về việc đồng Nhân dân tệ có bị định giá sai lệch hay không. Thặng dư thương mại và tích lũy dự trữ đang tăng, cũng như tốc độ tăng trưởng nhanh chóng (vượt quá những gì được nhận thức rộng rãi như tỷ lệ bền vững), chọn một loại tiền tệ định giá thấp, với điều kiện dựa trên mức độ của các biến chính sách khác. Chúng tôi sẽ không đồng ý với quan điểm rằng phương pháp tiếp cận đa phương nên được sử dụng để đánh giá sai lệch của tiền tệ. Theo đó, chúng tôi có nhiều bằng chứng hơn về sự định giá thấp đồng Nhân dân tệ hơn khi chúng ta thu được từ việc chỉ đơn thuần xem xét hiệu ứng Penn, đặc biệt khi điều chỉnh dữ liệu PPP đã dẫn đến nghi ngờ về các ước lượng về sự sai lệch của chúng tôi. 4. Nghiên cứu về độ co giãn thương m ại: 4.1. Khảo sát những ước lượng về độ co giãn thương mại: Với tốc độ chuyển dịch cơ cấu nhanh chóng, có khá ít các tài liệu về việc đánh giá phản ứng của 15
  17. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo thu nhập với dòng chảy thương mại của Trung Quốc. Cũng có vài nghiên cứu về độ co giãn thương mại đa phương của Trung Quốc. Goldm an Sachs đã ước lượng độ co giãn theo giá xuất khẩu của Trung Quốc là 0.2 và độ co giãn theo giá nhập khẩu là 0.5 (O’Neill và Wilson (2003) được trích dẫn trong Morrison và Labonte (2006)). Có lẽ, nó gần giống với những ước lượng trong tính toán của Goldstein (2004), m ặc dù chúng không được báo cáo. Kwack (2007) sử dụng m ô hình tăng trưởng với tỷ giá hối đoái thực khử lạm phát để ước lượng độ co giãn trong giai đoạn 1984 đến 2003. S dụng nhóm gồm 29 nước phát triển và đang phát ử triển, ông đã tìm ra rằng, độ co giãn t heo giá nhập khẩu đa phương của Trung Quốc là 0.5 và độ co giãn theo thu nhập là 1.57 (Wang và Ji (2006) đã thực hiện theo phương pháp tiếp cận tương tự và phát hiện ra tỷ giá hối đoái danh nghĩa không ảnh hưởng tới xuất nhập khẩu của Trung Quốc). Thorbecke và Smith (2007) tuy không trực tiếp kiểm định tác động đối với cả xuất khẩu và nhập khẩu, nhưng lại tập trung nghiên cứu tác động của sự tăng giá của đồng nhân dân tệ đối với xuất khẩu, có tính đến sự thống nhất trong quy trình sản xuất của các nước trong khu vực. Sử dụng mẫu gồm 33 nước trong khoảng thời gian từ 1994 đến 2005, và tỷ giá hối đoái được điều chỉnh theo tỷ trọng thương m ại để đo lường sự tác động của tỷ giá hối đoái song phương đối với giá đầu vào nhập khẩu, họ phát hiện ra rằng đồng nhân dân tệ tăng giá 10% với điều kiện đồng tiền của các nước Đông Á khác không thay đổi sẽ làm giảm 3% trong xuất khẩu hàng gia công và 11% trong xuất khẩu hàng hóa thông thường. Nếu đồng tiền của các nước Đông Á tăng giá cùng với đồng nhân dân t ệ thì sẽ làm hàng gia công xuất khẩu giảm 9%. Marquez và Schindler cho rằng việc thiếu chỉ số giá hữu dụng trong xuất nhập khẩu của Trung Quốc cần thực hiện theo đặc tính của m ô hình thay thế. Họ xem xét sự thay đổi của lãi suất khi các phần của thương m ại thế giới (nhập khẩu và xuất khẩu), được chia thành “hàng hóa thông thường” và “linh kiện và bộ phận máy m óc”. Sử dụng số liệu nhập khẩu hàng tháng của Trung Quốc từ năm 1997 đến tháng 7 năm 2006, họ nhận ra rằng độ co giãn thu phập của phần thương m ại thông thường nằm trong khoảng từ -0.021 đến -0.001 (có nghĩa là các hệ số hồi quy đã bị sai hướng), và độ co giãn theo giá nằm trong khoảng từ 0.013 đến 0.021 (Marquez và Schindler (2007) đã dự đoán là kết quả khác thường này sẽ tăng vì vai trò của các doanh nghiệp sở hữu nhà nước. Họ cũng quan sát kết quả này có thể xảy ra với cơ cấu thay thế tất nhiên giữa hàng hóa nội địa và hàng hóa nhập khẩu). Độ co giãn t heo giá linh kiện và bộ phận m áy móc cũng sai hướng, và vì vậy không có ý nghĩa thống kê. Thú vị là, vốn FDI có ý nghĩa quan trọng trong hầu hết các trường hợp. Khi vốn FDI có xu hướng ổn định thì cũng không có gì rõ ràng khi cho rằng sẽ có tác động mạnh tới ảnh hưởng của FDI hay các biến số khác có xu hướng tăng lên theo thời gian, bao gồm cả yếu tố năng lực sản xuất. Đối với xuất khẩu (hàng hoá thông thường), họ thấy rằng độ co giãn t heo thu nhập nằm trong khoảng từ 0.08 đến 0.09, và độ co giãn theo giá nằm trong khoảng từ 0.08 đến 0.068. Đối với xuất khẩu linh kiện và bộ phận máy m óc, hệ số hồi quy của thu nhập dao động trong khoảng từ 0.042 đến 0.049. Những điều đó có ý nghĩa quan trọng khi đồng nhân dân tệ của Trung Quốc tăng giá thực 10% thì sẽ làm cán cân thương mại của Trung Quốc giảm khoảng từ 75 tỷ USD đến 92 tỷ USD. Garcia – Herrero và Koivu (2007) có nghiên cứu gần giống với nghiên cứu của chúng tôi. Họ kiểm định dữ liệu trong giai đoạn từ 1995 đến 2005, sau đó chia dữ liệu ra t hành xuất nhập khẩu thông thường và xuất nhập khẩu linh kiện/hàng gia công. Họ đã tạo mối liên kết giữa xuất khẩu của Trung Quốc với nhập khẩu của thế giới và tỷ giá thực hiệu dụng, có bổ sung thêm cách đo lường mẫu với việc giảm thuế giá trị gia tăng cho hàng xuất khẩu và biến năng suất hiệu dụng. Trong cả 2 phương trình xuất khẩu và nhập khẩu đều có tính đến vốn FDI. Kết quả đáng chú ý m à họ thu được là đối với nhập khẩu của Trung Quốc, hệ số hồi quy của tỷ giá hối đoái thực có 16
  18. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo dấu hiệu trái ngược với dự đoán trong toàn bộ mẫu. Sau khi gia nhập W TO, độ co giãn theo giá và thu nhập xuất khẩu của Trung Quốc tăng lên đáng kể. Về phía nhập khẩu thì lại không có thay đổi gì rõ nét trong giai đoạn trước và sau khi gia nhập WT O. Mann và Pluck (2007) xem xét mối quan hệ song phương thương mại giữa Mỹ và Trung Quốc. Vận dụng mô hình hiệu chỉnh sai số để phân tích những số liệu song phương không hợp nhất trong khoảng thời gian từ năm 1980 đến năm 2004, họ đã thấy rằng độ co giãn t heo thu nhập của hàng hóa nhập khẩu từ Trung Quốc vào M ỹ là khá cao: ước lượng độ co giãn t heo thu nhập trong dài hạn của tư liệu sản xuất và hàng tiêu dùng tương ứng là 10 và 4. Độ co giãn theo giá hàng hoá tiêu dùng thì không có ý nghĩa thống kê, t rong khi độ co giãn theo giá của tư liệu sản xuất lại cao một cách đáng ngờ, xung quanh mức 10 (M ann và Pluck (2007) sử dụng dữ liệu dòng chảy thương m ại và chỉ số giá không hợp nhất của BEA. Độ co giãn theo t hu nhập được báo cáo thì kết hợp với chuỗi chi phí, ví dụ như hoạt động đầu tư với biến thu nhập trong hàm hồi quy liên quan đến tư liệu sản xuất). Mặt khác, xuất khẩu của Mỹ vào Trung Quốc lại có độ co giãn thu nhập của tư liệu sản xuất và hàng tiêu dùng, tương ứng là 0.74 và 2.25. Đo lường độ co giãn theo giá không có ý nghĩa về m ặt thống kê. Nhìn chung, thật khó để ước lượng hệ số hồi quy hợp lý. Thorbecke (2006) kiểm định dữ liệu song phương giữa Mỹ và Trung Quốc hợp nhất trong giai đoạn từ 1988 đến 2005. Sử dụng cả phương pháp hợp lý cực đại của Johansen và phương pháp OLS linh hoạt của Stock-Watson (1993), ông tìm ra được các bằng chứng có ý nghĩa thống kê giữa thu nhập, tỷ giá hối đoái thực và các dòng chảy thương m ại đã khử lạm phát. Hàng hóa nhập khẩu từ Trung Quốc vào Mỹ có độ co giãn theo tỷ giá hối đoái thực nằm trong khoảng 0.4 đến 1.28. Độ co giãn t heo thu nhập thì vào khoảng từ 0.26 đến 4.98. Trong tất cả các trường hợp, tính thay thế của các dòng chảy thương mại của các nước Đông Nam Á được giải thích với sự bao hàm tỷ giá hối đoái thực ASEAN/Dollar. Điều thú vị là, độ co giãn theo thu nhập không có ý nghĩa thống kê ngay cả khi nó là 1 con số tương đối lớn. Với việc xuất khẩu từ Mỹ sang Trung Quốc, ông nhận thấy rằng độ co giãn theo tỷ giá hối đoái nằm trong khoảng 0.42 đến 2.04 và độ co giãn theo thu nhập là khoảng 1.05 đến 1.21. 4.2. Độ co gi ãn thương mại đa phương: Trước tiên, chúng ta hãy xem xét dòng chảy thương mại của T rung Quốc với phần còn lại của thế giới. Chúng ta ước lượng theo công thức sau, trong đó chỉ rõ xuất khẩu và nhập khẩu từ góc nhìn của Trung Quốc: ext   0  1 y*   2 qt  3 zt  u1,t' t (4) Và im t   0   1 yt   2 qt   3 wt  u 2 ,t ' (5) Trong đó, y là biến biến thiên, q là tỷ giá hối đoái thực (quy ước là khi q tăng tức là đồng nhân dân tệ giảm giá) và z là biến cung. Biến w là biến linh hoạt giải thích cho các nhân tố khác có thể làm tăng nhu cầu nhập khẩu. Các phương trình được tính toán dựa trên việc sử dụng phương pháp hồi quy OLS linh hoạt của S tock-Watson (1993) của các biến bên phải. Đối với các biến phụ thuộc, chúng ta thu thập dữ liệu hàng tháng về xuất khẩu và nhập khẩu Trung Quốc từ năm 1980 đến năm 2006. Những dữ liệu này sẽ được phân chia thành dòng chảy thương mại hàng hóa thông thường, linh kiện và hàng gia công. Dữ liệu đa phương được lấy từ Hải Quan Trung Quốc thông qua CEIC. Dữ liệu nhập khẩu được tính theo giá CIF và dữ 17
  19. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo liệu về xuất khẩu lại dựa trên cơ sở giá FOB. Chúng ta chuyển đổi số liệu hàng tháng thành số liệu hàng quý bằng phương pháp trung bình đơn giản. Điều này được minh hoạ trong hình 9 và 10. H ình 9: Tổng xuất khẩu, xuất khẩu hàng thông thường, và xuất khẩu hàng gia công và linh kiện của Trung Quốc, tính theo tỷ USD, với số liệu hàng năm. H ình 10: Tổng nhập khẩu, nhập khẩu hàng thông thường, nhập khẩu hàng gia công và linh kiện, tính theo tỷ USD, với số liệu hàng năm. Có m ột vấn đề khó khăn liên quan đến hệ số giảm phát. Đến năm 2005, Trung Quốc vẫn không có được báo cáo về chỉ số giá cho xuất khẩu và nhập khẩu. Hạn chế này được giải thích trong độ tin cậy của Marquez và Schindler trong biến theo tỷ trọng thương mại. Chúng ta cố gắng thoát khỏi khó khăn này bằng cách thức khác, dựa vào cách đo lường các mẫu. Cho đến khi các dòng chảy thương m ại được báo cáo bằng đồng dollar Mỹ, thì sự đo lường giá cả mà chúng ta 18
  20. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 G VH D: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo xem xét bao gồm cả CPI của Mỹ, PPI đối với thành phẩm , các chỉ số giá được báo cáo bởi Gaulier, Lem oine và Unal-Kesenci (2006, sau đây gọi là GLU-K), cả hai đều ở m ức độ tổng hợp với từng giai đoạn sản xuất và cuối cùng là việc sử dụng chỉ số tái xuất khẩu của Hong Kong. Dưới đây, chúng ta chỉ đưa ra các kết quả dựa trên PPI, chỉ số GLU-K phân loại cụ thể và chỉ số giá trị đơn vị của Hong Kong; các kết quả còn lại được cung cấp theo yêu cầu. Chúng ta lựa chọn những chỉ số này (hình 11 và hình 12) chủ yếu là dựa trên nền tảng thực tế. Chỉ số PPI là m ột đại diện tốt cho giá cả hàng hoá thương m ại, trong khi chỉ số GLU-K lại được xây dựng và thu thập 1 cách rất cẩn thận. H ình 11: Hệ số giảm phát đối với xuất khẩu của Trung Quốc; PPI của Mỹ, hàng tiêu dùng – dựa trên chỉ số giá của Gaulier, và chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu của Hồng Kong với thế giới. Tất cả chuỗi số liệu đều ở dạng logarit, với mốc 2000Q1=0. 19
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

LV.15: Bộ Đồ Án Tốt Nghiệp Chuyên Ngành Cơ Khí
65 tài liệu
2397 lượt tải
THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
2=>2