Luận văn đề tài: Sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá hối đoái thực hiện hiệu lực của Trung Quốc

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ..................................................................................................... 1

1. GIẢI THÍCH THUẬT NGỮ: ............................................................................................. 2

2. TỔNG QUAN CÁC BÀI NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ................................................ 7

3. BÀI NGHIÊN CỨU GỐC .................................................................................................. 9

3.1.

Giới thiệu............................................................................................................................................................. 10

3.2. Mô hình NATREX mở rộng: ......................................................................................................................... 12

3.2.1.

Cấu trúc của mô hình .................................................................................................... 14

3.2.1.1.

Tiết kiệm: .................................................................................................................. 14

3.2.1.2.

Tỷ giá thương mại và tỷ giá hối đoái thực: ............................................................... 15

3.2.1.3.

Đầu tư: ...................................................................................................................... 16

3.2.1.4.

Cân bằng thị trường hàng hóa ................................................................................. 17

3.2.1.5.

Tài khoản vãng lai: .................................................................................................... 18

3.2.1.6.

Danh mục cân bằng: ................................................................................................. 18

3.2.1.7.

Tích lũy vốn và tài sản nước ngoài: .......................................................................... 18

3.2.2.

Cân bằng trung hạn ...................................................................................................... 19

3.2.3.

Sự điều chỉnh động ....................................................................................................... 19

3.2.4.

Trạng thái ổn định ........................................................................................................ 20

3.3.

Phương pháp luận thực nghiệm ................................................................................................................ 22

3.4. Đo lường tỉ giá hối đoái thực hiệu lực ( REER) ................................................................................... 24

3.5. Kết quả thực nghiệm ...................................................................................................................................... 27

3.5.1.

Tỷ giá thương mại .................................................................................................................................. 32

3.5.2.

Tỷ lệ phụ thuộc của giới trẻ. .............................................................................................................. 32

3.5.3.

Hạn chế thanh khoản. ........................................................................................................................... 33

3.5.4.

Đầu tư của chính phủ. .......................................................................................................................... 34

3.6. Mô hình Natrex và sự sai lệch .................................................................................................................... 34

3.7. Kết luận và nhận xét : ..................................................................................................................................... 39

Phụ lục A ................................................................................................................................... 41

Phụ lục B. biến đo lường và các nguồn dữ liệu ...................................................................... 42

4. Mở rộng tại Việt Nam : ..................................................................................................... 46

4.1.

Chọn năm gốc .................................................................................................................................................... 46

4.2.

Chọn rổ tiền tệ đặc trưng ............................................................................................................................. 46

4.3.

Các bước tính REER:....................................................................................................................................... 47

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

Consumption The user cost of capital Current account Consumer price index Dependency ratio of the old Dependency ratio of the young Demand for non-tradables Domestic private investment Foreign assets Foreign direct investment Government investment GDP price deflator index Investment Capital Liquidity constraint Nominal exchange rate

THUẬT NGỮ TIẾNG VIỆT Chi tiêu Chi phí sử dụng vốn Tài khoản vãng lai Chỉ số giá hàng tiêu dùng Tỷ số phụ thuộc già Tỷ số phụ thuộc trẻ Hàm cầu hàng phi thương mại Đầu tư tư nhân nội địa Tài sản nước ngoài Đầu tư trực tiếp nước ngoài Đầu tư chính phủ Chỉ số giảm phát GDP Tổng đầu tư Vốn Hạn chế thanh khoản Tỷ giá hối đoái danh nghĩa Tỷ giá hối đoái thực tự nhiên Giá đầu ra Giá hàng tư liệu sản xuất Ngang giá sức mua Tỷ giá hối đoái thực Lãi suất thực Lãi suất nước ngoài Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực Đồng nhân dân tệ Trung Quốc Tỷ suất sinh lợi tương đối của vốn Chi phí lao động tương đối Tiết kiệm Hàm cung hàng phi thương mại Tỷ giá thương mại Tổng năng suất yếu tố sản xuất Sản lượng nội địa Tỷ lệ khấu hao kinh tế Thuế suất đa hợp

KÍ HIỆU THUẬT NGỮ TIẾNG ANH C c CA CPIi DEPO DEPY Dn DPI F FDI GI GDPi I K LIQC N NATREX Natural real exchange rate Output price p Price of capital goods pk Purchasing power parity PPP Real exchange rate R Real interest rate r Foreign interest r' Relative effective exchange rate REER Renminbi RMB Relative return to capital RRC Relative unit labor cost RULC Saving S Supply of non-tradables Sn Terms of trade T Total factor productivity TFP Domestic output Y Rate of economic depreciation δ The composite tax rate τ

1. GIẢI THÍCH THUẬT NGỮ:

1. Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (REER): là giá trị trung bình có trọng số

của tỷ giá hối đoái thực song phương giữa một quốc gia với với nhiều đối tác thương

mại, với trọng số là tỷ trọng thương mại. REER rất thích hợp để so sánh mức độ cạnh

tranh về giá của một nước so với đối tác thương mại đồng thời là một yếu tố cần xem

xét để đánh giá xem nội tệ có bị định giá cao hay thấp so với đồng tiền của các đối tác.

2. Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân bằng (EREER): là chỉ số cho thấy sự

đạt được đồng thời cân bằng bên trong và bên ngoài nền kinh tế khi các giá trị biến số

kinh tế vĩ mô nền tảng có liên quan cho trước ổn định. Sự cân bằng bên trong đề cập đến

cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch. Sự cân bằng bên ngoài đạt được khi cán cân

vãng lai bền vững. Khi REER bị lệch so với EREER sẽ tạo ra mất cân bằng tỷ giá.

REER bị định giá cao so với giá trị cân bằng sẽ làm giảm tính cạnh tranh của hàng hóa

xuất khẩu.

Có 6 cách tiếp cận để đánh giá tỷ giá hối đoái thực cân bằng:

 Ngang giá sức mua (PPP)

 Ngang giá sức mua hiệu chỉnh

 Cân bằng kinh tế vĩ mô

 Sức cạnh tranh của hàng hóa ngoại thương

 Tỷ giá hối đoái ước tính bào gồm: mô hình FEER, mô hình BEER, mô

hình Natrex, mô hình EREER.

 Cân bằng tổng thể.

Do phương pháp tiếp cận của bài là mô hình Natrex, do đó chúng tôi chỉ đi sâu

phân tích mô hình này.

3. Định nghĩa Natrex :

Natrex viết tắt từ Nature real exchange rate, được Stein đưa ra 1995. Natrex được

áp dụng riêng cho từng nền kinh tế riêng biệt, đối với từng nền kinh tế thì sẽ có từng

biến riêng biệt. Phương pháp Natrex giải thích sự biến động của tỷ giá hối đoái thực

trong trung và dài hạn, nhưng chủ yếu là tập trung vào dài hạn. Natrex là một tỷ lệ được

xác định bởi các yếu tố kinh tế thực cơ bản trong nền kinh tế. Một đồng tiền bị sai lệch

bao nhiêu hay được định giá cao hay thấp bao nhiêu thì chúng ta có thể so sánh tỷ giá

hối đoái thực với Natrex của nó. Phương pháp Natrex được mở rộng mô hình PPP,

FEER và BEER để khắc phục các nhược điểm của chúng. Tỷ giá hối đoái thực hiện tại

Rt:

Rt = Natrex + sai lệch

4. Kiểm định nghiệm đơn vị: là một kiểm định được sử dụng khá phổ biến

để kiểm định một chuỗi thời gian dừng hay không dừng. Vấn đề tính dừng là một trong

những điều kiện quan trọng khi phân tích chuỗi dữ liệu theo thời gian. Nếu chuỗi dữ liệu

không dừng thì sẽ tạo ra hồi quy giả mạo và làm sai lệch kết quả của mô hình.

5. Kiểm định đồng liên kết: là một phương pháp xác định mối quan hệ

trong dài hạn giữa một nhóm các biến chuỗi thời gian. Để kiểm định đồng liên kết

chúng ta có hai cách kiểm định:

 Kiểm định nghiệm đơn vị phần dư: do trong bài nghiên cứu tác giả không dùng

cách kiểm định này nên chúng ta không để cập đến.

 Kiểm định đồng liên kết dựa trên phương phápVAR của Johansen:

Ở đây có hai giả thiết H0:

(i) “None”, nghĩa là không có đồng liên kết (đây là giả thiết ta quan tâm nhất)

(ii) “At most 1”, nghĩa là có một mối quan hệ đồng liên kết.

Lưu ý, tùy vào số biến trong mô hình (ví dụ k biến) mà ta có k-1 số phương trình

đồng liên kết. Khi đó, ta có thêm số giả thiết về số phương trình đồng liên kết. Để quyết

định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H0, ta so sánh giá trị “Trace Statistic” với giá trị tới

hạn (critical value) ở mức ý nghĩa xác định ở MHM (ở đây ta chọn là 5%).

 Nếu Trace Statistic < Critical Value, ta chấp nhận giả thiết H0.

 Nếu Trace Statistic > Critical Value, ta bác bỏ giả thiết H0.

6. Các thuật ngữ và các công thức tính bổ sung cho các biến trong mô

hình:

T (tỷ giá thương mại): được định nghĩa là giá đơn hàng xuất khẩu chia cho giá

hàng nhập khẩu.

ET (tỷ giá thương mại hiệu lực): là tỷ giá thương mại sau khi đã tính đến sự

thay đổi trong tỷ giá.

Sự khác biệt giữa REER và tỷ giá hối đoái danh nghĩa: REER so sánh giá trị

đồng nội tệ với một giỏ tiền tệ gồm nhiều đơn vị có tỷ trọng thương mại lớn với quốc

gia đang xem xét, trong khi đó tỷ giá hối đoái danh nghĩa so giá giá trị đồng nội tệ với

giá trị ngoại tệ của một quốc gia cụ thể.

Chi phí lao động đơn vị (ULC): chi phí lao động yêu cầu đầu vào đển sản xuất

một đơn vị lao động đầu ra. EULC được xây dựng bằng cách lấy trung bình nhân của

chi phí lao động đơn vị của Trung Quốc với các đối tác thương mại chính của Trung

Quốc.

Lãi suất thực dài hạn được tính toán bằng cách lấy lãi suất danh nghĩa dài hạn

của trái phiếu của chính phủ trừ đi lạm phát.

Tỷ lệ phụ thuộc tương đối giới trẻ (RDEPY) và người già (RDEPO): được định

nghĩa là lần lượt lấy dân số dưới 15 tuổi và dân số trên 60 tuổi chia cho tổng dân số lao

động.

Sản lượng: tổng các yếu tố sản lượng TFP1 và TFP2, 1 và 2 trong TFP là lần

lượt dựa trên chuỗi vốn của Chow và Li (2002) và Bai và cộng sự (2006).

Giới hạn thanh khoản của Trung Quốc (LIQC): được tính bằng tín dụng nội địa

của khu vực tư nhân chia cho GDP danh nghĩa.

Đầu tư Chính Phủ (GI): là tỷ số của tổng đầu tư của chính phủ chia cho tổng

đầu tư vào tài sản cố định.

7. So sánh giữa NATREX và các phương pháp tính EREER:

Có rất nhiều phương pháp tính tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (EREER) như BEER,

FEER và PPP, và dưới đây là sự so sánh về ưu nhược điểm của NATREX và các

phương pháp đó:

 BEER: được xây dựng trên điều kiện ngang giá lãi suất không phòng ngừa thực

(real UIP). Thay vì sử dụng tỷ giá danh nghĩa, các nhà nghiên cứu đã xem tỷ giá

thực đa phương như một biến số chính của mô hình. Xác định sự biến động của

tỷ giá trong ngắn hạn.

 FEER: dựa trên những giả định về một nền kinh tế lý tưởng với thương mại tự

do hoàn toàn, tỷ giá đạt được khi nền kinh tế đạt được cân bằng cả đối nội lẫn đối

ngoại. Nói một cách khác, tỷ giá cân bằng FEER được xác định dựa trên một số

điều kiện kinh tế được xác định bởi các biến số kinh tế quan trọng, còn các yếu tố

mang tính chu kì trong ngắn hạn bị loại bỏ. Đây là phương pháp xác định tỷ giá

cân bằng trong trung hạn.

 PPP: đây là phương pháp ra đời sớm nhất được dùng để dự báo tỷ giá hối đoái

trong dài hạn. Theo hướng tiếp cận này, việc xác định tỷ giá được thực hiện bằng

cách so sánh sức mua của hai đồng tiền. Trong đó mức độ điều chỉnh PPP được

xác định thông qua lạm phát: tốc độ tăng (giảm) tỷ giá hối đoái hằng năm giữa

đồng nội tệ và ngoại tệ sẽ bằng chênh lệch giữa tỷ lệ lạm phát nội tệ và tỷ lệ lạm

phát ngoại tệ. Tuy nhiên, PPP không được duy trì liên tục, nguyên nhân:

o Tác động của các yếu tố ảnh hưởng khác đến tỷ giá hối đoái: chênh lệch

lãi suất, mức thu nhập và các biện pháp kiểm soát của chính phủ.

o Không có hàng thay thế cho hàng nhập khẩu.

o Hàng rào mậu dịch và hàng rào mậu dịch ẩn.

o Tỷ trọng nhâp lượng phi mậu dịch trong hàng hóa.

o Thông tin bất cân xứng.

o Các loại hàng hóa và tỷ trọng của các loại hàng hóa được đưa vào rổ hàng

hóa để tính chỉ số giá ở những quốc gia khác nhau sẽ khác nhau.

 NATREX:

Tỷ giá cân bằng NATREX là tỷ giá thực mà tại đó trạng thái của cán cân vãng lai

bằng chênh lệch giữa tiết kiệm và đầu tư. Phương pháp xác định tỷ giá cân bằng

NATREX tập trung vào sự biến động của tỷ giá thực cân bằng trong trung và dài hạn,

bỏ qua mọi biến động mang tính chu kì và đầu cơ trong ngắn hạn. Các bằng chứng thực

nghiệm cho thấy, phương pháp NATREX giải thích sự biến động của tỷ giá thực trong

dài hạn tốt hơn so với học thuyết ngang giá sức mua. Về cơ bản tỷ giá cân bằng

NATREX: được xác định giống như tỷ giá cân bằng trung hạn FEER. Tuy nhiên, nó

cũng có một số khác biệt như sau:

Thứ nhất, ngoài các biến số kinh tế như trạng thái của cán cân vốn trong trung

hạn, thu nhập quốc dân trong nước và nước ngoài, tỷ giá NATREX còn được xác định

phù hợp với phương pháp cân bằng danh mục, theo đó lãi suất thực trong nước phải

bằng với lãi suất thực nước ngoài. Do điều kiện về lãi suất thực này chỉ được duy trì

trong dài hạn, nên tỷ giá NATREX được gọi là tỷ giá cân bằng trong dài hạn.

Thứ hai, tỷ giá thực được dùng trong phương pháp NATREX được xác định theo

nhiều phương pháp khác nhau tùy thuộc vào quy mô của nền kinh tế. Đối với các nền

kinh tế lớn như Mĩ, tỷ giá thực được xác định dựa vào tỷ giá danh nghĩa và chỉ số giá

tiêu dùng hoặc chỉ số giảm phát GDP giữa 2 quốc gia. Còn đối với nền kinh tế nhỏ thì tỷ

giá thực được tính dựa trên tỷ giá danh nghĩa và chỉ số giá nhân công giữa 2 quốc gia.

Thứ ba, bên cạnh các biến được sử dụng trong phương pháp tính tỷ giá cân bằng

FEER, để tính tỷ giá cân bằng NATREX chúng ta có thể sử dụng thêm một số biến khác

như tốc độ tăng trưởng GDP thực tế trong nước và nước ngoài, tỷ lệ chi tiêu xã hội hoặc

chi tiêu chính phủ trên GNP, tỷ giá thương mại TOT, lãi suất thực của nước ngoài.

2. TỔNG QUAN CÁC BÀI NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (REER) được các nhà kinh tế đặc biệt quan tâm

trong nền kinh tế mở, nó tác động đến nhiều yếu tố. Nhiều nhà kinh tế đã xem xét tác

động của nó trong mối quan hệ đối với cán cân thương mại của một quốc gia. Nhưng

mô hình NATREX mở rộng được sử dụng trong bài nghiên cứu gốc chưa từng được sử

dụng ở Trung Quốc trước đây và một loạt các nền tảng kinh tế học chỉ phù hợp duy nhất

đối với nền kinh tế Trung Quốc được đưa vào mô hình. Ngược lại, hầu hết các bài

nghiên cứu khác chỉ xem xét về phương pháp đo lường và liên kết REER với các nền

tảng lý thuyết.

Trong bài “Evaluating Alternative Measures of the Real Effective Exchange

Rate” của Robert Lafrance, Patrick Osakwe, and Pierre St-Amant, các tác giả đã xem

xét ảnh hưởng của tỷ giá hoái đối thực hiệu lực đến xuất khẩu và nhập khẩu ở Canada.

Một sự suy giảm trong REER sẽ dẫn đến một cải thiện trong cán cân thương mại theo

thời gian. Và chỉ số tỷ giá hoái đối thực hiệu lực được tính toán sử dụng chi phí nhân

công giải thích sự biến đổi trong xuất khẩu ròng và sản lượng thực của Canada tốt hơn

đáng kể so với cách dựa vào chỉ số giá tiêu dùng.

Ở bài “Cointegration Test of a Long-run Relation Between the Real Effective

Exchange Rate and the Trade Balance” của Augustine C. Arize cũng xem xét mối liên

hệ của tỷ giá hoái đối thực hiệu lực với cán cân thương mại. Những thí nghiệm về đồng

liên kết và phát triển gần đây của Engle, Yoo (1989) và Johansen (1988) đã cung cấp

một phương pháp thay thế khác để xác định mối quan hệ trong dài hạn giữa cán cân

thương mại và tỷ giá hối đoái thực hiệu lực REER. Các tác giả quan sát thấy được rằng

có một mối liên hệ tích cực giữa cán cân thương mại với tỷ giá hối đoái thực hiệu lực ở

hầu hết các nền kinh tế ở Châu Á. Mặc dù có một số trường hợp ngoại lệ đặc biệt,

nhưng kết quả nghiên cứu của chúng tôi đưa ra kết luận rằng hai chỉ số này có liên quan

với nhau. Điều này ngụ ý rằng sự mất giá trong dài hạn dẫn đến việc cán cân thương

mại được cải thiện. Nói cách khác, sự gia tăng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (được định

nghĩa là số lượng đơn vị nội tệ trên một đơn vị ngoại tệ) đồng nghĩa với sự mất giá của

đồng nội tệ.

Trong bài: “The Measurement of Real Effective Exchange Rates: A Survey and

Applications to East Asia” Của Menzie D Chinn Tại Đại học California, Santa Cru Và

Cục nghiên cứu Q222 kinh tế quốc gia đã đưa ra các cơ sở lý luận cho các định nghĩa

khác nhau của tỷ giá hối đoái thực, các phương pháp thay thế cho việc tính toán tỷ giá

hối đoái hiệu lực đang được giới thiệu. Cách sử dụng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực được

trình bày trong một số hoàn cảnh, bao gồm (i) đánh giá quá cao tỷ giá hối đoái, (ii) liên

quan đến tỷ giá hối đoái thực đến các khác biệt về năng suất, (iii) ước lượng khả năng

đáp ứng giá tương đối của dòng chảy thương mại, và (iv) đánh giá tác động của phá giá

cạnh tranh. Kết luận: trong các cuộc thảo luận về sự tương tác kinh tế vĩ mô giữa các

nền kinh tế, tỷ giá hối đoái thực thường là biến số chính của lãi suất. Bài nghiên cứu này

đã đưa ra các nguyên tắc chung là để giảm giảm phát một cách thích hợp và hợp lý hóa

các đề án quan trọng cho các vấn đề kinh tế khác nhau. Tuy nhiên việc thực hiện phụ

thuộc vào các vấn đề kinh tế chính bị ràng buộc bởi sự sẵn có của dữ liệu.

3. BÀI NGHIÊN CỨU GỐC

Sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân bằng của Trung

Quốc: Phương pháp tiếp cận NATREX

Trung tâm thị trường vốn quốc tế, trường đại học Metropolitan London, Anh Quốc

Trường kinh doanh Cass, Đại học City London, Anh Quốc

Kefei You, Nicholas SANRANTIS

Thông tin bài viết TÓM TẮT

Nhận vào được ngày 16/1/2011

Lịch sử bài viết Bài viết này điều tra các tỷ giá hối cân bằng thực hiệu lực của đồng

Nhận bài chỉnh sửa từ 1/6/2012

nhân dân tệ Trung Quốc trong thời gian hậu cải cách, 1982-2010.

Chúng tôi mở rộng mô hình NATREX trong nhiều viễn cảnh quan

Chấp nhận 16/8/2012 Đăng lên mạng 25/8/2012

trọng và áp dụng nó lần đầu tiên ở Trung Quốc. Một loạt các nền tảng

kinh tế học chỉ phù hợp duy nhất đối với nền kinh tế Trung Quốc

Phân loại JEL được đưa vào mô hình. Chúng tôi xây dựng một tập hợp dữ liệu theo

F31 quý duy nhất và sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng

F32 liên kết có thể chiếm nhiều sự phá vỡ cấu trúc nội tại. Ngoài ra, để

F41 nắm bắt sự phát triển mô hình thương mại của Trung Quốc, chúng tôi

C51 sử dụng tỷ trọng thương mại trong nhiều thời gian khác nhau (trung

C52 bình 3 năm) để xây dựng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực. Chúng tôi tìm

O53 thấy hai sự phá vỡ cấu trúc trong mối quan hệ đồng liên kết (trong

1988 và 1992). Tỷ giá thương mại hiệu quả, yếu tố dân số, hạn chế

NATREX

Từ khóa: tính thanh khoản và sự đầu tư chính phủ là các yếu tố quan trọng của

Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực

mức cân bằng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực. Đồng nhân dân tệ bị định

cân bằng

giá cao so với một “giỏ” tiền tệ gồm 14 loại đến tận giữa những năm

Sự phá vỡ cấu trúc

1980. Trong suốt 1986-2010, nó được định giá thấp trong phần lớn

các năm ngoại trừ sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á năm 1997.

Đồng nhân dân tệ Sự sai lệch

Chúng tôi đã tìm thấy một sự đánh giá thấp liên tục kể từ 2004. Tuy

nhiên, tỷ lệ lệch là thấp hơn nhiều so với những báo cáo của các

nghiên cứu trước đây và tỷ lệ đánh giá thấp thực sự giảm mạnh trong

năm 2008. Tỷ lệ đánh giá thấp đã tăng nhẹ trong năm 2009 và tăng

mạnh vào 2010, mặc dù nó vẫn còn thấp hơn so với những gì được đề

xuất bởi những nghiên cứu khác.

3.1. Giới thiệu

Sự gắn kết giữa thặng dư thương mại và dự trữ ngoại hối khổng lồ của Trung

Quốc là nguyên nhân của cuộc tranh luận giữa các chính trị gia và các học giả về giá trị

đồng tiền của mình, đồng nhân dân tệ (RMB). Một số nghiên cứu đã tìm hiểu về tỷ giá

hối đoái thực hiệu lực cân bằng cho Trung Quốc, phần lớn cho thấy sự đánh giá thấp

đánh kể từ những năm 19901. Phần lớn các nghiên cứu trước đây sử dụng sử dụng mô

hình PPP (sự ngang giá sức mua), BEER (tỷ giá cân bằng hành vi) hoặc FEER (tỷ giá

căn bằng nền tảng).

Trong bài viết này chúng tôi phát triển và áp dụng một mô hình NATREX mở

rộng chưa bao giờ được sử dụng cho Trung Quốc trước đây. Ngược lại với PPP, BEER

và FEER, mô hình NATREX xem xét đến toàn bộ nền kinh tế và cung cấp thêm thông

tin hơn về sự xác định của tỷ giá hối đoái cân bằng. Ngoài ra, nền kinh tế Trung Quốc

có một con đường phát triển phân biệt nó với các nền kinh tế khác. Sự nghiên cứu này

xem lại một loạt các nghiên cứu về các khía cạnh khác nhau của nền kinh tế Trung

Quốc, và trong khuôn khổ của mô hình NATREX, kết hợp các nền tảng kinh tế học duy

nhất đối với nền kinh tế Trung Quốc như yếu tố quyết định của tỷ giá hối đoái cân bằng.

Một vài trong những yếu tố quyết định đó chưa được tìm thấy ở trong những nghiên cứu

trước đây. Đối với việc áp dụng mô hình NATREX để đánh giá hiệu quả thực sự của

Trung Quốc, chúng tôi xây dựng một tập hợp các dữ liệu theo quý cho giai đoạn sau cải

cách 1982-2010.

Hơn nữa, nền kinh tế Trung Quốc có kinh nghiệm chính trị lớn và nền kinh tế

thay đổi trong nhiều thập kỷ gần đây. Nếu những phá vỡ cấu trúc đáng kể không được

1 Đối với một đánh giá gần đây của lý luận thực nghiệm về mức cân bằng ngoại tệ của Trung Quốc sử dụng các mô hình thay thế, xem Cline và William 2008

tính trong mô hình thực nghiệm, nó có thể dẫn đến những kết luận sai. Vì vậy, những

phá vỡ cấu trúc tiềm năng là một yếu tố quan trọng cần được xem xét khi ước lượng giá

trị cân bằng của đồng nhân dân tệ, nhưng nó là một vấn đề đã bị bỏ qua hầu hết trong

các nghiên cứu trước đây của Trung Quốc2. Chúng tôi cho phép sự hiện diện của hai sự

phá vỡ cấu trúc nội tại trong phương trình đồng liên kết bằng cách sử dụng phương pháp

Hatami-j(2008,2009), cũng như kiểm định nghiệm đơn vị.

Ngoài ra, tỷ giá hối đoái thực hiệu lực sử dụng bởi các nghiên cứu trước đây của

Trung Quốc thu được từ Quỹ Tiền tệ quốc tế (IMF) (MacDonald & Dias, 2007; Wang,

2004), được tính bằng cách sử dụng tỷ trọng cố định dựa trên dữ liệu thương mại trung

bình trong giai đoạn 1999-2001 (Bayoumi, Lee & Jayanthi, năm 2005). Chen (2009) tự

xây dựng tỷ lệ hiệu quả cho Trung Quốc nhưng cũng sử dụng tỷ trọng thương mại cố

định cho giai đoạn 1999-2001. Một vấn đề rõ ràng với tỷ trọng cố định phát sinh khi

khuôn mẫu thương mại thay đổi đáng kể theo thời gian. Bảng 1 cho thấy tỷ trọng

thương mại trung bình của Trung Quốc trong suốt 1999-2001 là rất khác biệt so với giai

đoạn 2008-20103. Vì thế, để phản ánh sự phát triển trong mối quan hệ thương mại Trung

Quốc nhưng chưa đưa vào những biến động dư thừa trong tỷ trọng, chúng tôi sử dụng

một bộ tỷ trọng thương mại tuần hoàn 3 năm giữa Trung Quốc và 14 đối tác thương mại

chính (xem hình 1).

Bài viết có kết cấu như sau: Phần 2 phác thảo và phân tích các mô hình

NATREX mở rộng. Phần 3 thảo luận về phương pháp thực nghiệm. Phần 4 mô tả việc

xây dựng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực. Phần 5 trình bày dự toán thực nghiệm và phân

tích các yếu tố quyết định của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực. Phần 6 phân tích độ lệch của

đồng nhân dân tệ (RMB). Phần 7 tóm tắt những khám phá chính và xem xét những tác

2 Theo như hiểu biết của chúng tôi, chỉ có nghiên cứu về tỷ giá hối đoái hiệu lực ở Trung Quốc cân nhắc tới những phá vỡ cấu trúc là Funke và Rahn(2005) và Chen(2009) sử dụng mô hình BEER. Tuy nhiên, cả hai nghiên cứu chỉ xem xét một phá vỡ cấu trúc. Đặc biệt, Funke và Rahn nhận ra một phá vỡ sử dụng một phương pháp tiếp cận bình phương nhỏ nhất và sau đó loại trừ các giai đoạn mẫu trước sự phá vỡ. Tiêu chuẩn Johansen (1995) đồng liên kết sau được ứng dụng cho một mẫu giai đoạn sau những phá vỡ. Do đó phá vỡ không được kếp hợp chặt chẽ trong khuôn khổ đồng liên kết và ngoài ra mẫu còn nhỏ hơn. Chen (2009) sử dụng phương pháp đồng liên kết Johansen et al(2000) để giải thích cho những phá vỡ cấu trúc trong liên tục. Tuy nhiên, như trình bày trong phần 3, phương pháp này yêu cầu các đầu vào ngoại sinh của ngày phá vỡ và không xem xét đến những thay đổi độ dốc. 3 Để cụ thể hơn, so sánh với giai đoạn 1999-2001, thương mại của Trung Quốc với ba đối tác đầu tiên: Mỹ; Nhật và HongKong, sụt giảm đáng kể trong 2008-2010. Trong khi thương mại của Trung quốc với tất cả các đối tác khác giảm 0,3% như Pháp, tất cả trình bày rõ ràng trong tỷ trọng thương mại của họ.

động của chính sách chính trị.

3.2. Mô hình NATREX mở rộng:

Mô hình NATREX được Stein đưa ra năm 1995, là “tỷ giá hối đoái thực tự

nhiên” (natural real exchange rate) sẽ chiếm ưu thế nếu như loại bỏ các yếu tố đầu cơ và

chu kỳ của nền kinh tế khi tỷ lệ thất nghiệp ở mức tự nhiên. Điều kiện cân bằng trung

hạn xác định rằng NATREX là cán cân thanh toán cơ bản và là sự cân bằng danh mục

giữa việc nắm giữ các tài sản có mệnh giá trong nước và ngoại tệ. Trong dài hạn, các

yếu tố cơ bản được xác định như là biến động của năng suất và thời gian ưa thích của xã

hội. Chúng ảnh hưởng đến sự phát triển của vốn và nợ nước ngoài thông qua hàm đầu tư

và các tài khoản vãng lai. Khi vốn và nợ nước ngoài hội tụ về trạng thái ổn định, mô

hình NATREX trở thành một chức năng của nền tảng kinh tế.

Mô hình của Stein được phát triển cho các nghiên cứu về sự cân bằng đồng đôla

Mỹ và vì thế được thiết kế để nắm bắt các đặc điểm của các nước công nghiệp tiên tiến4.

Bài viết này là nỗ lực đầu tiên mở rộng mô hình NATREX của Stein (1995) tại Trung

Quốc. Chúng tôi kế hợp một loạt các yếu tố cơ bản của kinh tế học được sử duy nhất đối

với Trung Quốc trong khuôn khổ của mô hình NATREX mở rộng. Một số nền tảng

chưa được nghiên cứu bằng các lý thuyết tồn tại như các yếu tố của tỷ giá hối đoái cân

bằng cho Trung Quốc. Đặc biệt, chúng tôi mở rộng mô hình NATREX nguyên gốc của

Stein năm 1995 theo sáu quan điểm quan trọng sau:

-Đầu tiên, hai biến số định trước trong mô hình Stein là vốn trên một lao động

hữu ích và nợ nước ngoài trên một lao động hữu ích. Khi Trung Quốc trở thành một chủ

nợ ròng, biến thứ hai nên đổi lại thành tài sản nước ngoài trên một lao động hữu ích.

-Thứ hai, thời gian ưa thích được xem như yếu tố ngoại sinh trong mô hình Stein.

Theo Modiglani và Cao (2004), chúng tôi xem thời gian ưa thích như là một biến số nội

sinh được xác định bằng các nền tảng như yếu tố dân số và hạn chế thanh khoản

-Thứ ba, Stein mô hình hóa các đầu tư sử dụng biến số q của Tobin. Như một lý

lẽ của Song, Liu và Jian(2001) và He và Qin(2004), đối với một thị trường tài chính

kém phát triển ở Trung Quốc thì biến số q của Tobin không có ứng dụng. Trong nghiên

4 Những ứng dụng khác của mô hình NATREX ban đầu bao gồm Lim và Stein(1995) cho Úc, Stein và Paladino(1999) cho Đức, Pháp và Ý; Connolly và Devereux(1995) cho Mỹ La-tinh; Rajan và Siregar(2002) cho Singapore và Hồng Kong.

cứu của chúng tôi, chúng tôi phân tách tổng đầu tư thành đầu tư cá nhân trong nước, đầu

tư công và đầu tư trực tiếp từ nước ngoài. Lần đầu tiên, chúng cho phép chúng tôi phân

tích sự tác động lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực của các cơ sở như chi phí lao động

tương đối mỗi đơn vị và tỷ suất tương đối của tỷ suất sinh lợi của vốn.

-Thứ tư, thay vì sử dụng phép tính gần đúng cho năng suất, chúng tôi sử dụng các

ước tính tổng hợp năng suất của You và SARANTIS (2012a) trong đó sự phá vỡ cấu trúc

được đưa vào tính toán trong sự ước lượng cho hàm năng suất của Trung Quốc. Chúng

tôi cũng xem xét tỷ lệ phát triển GDP thực tương đối và PPP tương đối điều chỉnh GDP

thực trên đầu người như là hai thước đo thay thế của năng suất như đề nghị của Chinn

và Prasad năm 200.

-Thứ năm, những ảnh hưởng của Trung Quốc đến thương mại quốc tế vẫn bị giới

hạn mặc dù tầm quan trọng của nó tăng tương đối (xem Kamin, Marazzi& Schindler,

2006), chúng tôi xem tỷ giá thương mại của Trung Quốc như là một yếu tố ngoại sinh

như trong nghiên cứu Lim và Stein (1995). Nó là một giả định thực tế hơn đối với các

nền kinh tế thị trường mới nổi như Trung Quốc

-Thứ sáu, ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) dường như không phải là

thiết lập cho Trung Quốc ( Ma, Ho,và McCauley,2004 và Liu và Otani,2005), phần bù

rủi ro quốc gia được đưa ra trong phương trình cân bằng danh mục đầu tư để giải thích

sự khác nhau từ UIP.

Thị phần trung bình

Đối tác thương mại chính

1982-1990

1991-2000

2001-2010

1982-2010

1999-2001

2008-2010

11.9

16.1

16.4

14.9

18.5

14.5

Nhật

21.1

15.9

12.3

16.3

15.6

10.1

1.8

1.9

1.5

Châu âu Pháp

1.8

4.7

4.6

4.7

Đức

4.4

4.7

1.9

1.7

1.5

1.7

1.5

1.7

0.8

1.1

2.0

Hà Lan

1.3

1.6

1.3

1.7

1.5

1.9

Anh

1.7

1.8

1.7

Bảng 1- Những đối tác thương mại chính của Trung Quốc

Châu Á HồngKong

25.4

26.9

13,6

21,9

20.0

21.9

4.7

6.6

3.9

5.9

3.9

Hàn Quốc

0.0

1.0

1.8

1.2

1.3

1.2

Malaysia

0.8

2.1

2.3

2.1

2.3

Singapore

2.6

0.9

1.4

1.1

Thái Lan

0.9

1.5

2.0

1.8

1.6

2.7

Úc

1.9

1.5

1.7

1.8

1.6

1.7

Canada

2.3

76.4

Tổng

Chú ý: Thị phần(%) được tính bằng [(xuất khẩu của Trung Quốc đến nước đối tác + nhập khẩu

từ nước đối tác của Trung Quốc)/ tổng xuất khẩu và nhập khẩu của Trung Quốc].

3.2.1. Cấu trúc của mô hình

3.2.1.1. Tiết kiệm:

Tiết kiệm thì tương đương với sản lượng quốc nội, Y, cộng với thu nhập từ nước

ngoài (lãi suất nước ngoài điều chỉnh các tài sản nước ngoài) (r’F), trừ tiêu dùng C. Sản

lượng quốc nội là một hàm số theo vốn (K) và tổng hợp các yếu tố năng suất (TFP).

Tiêu dùng là một hàm số của thu nhập (vốn, K, cộng thêm tài sản nước ngoài, F) và sở

thích thời gian của xã hội5. Sở thích theo thời gian của xã hội được mô hình hóa như là

một biến số nội sinh phụ thuộc vào các yếu tố dân số và hạn chế thanh khoản. Trong

nghiên cứu của chúng tôi về tiết kiệm của người Trung Quốc, Modigliani và Cao(2004)

nhận thấy rằng chính sách một con đã dẫn đến một sự giảm tương đối của giới trẻ (dưới

15) và do đó, đã giảm chỉ số tiêu dùng trên thu nhập. Trong sự nghiên cứu chúng tôi đã

đưa vào cả những chỉ số phụ thuộc của giới trẻ (DEPY) và của những người già

(DEPO). Sau này được kỳ vọng có tác động tích cực đến tiêu dùng dịch vụ hưu trí và hệ

thống chăm sóc y tế kém phát triển của Trung Quốc. Trong một thị trường tài chính

không hoàn hảo, sự giảm bớt (giảm đi) trong hạn chế thanh khoản (LIQC) là một yếu tố

quan trọng của mức tiêu dùng ở Trung Quốc như một ngụ ý rằng các hộ gia đình có

nhiều khả năng sử dụng thu nhập trong tương lai để cân bằng chi tiêu ở hiện tại. (xem ví

dụ, Yang và Li,1997, Zhang,1997 và Zhang và Wan,2002)

5 Ghi chú trong mô hình gốc Stein, đầu ra, vốn , tài sản nước ngoài và một số biến số lượng khác được đo lường trên lao động hiệu quả

S = Y(K;TFP) + r’F – C(K,F;LIQC,DEPY,DEPO)

(1)

3.2.1.2. Tỷ giá thương mại và tỷ giá hối đoái thực:

Theo Lim và Stein(1995), chúng tôi giả định rằng nền kinh tế sản xuất một sản

phẩm có thể xuất khẩu 1 và một hàng hóa phi thương mại n. Nước ngoài cũng làm theo

cách tương tự và hàng hóa xuất khẩu là hàng hóa 2. Rn biểu thị giá tương đối của hàng

hóa phi mậu dịch (pn) đối với hàng hóa xuất khẩu (p1)

(2) Rn= N(pn/p1)

Trong đó, N là tỷ giá hối đoái danh nghĩa (đồng tiền nước ngoài trên mỗi nhân

dân tệ Trung Quốc, CNY). Tỷ giá thương mại (T) là một mức giá tương đối của hàng

hóa xuất khẩu 1 (p1) so với hàng hóa nhập khấu 2 (p’2) đo bằng một đồng tiền chung:

(3) T= N(p1/p’2)

Tỷ giá hối đoái thực của Trung Quốc, R, là một tỷ giá hối đoái danh nghĩa được

điều chỉnh bởi giá:

R=N(p/p’) (4)

Với p và p’ tương ứng là chỉ số giá giảm phát GDP trong nước và nước ngoài. Thay

hàm (2) và (3), hàm (4) được viết lại như sau:

là một yêu tố ngoại sinh đối với Trung Quốc và trở thành điểm chặn của hàm logarit, a và b

là phần của yếu tố phi mậu dịch trong sự giảm phát GDP

(5)6

Trong đó, a biểu diễn cho tỉ trọng khu vực phi mậu dịch trong sự giảm phát GDP. Như

giải thích trong phần 2, T biểu thị như là một yếu tố ngoại sinh của Trung Quốc.

3.2.1.3. Đầu tư:

Hình 1. Khối lượng thương mại trung bình diễn biến theo mỗi 3 năm

Tổng đầu tư (I) có thể được chia ra thành đầu tư cá nhân trong nước (DPI), đầu

tư chính phủ (GI) và đầu tư trực tiếp từ nước ngoài (FDI). Theo Song và các cộng sự

(2001) và He và Gin(2004), DPI là một hàm số theo sản lượng quốc gia (Y) và chi phí

sử dụng vốn (c). GI được xem như một yếu tố ngoại sinh của Trung quốc (xem

Zhu&Liang, 1999; Shen, 1999, 2000 cho một sự xử lý tương tự). FDI là một hàm số

của chi phí tương đối trên mỗi đơn vị lao động (RULC), tỷ suất sinh lợi tương đối của

vốn (RRC) và rủi ro quốc gia (xấp xỉ bằng tài sản nước ngoài, F)7.

Vốn được sử dụng để sản xuất hàng hóa phi mậu dịch n và hàng hóa có thể xuất

khẩu 1, trong khi tư liệu sản xuất (capital good) bao gồm hàng hóa phi mậu dịch n và

7Ho(2004) đánh giá các yếu tố quyết định của FDI đến Trung Quốc và tìm thấy tiền lương và rủi ro quốc gia là những yếu tố quyết định quan trọng nhất. Trong nghiên cứu của chúng tôi, chúng tôi xây dựng một chi phí lao động đơn vị hiệu quả để nắm bắt được tác động của tiền lương tương đối FDI vào Trung Quốc. Chúng tôi còn đưa vào lãi suất hoàn vốn tương đối được dự kiến có tác động tích cực đến FDI.

hàng hóa nhập khẩu 2. Giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch so với hàng hóa nhập

khẩu, TRn=pn/p’2, ảnh hưởng cổ phiếu đầu tư sử dụng phi thương mại, In và đầu tư sử

dụng hàng hóa nhập khẩu I2, trong tổng đầu tư, I. Ví dụ, một mức giá tương đối cao hơn

của hàng hóa phi mậu dịch làm giảm In và gia tăng I2

I= I2+In =I2(DPI (Y(K;TFP), c), GI, FDI ( RULC, RRC, F), Rn, T) + In( DPI(Y(K;TFP), c), GI, Rn, T)

(6) = (Rn, K, F; TFP, c, GI, RULC, RRC,T)

Theo He và Qin(2004), chi phi sử dụng vốn được xác định như sau:

       c= [pk(r +  [p(1-

Với pk, p, r, và tướng ứng là giá của vốn hàng hóa, giá đầu ra, lãi suất thực, tỷ lệ khấu hao kinh tế và mức thuế suất tổng hợp tương ứng. Điều này có thể được viết lại hoặc c = c (T,Rn, r,) như chúng tôi đã giả định tỷ lệ thành

khấu hao là không đổi8. Vì vậy, công thức (6) có thể được sắp xếp lại thành:

(8)9

3.2.1.4. Cân bằng thị trường hàng hóa

Dựa trên yếu tố ngoại sinh những tỷ giá thương mại, điều kiện cân bằng cho hàng

hóa thị trường là một điều kiện thị trường cụ thể cho hàng hóa phi mậu dịch (xem Lim&

Stein,1995)

(I-S) + CA =0

8Nếu một đầu tư hàng hóa bao gồm m phần hàng hóa nhập khẩu và (1-m) phần hàng hóa phi thương mại, do đó . Nếu vốn được sử dụng để sản xuất phần 

và do đó chỉ số giá của vốn là

của hàng hóa xuất khẩu và một phần (1- ) cho hàng hóa phi mậu dịch , giá đầu ra sẽ là

. Chỉ

số

giá

tương

đối

trong

(7)

có

thể

được

viết

lại:

pk/p

hàm

9T cao hơn sẽ giảm In và thúc đẩy I2. Trong cùng một lúc, quan trọng hơn, T cao hơn sẽ giảm chi phí sử dụng vốn c và biểu diễn tổng đầu tư I. Do đó, biểu hiện của T là tích cực trong hàm (8). Biểu hiện của Rn thì đầy mơ hồ và phụ thuộc vào biểu hiện của (a-m)

Cn(Rn,K,F;LIQC,DEPO,DEPY,T)+In(Rn,K;TFP,r,,GI,T) = Yn(Rn,K;TFP) (9)

Hàm thị trường cụ thể (9) ngụ ý rằng cầu của phi mậu dịch được bao gồm trong

mức tiêu dùng Cn và đầu tư dùng cho phi mậu dịch In, thì tương đương với hàm cung

của hàng hóa phi mậu dịch Yn

3.2.1.5. Tài khoản vãng lai:

Tài khoản vãng lai là cán cân thương mại cộng với lãi suất thu nhập trên tài sản

nước ngoài, r’F. Cán cân thanh toán là một giá trị của hàng hóa xuất khẩu (Y1) trừ cho

giá trị của hàng hóa nhập khẩu 2 có bao gồm tiêu dùng và đầu tư sử dụng cho hàng hóa

nhập khẩu (C2 và I2).

CA = Y1(Rn,K;TFP) – I2(Rn,K,F;TFP,r,,GI,RULC,RRC,T)

(10) – C2(Rn,K,F;LIQC,DEFY,DEPO,T)+ r’F

3.2.1.6. Danh mục cân bằng:

Ma và các cộng sự (2004) và Liu và Otani(2005) nhận thấy rằng kiểm soát vốn

của Trung quốc vẫn có hiệu lực và sai lệch so với UIP thể hiện rõ rệt tính không dừng

và dai dẳng. Vì vậy, cho một sự phát triển điển hình như Trung Quốc, UIP không chắc

bị ảnh hưởng bởi sự tồn tại của phần bù rủi ro quốc gia. Vì vậy, danh mục cân bằng

được diễn tả như sau:

(11)

Với F là tài sản nước ngoài được sử dụng cho xấp xỉ phần bù rủi ro của Trung Quốc11.

3.2.1.7. Tích lũy vốn và tài sản nước ngoài:

Sự tích lũy vốn được tính toán bằng:

dK/dt = I – nK (12)

Và tỷ lệ trao đổi của tài sản nước ngoài là tiết kiệm trừ đi đầu tư và trừ nF:

(13) dF/dt = S – I – nF = CA – nF

10 Tương đồng với đầu tư, TRn, ảnh hưởng sự đóng góp của Cn và C2 trong tổng tiêu dùng C. Rn ảnh hưởng đến phần đóng góp của Yn và Y trong tổng sản lượng quốc gia, Y 11 Đối với một phương pháp tiếp cận tương tự, có thể thấy được ở Lim và Stein (1995), Lane và Milesi- Ferreti (2001), Selave và Tuesta (2001) và Benczur, Simon, và Varpalorati (2006).

Trong đó, n là tốc độ tăng trưởng của lao động hiệu quả

3.2.2. Cân bằng trung hạn

Trong trung hạn, cường độ vốn và tài sản nước ngoài được lấy làm các biến được

xác định trước. Tỷ giá thương mại là yếu tố ngoại sinh đối với Trung Quốc,nghĩa là

những điều kiện cân bằng cho thị trường hàng hóa thì tương đương với cân bằng thị

trường phi thương mại, có được từ công thức (9). Hai yếu tố đầu tiên bên trái là tiêu

dùng và đầu tư sử dụng hàng hóa phi mậu dịch, tổng của chúng là cầu của hàng hóa phi

thương mại (Dn). Yếu tố thứ ba là cung của hàng hóa phi mậu dịch (Sn).

Mức giá tương đối phi thương mại, Rn, làm cân bằng thị trường hàng hóa phi

thương mại. Một sự khai triển trong công thức (9):

(14) Rn(t) = Rn(K(t), F(t), Z(t)),

Z = [TFP, LIQC, DEPY, DEPO, r’, , GI,T] (15)12

Trong đó Z biểu thị các yếu tố cơ bản để xác định giá tương đối phi thương mại.

Từ công thức (5) và (14), cân bằng trung hạn tỷ giá hối đoái thực được xác định:

R(t) = T[Rn(K(t),F(t),Z(t))] = R(K(t),F(t),Z(t))

Trong trung hạn, K và F là biến ngoại sinh. Vì vậy, bất kỳ sự thay đổi nào đến

Z(t) sẽ thay đổi đường cong cung và/hay cầu của phi thương mại và tạo ra một Rn mới

để duy trì sự cân bằng thị trường hàng hóa. Những ảnh hưởng của sự thay đổi trong các

biến ngoại sinh lên Rn trong trung hạn được liệt kê ở Phụ lục A, Bảng A1.

3.2.3. Sự điều chỉnh động

Biến động trong dài hạn bao gồm sự thay đổi nội sinh của vốn và tài sản nước

ngoài. Kết hợp thay đổi của vốn (công thức.(12)), đầu tư (công thức. (8), và cân bằng

danh mục (công thức. (11)) công thức sự phát triển của vốn:

12Chú ý rằng r được thay thể bởi r’ dựa trên Công thức (11) và F chỉ được xem xét trong dài hạn. 13 Theo như Stein (1995) và Lim và Stein (1995), chúng tôi giả định rằng tỷ lệ phát triển hiệu quả n bằng 0 để tính toán dễ dàng. Chúng tôi thấy rằng nếu chúng tôi nới lỏng những giả định này bằng việc giả định một n dương, phép phân tích toán học cho hiệu quả cân bằng trung và dài hạn trở nên lộn xộn và dài dòng, những hiệu ứng còn

(17)13 dK/dt = J(K,F,Z),JK<0,JF>0.

Dựa trên cân bằng danh mục (công thức. (11)) và tiết kiệm (công thức. (1), chúng

ta có được:

(18) S = S(K,F,Z),SK, SK>0, SF<0.

Từ công thức(17), (18) và (13) chúng ta có được phương trình cho sự phát triển

tài sản nước ngoài:

(19) dF/dt = L(K,F,Z), LK> 0, LF<0.

Công thức(17) và (19) miêu tả hệ thống động cho sự phát triển vốn và tài sản

nước ngoài. You và Sarantis (2008) cho thấy rằng các điều kiện ổn định, hay G = JKLF

- LKJF>0, tồn tại miễn là (a) sự tác động của chứng khoán vốn trong đầu tư thì nhiều hơn

sự tác động của tài sản nước ngoài trong đầu tư (-JK> JF) cùng J=0 và (b) sự tác động

của tài sản nước ngoài trên tài khoản vãng lai thì nhiều hơn tác động của vốn trên tài

khoản vãng lai (-LF >LK) cùng L=0. Quỹ đạo của vốn và tài sản vốn để làm ổn định

trạng thái của họ được mô tả trong Phụ lục A, biểu đồ A1.

3.2.4. Trạng thái ổn định

Trạng thái ổn định trong dài hạn đạt được khi vốn và tài sản nước ngoài cùng hội

tụ lại để K* và F* không đổi

J(K*,F*,Z)=0 (20)

L(K*,F*,Z) = S(K*,F*,Z) – J(K*,F*,Z) = 0 (21)

Giải phương trình (20) và (21) chúng ta có thể tìm được trạng thái ổn định

(22) K* = K (Z)

(23) F* = F (Z)

Thay đổi trong K* và F* sẽ ảnh hưởng điều kiện cân bằng trong thị trường hàng

hóa tương ứng là điều kiện cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch. Vì vậy giá cả

lại giống như đã báo cáo trong Phụ lục A, bảng A1. Vì thế, việc giả định n = 0 chỉ là một giả định thuận lợi ( trong điều kiện trình bày đại số và sự minh bạch hơn) và không làm thay đổi kết quả lý thuyết.

tương đối của hàng hóa phi mậu dịch sẽ điều chỉnh R*n của chính nó ổn định để làm cân

bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch trong khi vốn và tài sản nước ngoài đang ở trạng

thái ổn định của chúng. Do đó, thị trường hàng hóa phi mậu dịch cân bằng dưới trạng

(24)

thái ổn định được mô tả như:

Giải phương trình (24) chúng ta có thể có sự diễn đạt cho trạng thái ổn định giá

cả tương đối của hàng hóa phi mậu dịch ( công thức 25) và lấy được dR/dZ (công thức

26)

(25)

(26)

(27)

Hai yếu tố đầu tiên bên phía tay phải của công thức (26) nắm bắt những ảnh

hưởng gián tiếp của các bất ổn trong các nền tảng đến Rn trong dài hạn. Yếu tố cuối

cùng nắm bắt những ảnh hưởng gián tiếp của các bất ổn trong nền tảng đến Rn trong

trung hạn.

*, và ảnh hưởng tỉ giá hối đoái thực R*

Theo công thức (27), theo một cách thức giống nhau, những nguyên tắc mà ảnh

hưởng đến giá cả phi mậu dịch tương đối, Rn

trong dài hạn. Chỉ có trường hợp ngoại lệ là tỷ giá thương mại. Như công thức (5) chỉ

ra, thay đổi trong tỷ giá thương mại ảnh hưởng đến R một cách trực tiếp và gián tiếp

theo con đường thay đổi trong Rn. Ảnh hưởng trực tiếp thì rõ ràng, trong khi đó ảnh

hưởng gián tiếp thì mơ hồ bởi vì T làm giảm Rn trong trung hạn nhưng làm tăng nó

trong dài hạn. Tuy nhiên, sự ảnh hưởng gián tiếp này thì khá nhỏ khi được so sánh với

ảnh hưởng trực tiếp, vì vậy chúng tôi mong đợi tỷ giá thương mại cao hơn để gây ra sự

nâng giá (tăng) của tỉ giá thực (RER) cả cân bằng trong trung hạn và dài hạn. Cũng như

chú ý rằng mặc dù RULC và RRC không ảnh hưởng đến Rn trong trung hạn vì không

xem xét điều kiện cân bằng hàng hóa phi mậu dịch (công thức (9)), nhưng nó ảnh hưởng

R*n trong dài hạn.14

Vì vậy, phương trình cân bằng trong dài hạn cho tỉ giá thực RER được đưa ra là:

(28)

Dấu hiệu tác động trong trung hạn và dài hạn của tất cả các nguyên tắc cơ bản

được tóm tắt trong phụ lục A, bảng A1

3.3. Phương pháp luận thực nghiệm14

Như NATREX là một khái niệm cân bằng dài hạn, chúng tôi sử dụng phương

pháp đồng liên kết trong ước tính của chúng tôi. Trước khi áp dụng kiểm định đồng liên

kết, chúng tôi xem xét tính ổn định của các biến trong công thức (28). Ng và

Perron(2001) phát triển bốn thống kê kiểm định nghiệm đơn vị (MZa, MZt, MSB và

MPT) bằng cách sử dụng phương pháp bình phương tổng quát (GLS) loại bỏ dữ liệu xu

hướng cho một biến. Những sự kiểm tra này có khả năng tốt hơn và so sánh được với

kiểm định nghiệm đơn vị truyền thống ADF và do đó được sử dụng trong nghiên cứu

của chúng tôi. Vì nó quan trọng để giải thích sự phá vỡ cấu trúc nội sinh như đã thảo

luận trong Phần 1, hơn nữa chúng tôi sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị Lee và

Strazicich (2003) với hai sự phá vỡ nội sinh có thể được cho phép dưới cả giả thuyết H0

và H1.15 Sau đó, chúng tôi sử dụng phương pháp đồng liên kết có thể dùng cho nhiều sự

phá vỡ cấu trúc để xác định mối quan hệ cân bằng dài hạn (công thức (28)). Chúng tôi

trước tiên sử dụng phương pháp đồng liên kết Gregory và Hansen (1996) (GH

14 Một RULC cao hơn không khuyến khích FDI của Trung Quốc và cắt giảm K*. Với K* thấp hơn, đầu ra cắt giảm và tiết kiệm cũng giảm, dẫn đến suy giảm trong F*. Một K* thấp hơn có ít tác động hơn đối với R* trong trường hợp này làm giảm tích lũy vốn trong khu vực mậu dịch. Một F* thấp hơn làm giảm R* như nó ngụ ý rằng cắt giảm tài sản và vì thế nhu cầu thấp hơn cho khu vực phi mậu dịch. Sự trái ngược này là đúng nếu có một sự tăng lên trong RRC. 15 Gần đây hơn, Carrion-i-Silvestre, Kim, and Perron (2009) đưa ra một sự thiết lập GLS dựa trên kiểm định nghiệm đơn vị, điều đó có thể cho phép nhiều hơn hai sự phá vỡ cấu trúc. Khi nó được xác nhận có hai hay nhiều hơn sự phá vỡ, các giá trị tới hạn bắt nguồn từ Kejriwal and Perron (2010a) được kham khảo. Tuy nhiên, giá trị quan trọng đã mô phỏng trong Kejriwal and Perron (2010a) cho các điểm gãy trong cùng một xu hướng thời gian trong khi trường hợp sự thay đổi cấp độ thì không được xem xét. Từ khi chúng tôi quan tâm hơn trong sự thay đổi chuỗi gốc, Carrion-i-Silvestre et al. (2009) kiểm định nghiệm đơn vị không thực tế đối với chúng tôi. Trên khía cạnh khác, kiểm định nghiệm đơn vị của Lee and Strazicich (2003) đã được sử dụng rộng rãi trong nghiên cứu (ví dụ Chou 2007, Nyong& Udah, 2012; Payne, Lee, & Hofler, 2005). Quan trọng hơn, như chúng tôi trình bày trong trong Bảng 2, phần lớn chuỗi thời gian chỉ có một sự phá vỡ cấu trúc. Vì thế, chúng tôi tin việc sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị chỉ có một sự phá vỡ cấu trúc. Vì thế, chúng tôi tin việc sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị Lee and Strazicich (2003) có thể cho phép hai sự phá vỡ cấu trúc thì đủ và thích hợp cho nghiên cứu của chúng tôi.

hereafter), phương pháp này có thể kiểm định cho một sự phá vỡ cấu trúc vốn nội sinh

trong mối quan hệ đồng liên kết. Phương pháp này rất linh hoạt trong hướng tiếp cận

này, điều này có thể cho phép sự phá vỡ trong ba mô hình thay thế, ví dụ, một sự phá vỡ

trong chuỗi gốc (Mô hình C), trong chuỗi gốc xu hướng (Mô hình C/T), và trong chuỗi

gốc và hệ số độ dốc (Mô hình C/S). Gần đây hơn, Hatemi-J (2008, 2009) (HJ hereafter)

mở rộng phương pháp GH để cho phép hai sự phá vỡ cấu trúc trong 3 mô hình tương

ứng16. Ba mô hình này với hai sự phá vỡ cấu trúc được cụ thể như sau:

(29)

Model C: yt = D1t + D2t + tet , t=1,..,n

Trong đó yt là một vector của các biến phụ thuộc, xt là một m-vector của các biến

độc lập. Cả yt và xt theo một quá trình (1). et là sai số ngẫu nhiên và là I(0), α0 đại diện

cho hệ số chặn trước khi thay đổi, α1 và α2 lần lượt cho thấy sự thay đổi hệ số chặn của

thời gian của sự phá vỡ thứ nhất và thứ hai, β cho thấy hệ số độ dốc, và n là số quan sát,

D1t là biến giả bằng không nếu t ≤[nτ1] và bằng 1 nếu t>[nτ1], trong đó tham số không

xác định τ1∈(0,1) đại diện cho thời gian thay đổi đầu tiên và [] đại diện cho một phần số

nguyên. Tương tự, D2t là biến giả bằng không nếu t≤[nτ2] và bằng 1 nếu t>[nτ2], trong

đó tham số không xác định τ2∈(0,1) đại diện cho thời gian thay đổi lần 2.

(30) Mô hình C/T: Yt = α1 + α2D1t + α3D2t + γt + βt + еt , t = 1,…,n

Trong đó γ là hệ số của biến xu thế t.

0t + β1’D1tt + β2’D2tt + еt, t = 1,…,n (31)

Mô hình C/S: yt = α1 + α2D1t + α3D2t + β’

Trong đó β1 cho thấy hệ số độ dốc trước khi phá vỡ, và β2 và β3 lần lượt cho thấy

sự thay đổi trong độ dốc ở giai đoạn đầu và giai đoạn thứ 2 của sự phá vỡ.

Phương pháp HJ kiểm định H0 không có đồng liên kết tương phản với H1 có

đồng liên kết trong sự hiện diện của hai sự thay đổi cấu trúc, đã trình bày trong 3 mô

hình bên trên. Cả phương pháp GH và HJ thực hiện ba kiểm định thống kê nghiệm đơn

vị, đó là sự kiểm định ADF, Zt và Zα, một loạt các số dư kế tiếp thì tương ứng cho tất cả

16 Phương pháp đồng liên kết cho phép nhiều hơn hai sự thay đổi cấu trúc là rất hiếm. Theo như chúng tôi biết, chỉ có nghiên cứu của Kejriwal and Perron (2010b). Tuy nhiên, qua sự trao đổi với hai tác giả, chúng tôi đã nhận thấy rằng chương trình cho ứng dụng này thì có sẵn cho một ước tính hồi quy duy nhất, như chúng tôi xem xét nhiều các yếu tố kinh tế trong mối quan hệ đồng kiên kết, chúng tôi không thể sử dụng phương pháp này.

các điểm gãy có thể được xem xét thông qua toàn bộ giai đoạn mẫu. Các vị trí của các

giá trị tối thiểu của thống kê cho thấy kỳ phá vỡ. Trong nghiên cứu của chúng tôi, sự

phá vỡ được chọn dựa trên kiểm định thống kê Zt bởi vì theo như GH cho rằng Zt là sự

lựa chọn tốt nhất trong cùng điều kiện quy mô và khả năng kinh doanh. Chú ý rằng

phương pháp thống kê của GH và HJ không cho phép sự phân phối chuẩn và vì vậy giá

trị tới hạn chuẩn của phần dư dựa trên kiểm định đồng liên kết không thể áp dụng được.

Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng giá trị tới hạn đã được sử dụng bởi

Gregory và Hansen (1996) và Hatemi-J (2009,2009). Một vài nghiên cứu gần đây đã áp

dụng phương pháp GH và HJ bao gồm You và Sarantis (2011, 2012b) và Narayan và

Narayan (2010).

Một phương pháp đồng liên kết thay thế cho phép đến hai sự phá vỡ là Johansen,

và Nielsen (2000). Tuy nhiên phương pháp này không kiểm định sự phá vỡ cấu trúc

ngoại sinh, nhưng nó yêu cầu biến đầu vào ngoại sinh của kỳ phá vỡ. Ngoài ra sự phá vỡ

cũng bị giới hạn trong số chặn và/hay chỉ có xu hướng và sự phá vỡ trong độ dốc không

được cho phép. Đối với hai viễn cảnh này, chúng tôi tin rằng phương pháp GH và HJ

chính xác hơn và linh hoạt hơn. Tuy nhiên, trong nghiên cứu của chúng tôi, chúng tôi

cũng áp dụng phương pháp đồng liên kết của Johansen và các cộng sự (2000) sử dụng

kỳ phá vỡ được xác định bởi phương pháp HJ để cung cấp độ sự kiểm định tính bền

vững của mối quan hệ đồng liên kết.

3.4. Đo lường tỉ giá hối đoái thực hiệu lực ( REER)

Chúng tôi xây dựng tỉ giá hối đoái thực hiệu lực (REER) cho đồng Nhân Dân tệ

(RMB) dựa trên phương pháp luận của Zanolle và Desruelle (1997), cũng được sử

dụng bởi Quỹ tiền tệ Thế Giới (IMF). Họ ước tính tỉ giá hối đoái hiệu lực bằng phương

pháp trung bình nhân nghĩa là dựa trên tỷ trọng thương mại và đưa hiệu ứng của thị

trường thứ 3 vào bảng báo cáo. REER được tính :

(32)

Trong đó j là chỉ số chạy trên đối tác thương mại của quốc gia i, Wij là tỷ lệ khả

năng cạnh tranh đặt bởi quốc gia I trên quốc gia j, CPI là chỉ số giá tiêu dùng, R là tỉ giá

hối đoái danh nghĩa (USD/ 1 đồng nội tệ ). Do đó, một sự tăng (giảm) trong REER

tượng trưng cho một sự đánh giá cao (đánh giá thấp) giá trị đồng nội tệ.

Sự kết hợp các tỷ trọng dựa trên thương mại trong sản xuất và hàng hóa cơ bản.

Theo sản xuất, tỷ trọng khả năng cạnh tranh cho mỗi cặp quốc gia (i và j), W(m)ij được

tính toán:

(33)

W(m)ij = MWij + XWij,

Với có nghĩa là kim ngạch nhập khẩu trong tổng kim ngạch thương mại của

nghĩa là kim ngạch xuất khẩu trong tổng kim ngạch thương mại của quốc

quốc gia i,

gia i, MWij biểu thị thị phần nhập khẩu của quốc gia i nhập khẩu từ quốc gia j; và XWij

biểu thị tỷ trọng xuất khẩu nói chung, đó là sự kết hợp giữa BXWij và TXWij với tầm

quan trọng như nhau. BXWij đại diện cho tỉ trọng xuất khẩu song phương là sản xuất

của quốc gia i xuất khẩu đến quốc gia j được chia bởi tổng kim ngạch xuất khẩu của

quốc gia i, trong khi TXWij là tỷ trọng của thị trường thứ ba, nó sẽ bằng với trung bình

có trọng số trên tất cả thị trường thứ 3 của thị phần nhập khẩu quốc gia j đã chia cho tỉ

trọng trung bình kết hợp với thị phần nhập khẩu của tất cả đối thủ cạnh tranh của quốc

gia i, với tỉ trọng là thị phần xuất khẩu của quốc gia i đối với nhiều thị trường đa dạng.

Quỹ tiền tệ quốc tế IMF đã sử dụng tỉ trọng thương mại cố định dựa trên dữ liệu

giao dịch trung bình vượt qua giai đoạn 1999 – 2001 ( tìm thấy bởi Bayoumi và những

người khác, 2005 ). Tuy nhiên, mô hình thương mại của Trung Quốc đã phát triển đáng

kể suốt thời kì cải cách và thay đổi đáng kể sau mười thế kỉ. Để nắm bắt những thay đổi

nhưng chưa có sự biến động quá mức, chúng tôi tính toán tỷ trọng thương mại trung

bình trong 3 năm cho giai đoạn cải cách 1982-201017. Chúng tôi tính đến 14 đối tác

thương mại chính của Trung Quốc. Giao dịch với mỗi đối tác lớn hơn 1% tổng thương

mại của Trung Quốc suốt giai đoạn 1982-2010 và các quốc gia đó cùng nhau chiếm đến

76.4% tổng kim ngạch ngoại thương của Trung Quốc được trình bày trong Bảng 1. Sự

phát triển của tỷ trọng tiếp tục được minh chứng trong hình 1. Trong hình 1 là bằng

17 chúng tôi thực sự đã tính toán tỷ trọng thương mại cho giai đoạn 1981-2010 để chúng tôi thiết lập tỷ trọng trung bình cho 3 năm điều này được phản ánh tronh Hình 1.

chứng cho thấy sự biến đổi trong tỷ trọng là rộng, do đó sử dụng tỷ trọng thương mại

bình quân trong 3 năm là hợp lý. Tương ứng, trong biểu thức (32), i và j đại diện cho

Trung Quốc và 14 đối tác thương mại chính tương ứng. Sự tăng (giảm) trong tỉ giá thực

hiệu lực REER cho thấy một sự đánh giá cao (đánh giá thấp) của CNY so với với rổ tiền

tệ của 14 quốc gia. Chú ý rằng để tránh phức tạp trong tính toán và giả định đồng nhất

hàng hóa căn bản, tỷ trọng của chúng tôi được tính toán bằng cách sử dụng thương mại

tổng hợp chứ không phải thương mại sản xuất và hàng hóa cơ bản riêng biệt18.

Chúng tôi so sánh dữ liệu của chúng tôi với tỉ giá thực hiệu lực dựa trên chỉ số

giá tiêu dùng (CPI) của Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF) cho giai đoạn 1982 – 2010 trong Hình

2. Đồ thị cho thấy tổng tỉ giá thực hiệu lực dựa trên CPI của chúng tôi có tương quan

cao với chỉ số của IMF và cả hai đều có sự đổi hướng giống nhau. Hệ số tương quan là

0.9958. Điều này chứng tỏ phương pháp của chúng tôi là hữu hiệu. Mặt khác, sự khác

biệt giữa hai dãy số liệu là rõ ràng lớn trong suốt năm 2008 và 200919. Sự tăng lên này

nghi ngờ về việc sử dụng các tỷ trọng cố định trong thời gian dài khi mô hình thương

mại thay đổi đột ngột. Vì vậy, chúng tôi tin rằng những ước lượng về tỉ giá thực hiệu lực

của Trung Quốc dựa trên cơ sở tỷ trọng thương mại biến thiên theo thời gian thì thích

18 Nói cách khác, chúng tôi sử dụng phương trình (33) để tính toán sức mạnh cạnh trạnh thương mại nhưng thay vì sử dụng dữ liệu sản xuất xuất khẩu và nhập khẩu, chúng tôi sử dụng tổng kim ngạch xuất nhập khẩu. 19 Đó cũng là một khác biệt lớn cho giai đoạn 1982-2010, chú ý năm 2005 là năm cơ sở. Chúng tôi cũng đã chuyển đổi tỉ giá thực hiệu lực của chúng tôi và IMF đã sử dụng năm 2000 làm năm cơ sở. Chúng tôi đã tìm thấy những năm nữa trong giai đoạn 1999-2001, xem độ lệch lớn hơn giữa 2 dòng, đặc biệt là 3 năm cuối (2008-2010).

hợp và chính xác hơn.

Hình 2: IMF CPI-based REER, Our CPI-based and our GDP price defator-based REER (2005=100)

Vẫn nhất quán với định nghĩa của tỉ giá hối đoái thực hiệu lực được yêu cầu bởi

mô hình NATREX, chúng tôi cần xây dựng hệ số giảm phát GDP dựa trên REER .

Chúng tôi thay thế CPI bằng hệ số giảm phát GDP trong phương trình (32) như sau:

(34)

Trong đó GDPi và GDPj là chỉ số giá giảm phát GDP tương ứng của các quốc gia

i (Trung Quốc) và j (14 đối tác thương mại của Trung Quốc). GDP giảm phát dựa trên

REER là những gì chúng tôi sử dụng trong tính toán thực nghiệm trong Mục 5.

3.5. Kết quả thực nghiệm

Thời kì mẫu bao gồm giai đoạn sau cải cách, 1982 – 2010. Tần số dữ liệu được

tính theo đơn vị quý. Các chi tiết về sự đo lường của biến và các nguồn dữ liệu được

đưa ra ở phụ lục B. Lưu ý rằng tỷ trọng thương mại bình quân trong 3 năm Wij chỉ được

sử dụng trong xây dựng các biến hiệu quả khác, ví dụ, tỷ giá thương mại hiệu quả (ET),

chi phí lao động đơn vị hiệu quả (EULC), lãi suất nước ngoài hiệu quả (Er’). Chúng tôi

cũng đo lường chỉ số phụ thuộc của người trẻ và người già ở Trung Quốc như là các

biến tương đối liên quan đến các đối tác thương mại chính, ví dụ, RDEPY và RDEPO.

Do đó, mô hình 28 có thể được biến đổi như sau:

REER* = REER*(ET, TFP, LIQC, RDEPY, RDEPO, GI, EULC, RRC, Er’, τ). (28a)

Trước khi thực hiện kiểm định đồng liên kết, chúng tôi kiểm định tính dừng của

biến bằng nghiệm đơn vị Ng và Perron (2001). Kiểm định nghiệm đơn vị cho chuỗi gốc

và chuỗi sai phân bậc 1, được trình bày trong bảng 2, cho thấy rằng tất cả các biến số

đều dừng ở bậc 1(1), ngoại trừ RYGR là một biến dừng. Chúng tôi thực hiện thêm kiểm

định nghiệm đơn vị Lee và Strazicich (2003) nơi 2 phá vỡ nội sinh đều tuân theo sau giả

thuyết H0 và H1. Chúng tôi thấy rằng kiểm định thống kê xác nhận các kết quả kiểm

định của Ng và Perron (2001). Đặc biệt, 7 trong số 14 biến không sự phá vỡ xác định

đáng kể. Quan trọng hơn, chúng tôi nhận thấy trong số các biến có sự phá vỡ, đa số (6

trong 7 biến) chỉ có 1 phá vỡ cấu trúc đáng kể và ngoài ra, phần lớn các sự vi phạm (phá

vỡ) xảy ra trong thời gian cuối năm 1980 và đầu năm 1990. Chỉ có 1 chuỗi có 2 vi phạm

(phá vỡ) đáng kể. Vì những vi phạm (phá vỡ) này là phản ánh cuối cùng trong phương

sai đồng liên kết, chúng tôi tin rằng việc cho phép 2 phá vỡ cấu trúc trong mối quan hệ

động liên kết là thích hợp trong nghiên cứu của chúng tôi.

Bảng 2: Lưu ý: quan sát phụ lục B để mô tả biến. Tất cả các biến đều được đo lường bằng hàm logarit tự nhiên

ngoại trừ RRC và Er’ vì chúng là tỷ suất sinh lợi và RYGR là tốc độ tăng trưởng. Chiều dài độ trễ tối đa là 6. Tiêu

chuẩn thông tin Akaaike đã điều chỉnh được sử dụng để chọn chiều dài độ trễ cho kiểm tra MZa, kiểm định thống

kê MSB và MPT được biểu diễn ở đây cho thấy chúng có cùng kết quả với kiểm định MZa. Ở kiểm tra LMt, chiều

dài độ trễ được xác định bằng một quy trình từ tổng quát đến cụ thể để lựa chọn độ trễ lớn nhất, trong đó kiểm

định t là có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 10%. Chiều dài độ trễ được chọn trong dấu ngoặc vuông. Giá trị tới hạn có sẵn

từ Ng và Perron (2001, bảng 1) và Lee và Strazicich (2003, bảng 2).

*Cho mức ý nghĩa 10%

**Cho mức ý nghĩa 5%

***Cho mức ý nghĩa 1%

Do đó, chúng tôi tính đến tất cả các yếu tố trong công thức (28a) vào một công

thức đồng liên kết ngoại trừ RYGR. Chúng tôi ước tính phương trình đồng liên kết sử

dụng phương pháp GH và HJ. Với một lượng lớn các yếu tố cơ bản, rõ ràng chúng tôi

không thể tính đến tất cả chúng cùng nhau trong một sự ước lượng đồng liên kết. Để

giải quyết với vấn đề này, chúng tôi chấp nhận tuân theo sự ước tính chiến lược. Tại giai

đoạn đầu, chúng tôi ước tính mô hình bao gồm các biến nội tại cơ bản của mô hình

NATREX, như là, tỷ lệ mậu dịch, năng suất và các yếu tố nhân tố học. Tiếp theo, chúng

tôi thêm 1 biến (từ những yếu tố cơ bản khác) tại 1 thời điểm và cuối cùng hai biến tại 1

thời điểm, chỉ giữ lại các biến có ý nghĩa và các biến đúng dấu ở mỗi giai đoạn. Chúng

tôi quan sát rằng TPF, RRC, r’ và τ là không có ý nghĩa, và RDEPO và EULC là những

biến bị sai dấu. Chúng tôi tiếp tục kiểm tra các đo lường thay thế của năng suất, cụ thể

là điều chỉnh thực tương đối PPP của GDP trên đầu người (RY) như đề xuất của Chinn

và Prasad (2003)20. Tuy nhiên, chúng tôi thấy nó dương nhưng không có ý nghĩa. Mặt

khác, ET, RDEPY, LIQC và GI có ý nghĩa và đúng dấu. Do đó, chúng tôi giữ 4 định

thức này trong phương trình đồng lên kết cuối cùng.

Chúng tôi lần đầu tiên cho phép 1 sự phá vỡ cấu trúc trong đồng liên kết sử dụng

phương pháp GH. Kết quả được trình bày ở bảng 3. Giả thuyết H0 của việc không có

20 Chú ý rằng RYGR bị loại trừ ra khỏi phương trình đồng liên kết là vì nó là một biến có tình dừng. Vì tò mò, chúng tôi cũng đã kết hợp RYGR vào ước lượng đồng liên kết và nhận thấy rằng nó dương nhưng không có ý nghĩa.

đồng liên kết là bị bác bỏ trong mô hình C/T và C/S với ngày phá vỡ lần lượt vào năm

1988 và 1996. Giả thuyết H0 không bị bác bỏ trong mô hình C. Xu hướng thời gian là

không có ý nghĩa trong mô hình C/T và các hệ số phần lớn không có ý nghĩa và (hoặc

là) sai dấu cho các phá vỡ trong mô hình C/S. Do đó, chúng tôi không tìm thấy kết quả

thỏa đáng trong việc sử dụng phương pháp GH. Tiếp theo, chúng tôi cho phép 2 phá vỡ

cấu trúc trong đồng liên kết khi sử dụng mô hình HJ và báo cáo kết quả trong bảng 4.

Giả thuyết H0 của việc không có đồng liên kết bị bác bỏ trong mô hình C và C/S. Thú vị

hơn, ước tính ngày phá vỡ đầu tiên là vào năm 1988 cho cả 2 mô hình C và C/S. Sự phá

vỡ thứ hai xảy ra vào năm 1992 và năm 1990 tương ứng với mô hình C và C/S. Chúng

tôi tiếp tục xem xét các hệ số ước tính trong mỗi mô hình. Trong mô hình C/S, phần lớn

các hệ số là không có ý nghĩa và (hoặc là) sai dấu sau các phá vỡ. Tất cả hệ số đều đúng

dấu và có ý nghĩa cao trong mô hình C. Do đó, chúng tôi tập trung vào mô hình C.

Chúng tôi còn dùng phương pháp đồng liên kết của Johansen (2000) để đánh giá xem có

tồn tại quan hệ đồng liên kết trong mô hình C hay không. Như đã thảo luận trước đó,

phương pháp này yêu cầu tham số đầu vào ngoại sinh của ngày phá vỡ. Do đó, chúng tôi

áp dụng ngày phá vỡ vào mô hình C, cụ thể là, 1988q2 và 1992q3, trong phương pháp

đồng liên kết của mô hình Johansen. Chú ý rằng chúng tôi chọn mô hình Hc, nghĩa là,

chúng tôi cho phép hai phá vỡ trong liên tục trong khuôn khổ đồng liên kết Johansen,

được thực hiện tương ứng với mô hình C. Kết quả được báo cáo ở bảng 5. Dấu vết

thống kê (trace statistic) là lớn hơn giá trị tới hạn tại mức ý nghĩa 1% khi giả định giả

thuyết H0 là không có đồng liên kết. Nó nhỏ hơn giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1% đối

với giả thuyết H1. Do đó, chúng tôi kết luận rằng có 1 vector đồng liên kết và xác nhận

mô hình C trong bảng 4 là có ý nghĩa21.

Các ước tính của phương trình đồng liên kết trong mô hình C có sử dụng phương

pháp đồng liên kết HJ được trình bày ở bảng 6. Nó quan trọng để lưu ý rằng yếu tố điều

chỉnh trong mô hình hiệu chỉnh sai số là âm và có ý nghĩa cao, nó ngụ ý rằng mô hình

ước tính là ổn định tự động. Mức độ thay đổi âm sau năm 1988 cho thấy rằng cải cách

nhiều hơn làm giảm mức độ cân bằng của REER. Cải cách vào cuối năm 1980 bao gồm

cải cách trong doanh nghiệp nhà nước (SOEs) chẳng hạn như sự tư nhân hóa và tái cơ

21 Mặc dù nó không được trình bày ở đây, nhưng chúng tôi đã tìm thấy rằng tất cả các ước lượng trong kiểm định đồng liên kết của Johasen và cộng sự (2000) có cùng dấu như trong kiểm định đồng liên kết HJ.

cấu của SOEs để gia tăng hiệu quả. Việc thành lập doanh nghiệp tư nhân cũng được

khuyến khích, nó cải thiện sự cạnh tranh của giá cả phi mậu dịch. Cả hai yếu tố làm

giảm giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch để nhập khẩu là quan trọng, Rn, khi giá

nhập khẩu được xác định là yếu tố ngoại sinh, và do đó làm giảm mức độ cân bằng của

REER. Đối với một lập luận tương tự, xem Dornbusch (1974), Khan and Ostry (1992)

và Li (2004). Tồn tại một mức độ thay đổi dương vào năm 1992. Chuyến du lịch của

Đặng Tiểu Bình vào năm 1992 kích thích FDI đến Trung Quốc bằng sự thúc đẩy một

môi trường đầu tư tốt hơn của doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài. Vốn FDI hầu

như được chuyển để xuất khẩu theo định hướng của doanh nghiệp, nó thu hút các nguồn

lực từ khu vực phi mậu dịch và giảm cung hàng hóa phi mậu dịch. Điều này làm gia

tăng giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch so với hàng hóa nhập khẩu, Rn, do đó làm

gia tăng mức độ cân bằng của REER.

Kiểm định Gregory và Hansen cho đồng liên kết tại 1 điểm gãy cấu trúc tại thời điểm không xác định.

Chú ý: Chương trình Eview từng lấy kiểm định thống kê Zt là sẵn có khi yêu cầu. Đặc biệt, hiệu

chỉnh được thiết lập là 0,2 và chiều dài độ trễ lớn nhất được thiết lập là 6. Giá trị tới hạn của kiểm định

GH cho mô hình C là -5,31, -5,56, và -6.05, cho mô hình C/T là -7,59, -5,83 và -6,36; cho mô hình C/S

à -6,17, -6,41 và -6,92. Giá trị quan trọng tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% và được lấy từ

Gregory và Hansen (1996), *,** và *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.

Bảng 3:

Kiểm định Hatemi-J (2008,2009) cho đồng liện kết tại 2 điểm gãy cấu trúc tại 1 thời điểm không xác

định.

Lưu ý: Chương trình GAUSS từng lấy kiểm định thống kê Zt từ Hatemi-J (2009). Đặc biệt, hiệu

chỉnh được thiết lập là 0,2 và chiều dài độ trễ lớn nhất được thiết lập là 6. Giá trị tới hạn của kiểm định

C/S là -7,705, -7,903 và -8,353. Giá trị tới hạn tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% và lấy từ

Hatemi-J (2008). Giá trị tới hạn của mô hình C và C/T là không sẵn có từ Hatemi-J (2008). Giá trị tới

Bảng 4

hạn gần đúng tại 10% cho mô hình C và C/T tương ứng là 6,63 và 6,98. Các giá trị tới hạn này xấp xỉ

được dựa trên so sánh các giá trị tới hạn được báo cáo trong Gregory và Hansen (1996) và Hatemi-J

(2008). *,** và *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.

3.5.1. Tỷ giá thương mại

Theo như công thức (5), T ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực, R, trực tiếp và

thông qua sự ảnh hưởng đến giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch và hàng hóa xuất

khẩu, Rn. Sự ảnh hưởng trực tiếp luôn luôn dương. Về tác động gián tiếp, trong trung

hạn, T tăng cao hơn làm gia tăng Rn, cho bởi TRn = pn/p’2, và do đó làm giảm nhu cầu

phi mậu dịch. Ở khía cạnh khác, T tăng cao hơn sẽ làm giảm chi phí sử dụng vốn và

kích thích nhu cầu đầu tư trong khu vực phi mậu dịch. Tổng ảnh hưởng trực tiếp của T

cao hơn trong nhu cầu phi lợi nhuận là mơ hồ. Vì chúng tôi giả định rằng hiệu quả tiêu

thụ chiếm ưu thế hơn so với hiệu quả đầu tư có hiệu quả, Rn sẽ giảm trong trung hạn, và

R cũng vậy. Sự hình thành nguồn vốn là do chi phí sử dụng vốn thấp hơn. Nó tiếp tục

dẫn đến sản lượng cao hơn và tiết kiệm cao hơn, và cuối cùng là tài sản nước ngoài cao

hơn. Do khu vực phi mậu dịch được giả định là thâm dụng lao động ở Trung Quốc, sự

gia tăng nguồn vốn làm giảm sự cung cấp phi mậu dịch22. Ở khía cạnh khác, gia tăng tài

sản do sự gia tăng nhu cầu tài sản nước ngoài sẽ làm gia tăng nhu cầu cho hàng hóa phi

mậu dịch. Cả hai yếu tố đều dẫn đến một Rn cao hơn và do đó tăng R trong dài hạn.

Điều này ảnh hưởng gián tiếp của tỷ giá thương mại lên R thông qua Rn. Nó củng cố

ảnh hưởng trực tiếp dương. Trong ước tính đồng liên kết của chúng tôi, chúng tôi nhận

thấy tỷ giá thương mại hiệu lực, ET, có tác động tích cực mạnh mẽ lên REER. Hệ số

khá gần với 1, nó ngụ ý rằng tác động gián tiếp là rất nhỏ.

3.5.2. Tỷ lệ phụ thuộc của giới trẻ.

Tỷ lệ phụ thuộc của giới trẻ cao hơn làm gia tăng mức tiêu dùng hàng hóa phi

mậu dịch và do đó làm gia tăng Rn. Trong dài hạn, mức tiêu thụ cao hơn làm gia tăng

vay mượn từ các nước ngoài và dẫn đến dòng vốn dài hạn ròng chảy vào và tài sản nước

22 Chứng khoán vốn cao hơn sẽ thu hút nguồn lực từ khu vực phi mậu dịch sang khu vực mậu dịch bởi vì khu vực phi mậu dịch mang tính chất thâm dụng lao động. Do đó, đây là mối tương quan âm giữa vốn và cung của khu vực phi mậu dịch.

ngoài thấp hơn. Nguồn vốn giảm là do phần bù rủi ro cao hơn tạo ra bởi tài sản nước

ngoài thấp hơn. Với tài sản nước ngoài thấp hơn, của cải giảm thiểu một cách rõ ràng và

do đó làm nhu cầu hàng hóa phi mậu dịch cũng giảm tương tự, với giả định khu vực phi

mậu dịch là thâm dụng lao động. Sự sụt giảm vốn làm gia tăng cung của hàng hóa phi

mậu dịch. Cả hai yếu tố đều làm giảm Rn đến một mức độ thấp hơn điểm ban đầu và do

đó làm giảm R trong dài hạn23 như ước tính của hệ số trong RRDEPY.

3.5.3. Hạn chế thanh khoản.

Một hạn chế thanh khoản thấp hơn trong tiêu thụ cho phép tiêu thụ hiện tại nhiều

hơn để đi đến cân bằng trong thu nhập tương lai. Tiêu thụ cao hơn, được tài trợ bởi vay

mượn, làm gia tăng nhu cầu hàng hóa phi mậu dịch và do đó làm gia tăng Rn. Trong dài

hạn, tiêu thụ được tài trợ bằng vay mượn sẽ tạo ra dòng vốn vào, và tạo ra tỷ lệ lãi suất

cao hơn. Nó cũng làm tài sản nước ngoài thấp hơn. Vốn giảm không chỉ do chi phí sử

dụng vốn cao hơn tạo ra lãi suất cao hơn, mà còn do phần bù rủi ro cao hơn được tạo ra

bởi tài sản nước ngoài thấp hơn. Tài sản nước ngoài thấp hơn làm giảm nhu cầu của

hàng hóa phi mậu dịch vì của cải sụt giảm. Vốn thấp hơn làm gia tăng mức cung hàng

hóa phi mậu dịch. Cả hai yếu tố đều làm giảm Rn đến một mức độ thấp hơn so với mức

độ ban đầu. Do đó, nới lỏng trong hạn chế thanh khoản (thấp hơn) làm giảm R trong dài

hạn, và được biểu diễn bằng các ước tính trong bảng 6.

Kiểm định đồng liên kết Johansen et el (2000) với 2 điểm gãy cấu trúc.

Lưu ý: Ngày phá vỡ là 1988q2 và 1992q3 như đã chỉ ra ở mô hình C trong bảng 4. Chương trình Eview

cho việc tạo ra giá trị tới hạn và theo dõi số liệu thống kê được lấy từ Li và Daly (2009)

23 Tỷ lệ phụ thuộc của giới trẻ cao hơn dẫn đến tài sản nước ngoài thấp hơn. Do đó, lãi suất thu nhập từ nước ngoài làm giảm hoặc sẽ phải thanh toán lãi cho nước ngoài nếu kinh tế thay đổi từ chủ nợ ròng thành con nợ ròng. Để tạo ra thặng dư thương mại cần phải bù đắp lợi nhuận thu nhập hoặc thanh toán lợi nhuận cho nước láng giềng cao hơn, giá tương đối của khu vực mậu dịch nên được giảm dưới mức ban đầu, và tỷ giá hối đoái thực cũng vậy. Nguyên tắc tương tự áp dụng cho hạn chế thanh khoản và đầu tư của chính phủ.

Bảng 5

Ước tính đồng liên kết cho REER

Lưu ý: Các ước tính này được dựa trên phương pháp Hatemi-J (2008). Sai số chuẩn ở trong ngoặc.

D1988q3 là biến giả nên có giá trị bằng 1 suốt 1988q3 – 2010q4 và bằng 0 trong khung thời gian khác.

Tương tự với D1992q4, *,** và *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.

Bảng 6

3.5.4. Đầu tư của chính phủ.

Mức đầu tư công (GI) cao hơn làm gia tăng nhu cầu đầu tư có sử dụng hàng hóa

phi mậu dịch và làm tăng Rn. Trong dài hạn, sau khi đầu tư của chính phủ được thực

hiện, sản lượng bắt đầu gia tăng và tiết kiệm cũng vậy. Do đó có nguồn vốn cao hơn và

tài sản nước ngoài cao hơn. Ban đầu là làm giảm cung cấp hàng hóa phi mậu dịch và sau

là làm gia tăng của cải, và do đó làm tăng nhu cầu hàng hóa phi mậu dịch. Do đó, GI

cao hơn có tác động dương trên Rn và làm tăng R trong dài hạn, được thể hiện ở bảng 6.

3.6. Mô hình Natrex và sự sai lệch

Dựa vào các hệ số trong bảng 6, chúng tôi tính toán tỉ giá hối đoái thực có hiệu

lực cân bằng dài hạn, Natrex. Bởi vì Natrex là một khái niệm cân bằng dài hạn (a long

run equilibrium concept), chúng ta sử dụng những nguyên tắc cơ bản đã được hiệu

chỉnh (smoothed fundamentals) (đạt được bằng việc áp dụng bộ lọc Hodrick–Prescott)24.

Natrex và tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực được trình bày trong hình 3 và tỉ lệ sai lệch

được trình bày trong hình 4.

Suốt thời kì đầu sau đổi mới 1982–1985, RMB được định giá quá cao mặc dù có

sự giảm trong giá trị trị thực của REER. Một sự suy giảm mạnh trong giá trị thực của

24 Để giải quyết vấn đề điểm cuối của Hodrick- Prescott filter, chúng ta mở rộng bốn biến quan có ý nghĩa (ET, RDEPY, GI, LIQC) cho đến năm 2015 sử dụng các dự báo từ các chỉ số thống kê của ngân hàng thế giới, tiểu sử của các quốc gia OEDC và viễn cảnh nền kinh tế thế thới IMF.

REER là bởi vì phần lớn sự mất cân bằng rất lớn và liên tục trong giá trị đồng CNY

chống lại USD của chính phủ Trung Quốc. Số liệu trong mô hình Natrex thấp hơn

REER chủ yếu là do sự sụt giảm mạnh trong ET, GI và LIQC. Mặc dù, có việc định giá

cao RMB trong suốt thời kì này với tỷ suất trung bình 14.9%.

Từ 1986, RMB được đánh giá quá thấp trong hầu hết các năm ngoại trừ các giai

đoạn 1991–1992 và 1997–2003. Lần định giá thấp đáng kể đầu tiên xảy ra từ 1986-

1987. Trong điều kiện của NATREX, ET tăng và RDEPY giảm khi mà chính sách một

con bắt đầu có hiệu lực. Mặc dù, Natrex cao hơn REER và việc đánh giá thấp trung bình

là 16.9% từ 1986- 1987. Có một sự giảm sút rõ ràng của NATREX vào năm 1989 sau

phá vỡ cấu trúc vào quí 2 năm 1988. Như đã đề cập ở phần 5, mức độ ảnh hưởng tiêu

cực là kết quả của việc cung ứng tốt hơn trong cơ chế phi mậu dịch bởi SOEs hiệu quả

và cạnh tranh hơn trong khu vực kinh tế tư nhân. Lần định giá cao đáng kể lần hai diễn

ra trong suốt 1993- 1994, trong thời gian ngắn sau phá vỡ cấu trúc lần hai trong quí 3

năm 1992. Một mặt, chính phủ Trung quốc đã thực hiện việc sụt giảm mạnh và liên tục

tỉ giá chính thức CNY chống lại USD trong suốt thời kì đó. Đặc biệt, năm 1994, đã có

sự sụt giảm danh nghĩa 33.1% trong tỉ giá song phương theo quyết định của chính phủ

nhằm điều chỉnh tỷ giá hối đoái danh nghĩa từ 0.17 dến 0.12 USD/CNY. Hệ thống tỷ giá

hối đoái kép được thay thế bằng hệ thống tỷ giá cố định trong năm 1994. Một mặt, có

một mức độ thay đổi cùng chiều trong NATREX sau lần phá vỡ cấu trúc quý 3 năm

1992. Như đã giải thích ở phần 5, điều này do mức cung ứng thấp hơn trong cơ chế phi

mậu dịch khi dòng tiền FDI đi vào tăng sau chuyến thăm miền nam của Đặng Tiểu Bình

năm 1992, việc này đã thu hút nhiều nguồn vào lĩnh vực mậu dịch. Với những nền tảng

kinh tế tương đối ổn định có liên quan trong suốt thời kì này, Natrex vẫn duy trì ở trên

Reer và do đó RMB đã bị đánh giá thấp khoảng 21.7% từ 1993 - 1994.

Theo sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á 1997, RMB được đánh giá quá cao

mãi đến 2003. Điều này có ý nghĩa rằng Natrex đã bắt đầu gia tăng sau năm 1997.

Trong khi tỷ giá hối đoái danh nghĩa được cố định 0.12 USD/CNY. USD tăng giá chống

lại các đối tác thương mại chính của Trung Quốc bao gồm trong bài nghiên cứu này

(ngoại trừ Hồng Kong). Việc tăng giá USD làm cho Reer phát triển với tốc độ nhanh

hơn Natrex và tạo ra sự đánh giá cao. Việc đánh giá quá cao (đạt đến đỉnh cao) 12,2%

trong 2001. Tuy nhiên, trung bình sự đánh giá quá mức vẫn tương đối khiêm tốn từ

1997 – 2003 (7.8%).

Trong suốt 7 năm 2004 - 2010, liên tục có sự đánh giá thấp RMB chống lại giỏ

tiền tệ. Natrex tăng ổn định và với tốc độ nhanh hơn Reer thực tế, chủ yếu là do sự sụt

giảm mạnh trong tỷ lệ tương quan ban đầu. Mức tăng trung bình hằng năm của Natrex

suốt thời kì là 7.4 %, Reer cũng đã tăng trong năm 2004 đến 2010, tuy nhiên tỉ lệ trung

bình thấp hơn là 4.9% và có sự giảm sút thực tế 0.1% trong 2010. Trung bình định giá

thấp suốt thời kì là 5.5% và mô hình định giảm tỉ giá là đáng quan tâm. Trước hết, có

một sự gia tăng trong tỷ lệ định giá thấp từ 1.7% năm 2004 lên đến 5.6% năm 2006 và

tỷ lệ định giá thấp duy trì ở mức trung bình 5.2% năm 2007. Sau đó, việc định giá thấp

giảm xuống còn 0.6% năm 2008. Một mặt, Natrex tiếp tục tăng giá ổn định và tăng

khoảng 8.6% năm 2008, cao hơn ET, GI, LIQC và thấp hơn RDEPY. Mặt khác Reer

tăng khoảng 13.4% năm 2008. Trong 7/2008, trong bối cảnh khủng hoảng kinh tế toàn

cầu, Trung Quốc đã ngưng việc neo đồng tiền nước mình vào các rổ tiền tệ, việc mà

thực hiện từ 2005 và neo đồng nhân dân tệ quay trở lại mức 6.83 CNY/USD. Suốt quí 3

và 4 năm 2008, USD tăng giá chống lại tất cả các đối tác thương mại chính của Trung

Quốc (ngoại trừ Hồng Kong và Nhật Bản). Do đó, mức độ Reer của RMB được nâng

lên đáng kể trong quí 3, 4 năm 2008. Ví dụ, chỉ tính riêng trong quí 4 năm 2008, REER

tăng khoảng 12.8% so với quí trước và 21.6% so với cùng kì năm ngoái. Do đó, khoảng

cách giữa Reer và Natrex được giảm đáng kể gần như là zero năm 2008. Trong năm

2009, RMB tiếp tục được neo ở mức 6.83 CNY/USD. USD mất giá nhẹ gây bất lợi cho

các đối tác thương mại chính của Trung Quốc ( ngoại trừ Hong Kong) năm 2009.

Chúng tôi quan sát thấy rằng REER tăng trung bình 4,2% trong năm 2009 so với

200825. Trong tháng 6/2010 ngân hàng trung ương Trung Quốc đã quyết định neo đồng

nhân dân tệ theo rổ tiền tệ đang xem xét, trong bối cảnh tài khoản vãng lai thì cân bằng

hơn trong năm 2009 và nền kinh tế thế giới có vẻ được khôi phục. Sau quyết định này,

REER tăng giá trong 2 quí cuối 2010. Tuy nhiên Reer giảm giá không đáng kể trong 2

quí đầu năm 2010 do việc giảm giá của USD so với tất cả các đối tác thương mại chính

của Trung quốc. Chúng ta quan sát được sự sụt giảm 0.1% trong năm 2010. Lưu ý rằng

Natrex tiếp tục việc tăng giá đáng kể trong 2009 và 2010. Với sự tương phản giữa

Natrex và Reer suốt 2004 đến 2010 chúng ta thấy rằng chúng ta tổng kết lại sự chênh

lệch tỷ giá và những thay đổi trong mức độ thực tế của Reer từ 2004 – 2010 trong bảng

Mặc dù chúng tôi đã tìm thấy những bằng chứng của việc liên tục định giá thấp

kể từ 2004, tầm ảnh hưởng của nó không lớn như các kết luận từ các nghiên cứu về tỉ

giá hối đoái thực của Trung Quốc (ví dụ 30-50% trong 2005, trong Dunuway et al,

2006, 23%-33% từ 2002-2003 trong Coudert và Courhart, 2007). Chúng tôi cũng đang

quan sát một sự giảm sút của việc đánh giá thấp tỷ giá năm 2008. Trong hai năm gần

đây nhất, chúng tôi nhận thấy sự đánh giá thấp tỷ giá trung bình khoảng 5.7% trong

2009, thấp hơn nhiều so với 21,9%, tỷ lệ được đề nghị bởi Cline và Williamson (2009).

Mặc dù chúng tôi tìm thấy sự gia tăng mạnh mẽ trong việc định giá thấp đến 15.1% năm

2009, độ lớn vẫn thấp hơn ước tính gần đây khoảng 17,3% theo Cline (2010). Thêm vào

đó, trong thời kì 1997 – 2003, chúng tôi tìm thấy một sự định giá cao một cách vừa phải

trong tỷ giá hối đoái thực, ngược lại với tất cả các nghiên cứu trước đây (ví dụ định giá

thấp 33% trong 1997- 2000 tại Jeong và Mazier 2003, định giá thấp 16.1%2001 tại

Benassy – Quere et 2004) ngoại trừ Chen (2009). So sánh với những nghiên cứu trước

đây, chúng tôi nghiên cứu tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực cân bằng trong khuôn khổ của

mô hình Natrex mở rộng và chúng tôi đã xem xét, cân nhắc nhiều nến tảng kinh tế .

Hơn nữa, chúng tôi đã giải thích hai mô hình phá vỡ cấu trúc trong ước lượng thực

25 Mặc dù trong hai quí cuối năm 2008 có vẻ được nhìn nhận khả quan, việc đánh giá cao trong hai quí đầu năm 2008 là tương đối vừa phải. Mặt khác, mức độ REER trong hai quí đầu năm 2008 thấp hơn nhiều so với hai quí cuối. Do đó khi tính toán hằng năm, mức độ của REER trong năm 2009 thì chỉ cao hơn một ít so với 2008.

nghiệm và chuỗi REER chỉ là sử dụng tỷ trọng giá trị thương mại theo thời gian. Do đó

chúng tôi tin tưởng rằng kết quả nghiên cứu của chúng tôi cung cấp một bằng chứng

mới dựa trên giá trị cân bằng của RMB và sẽ ngày càng hoàn thiện hơn.

3.7. Kết luận và nhận xét :

Bài viết này khảo sát các yếu tố quyết định đến tỉ giá thực hiệu lực cân bằng

trong dài hạn của Trung Quốc và điều tra những chênh lệch về thương mại mậu dịch

trong thời kỳ cải cách, 1982-2010. Chúng tôi có một số đóng góp về cả lý thuyết và thực

nghiệm. Đầu tiên, chúng tôi mở rộng mô hình NATREX truyền thống cho nhiều quan

điểm khác nhau và lần đầu tiên áp dụng mô hình này cho Trung Quốc. Trong khuôn khổ

mô hình NATREX mở rộng, chúng tôi kết hợp một số lượng lớn nền tảng kinh tế riêng

của kinh tế học Trung Quốc. Hai là, để nắm bắt được tác động của các sự kiện kinh tế và

chính trị lên mức cân bằng của tỷ giá hối đoái cân bằng thực qua vài thập kỷ gần đây,

chúng tôi sử dụng kiểm định đồng liên kết để mà có thể giải thích cho hai sự phá vỡ

trong cấu trúc nội sinh. Ba là, một chuỗi dữ liệu hàng quý được thiết lập theo thời gian

phù hợp với một số lượng lớn các cơ sở kinh tế của Trung Quốc cũng được xây dựng

cho giai đoạn hậu cải cách. Bốn là, chúng tôi xây dựng hệ thống tỷ giá thực hiệu lực cho

Trung Quốc theo phương pháp của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) nhưng với sự đổi mới

bằng cách sử dụng tỉ trọng thương mại trong thời gian biến thiên khác nhau (ví dụ, trung

bình 3 năm) (Trung Quốc và 14 đối tác thương mại chính).

Các kết quả thực nghiệm chính của nghiên cứu của chúng tôi được tóm tắt như

sau. Chúng tôi đã tìm thấy một mối quan hệ đồng liên kết, do đó cung cấp hỗ trợ cho mô

hình lý thuyết NATREX. Trong mối quan hệ hội nhập, chúng tôi tìm thấy hai sự phá vỡ

cấu trúc, một vào năm 1988, khi cải cách kinh tế tiếp tục được thực hiện, và vào năm

1992, khi dòng vốn FDI được kích thích bởi các chuyến du lịch phía nam của Đặng Tiểu

Bình. Các nền tảng cơ bản ảnh hưởng đáng kể NATREX là các tỉ giá thương mại có

hiệu lực, yếu tố nhân khẩu học (tỷ lệ phụ thuộc vào người thân), khó khăn thanh khoản

và đầu tư của chính phủ.

Nhân dân tệ được định giá quá cao cho đến giữa những năm 1980. Từ năm 1986,

nhân dân tệ đã được định giá thấp so với rổ của 14 loại tiền tệ trong phần lớn các năm.

Nó đã bị đánh giá thấp trong thời gian 1986-1987 và 1993-1994, nhưng lại định giá quá

cao sau cuộc khủng hoảng tài chính châu Á (1997-2003). Trong giai đoạn gần đây,

2004-2010, chúng tôi thấy rằng RMB thực sự được đánh giá thấp hơn rổ gồm 14 loại

tiền tệ. Tuy nhiên, tỷ lệ chênh lệch nhỏ hơn nhiều so với những báo cáo của các nghiên

cứu trước đây, và chúng tôi đã quan sát thấy một sự suy giảm mạnh tỷ lệ đánh giá thấp

trong năm 2008. Quan trọng nhất, chúng tôi tìm thấy những đánh giá thấp tăng lên 5,7%

trong năm 2009 và sau đó tăng mạnh lên 15,1% trong năm 2010. Tuy nhiên, mức độ

đánh giá thấp như vậy vẫn còn thấp hơn so với mức được đề xuất bởi các nghiên cứu

khác.

Hàm ý quan trọng về chính sách từ kết quả của chúng tôi liên quan đến con

đường hướng tới sự linh hoạt lớn hơn trong trao đổi chế độ tỷ giá. Từ năm 2005, ngân

hàng trung ương Trung Quốc đã áp dụng chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn bằng cách

chuyển đổi từ tỷ giá cố định sang thả nổi với một rổ tiền tệ. Tuy nhiên, trong suốt tháng

7/2008 và tháng 6/2010, tỷ giá đồng nhân dân tệ so với Đô la Mỹ được cố định trở lại

nhằm theo đuổi sự ổn định của đồng nhân dân tệ trong bối cảnh khủng hoảng tài chính

toàn cầu. Trong thời gian này, chúng tôi thấy rằng khi sự chuyển động của đồng USD là

cùng một hướng với REER và di chuyển cùng hướng tới giá trị NATREX, tỷ lệ chênh

lệch được giảm thiểu, chẳng hạn như trong năm 2008, khi đồng USD chuyển động

ngược hướng, chênh lệch lớn dần, chẳng hạn thời kì 2009- 2010. Điều này cho thấy rằng

giá trị của REER chịu tác động mạnh của tỷ giá giữa hai đồng tiền nhân dân tệ và USD

trong chế độ tỷ giá cố định. Thậm chí trong suốt những năm 2005-2007, khi đồng nhân

dân được giữ cố định, việc điều chỉnh REER đến giá trị NATREX của nó tương đối

chậm (như thể hiện trong Bảng 7). Điều này làm tăng mối lo ngại về sức mạnh thực sự

của chính phủ Trung Quốc so với các đối tác thương mại chính trong giai đoạn 2005 -

2007 khi cho đồng USD đang thực sự mất giá vào giỏ tiền tệ, và do đó việc điều chỉnh

(đánh giá cao) của REER theo hướng NATREX có thể bị cản trở nếu tỷ trọng USD

trong giỏ quá cao. Mặc dù các ngân hàng trung ương không chịu tiết lộ, thì một số

nghiên cứu (ví dụ như Eichengreen, 2006; Frankel & Wei, 2007) chỉ ra rằng trọng lượng

tiềm ẩn của USD trong giỏ là cao nổi bật: trên 90%. Cho rằng những chia sẻ của thương

mại của Trung Quốc với châu Âu và các nước châu Á khác đã tăng trong khi đó với Hoa

Kỳ đã giảm trong những năm gần đây thể hiện trong Bảng 1, sự linh hoạt tỷ giá hối đoái

trong hệ thống tỷ giá hối đoái tăng lên đòi hỏi tăng dần sức mạnh các đồng tiền khác,

cũng như tăng thêm các đồng tiền có tỷ giá thả nổi khác trong giỏ (ví dụ như Euro, Hàn

Quốc Won, vv.).

Phụ lục A

Cân bằng hiệu quả trong trung và dài hạn.

Lưu ý: các nguyên tắc cơ bản đang ảnh hưởng đến giá cả tương đối phi mậu dịch (Rn) cũng ảnh hưởng

đến tỷ giá hối đoái thực tế (R) một cách tương tự, cả ở trung và dài hạn. Điều khoản thương mại là một

ngoại lệ duy nhất vì nó ảnh hưởng trực tiếp và gián tiếp thông qua Rn (xem Phần 2.4). Để có một dẫn

xuất toán học chi tiết về ảnh hưởng trung và dài hạn của nhân tố cơ bản lên Rn và do đó ảnh hưởng lên

R, cũng như mô tả trên các quỹ đạo K * F * trong hình. A1, hãy xem You và SARANTIS (2008), Phụ

lục A-C.

Bảng A1

Phụ lục B. biến đo lường và các nguồn dữ liệu

Nguồn dữ liệu chính bao gồm các thống kê tài chính quốc tế (IFS), các vấn đề

khác nhau của Niên giám thống kê Trung Quốc (CSY) của Cục thống kê quốc gia của

Trung Quốc, chỉ số phát triển thế giới (WDI), Hướng dẫn Thương mại Thống kê

(DOTS), và thu nhập quốc gia và tài khoản (NIPA) của Cục phân tích kinh tế Mỹ. Tất

cả các dữ liệu đều theo quý trừ khi có quy định khác. Mẫu là khoảng thời gian 1982q1-

2010q4. Tất cả các chỉ số lấy 2005 làm năm gốc. Kí hiệu i là Trung Quốc và j đại diện

cho 14 đối tác thương mại chính của Trung Quốc (xem Bảng 1 danh sách của các quốc

gia).

Dữ liệu thương mại (dòng thương mại song phương giữa Trung Quốc và các đối

tác thương mại chính của nó): dữ liệu được thu thập từ DOTs.

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa (USD so với tiền tệ quốc gia): đối với Trung Quốc, tỷ

giá hối đoái chính thức được thu thập từ Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF). Chúng tôi cũng thu

thập tỷ giá hối đoái trên thị trường từ trang chủ của Giáo sư Carmen Reinhart

(http://www.carmenreinhart.com). Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Trung Quốc (Ri)

được tính toán là trung bình của hai mức giá cho thời gian 1982q1-1993q426 và bằng

với tỷ giá chính thức cho giai đoạn 1994q1-2010q426. Dữ liệu cho các đối tác thương

mại chính của Trung Quốc (Rj) được thu thập từ IFS.

Chỉ số giá giảm phát GDP: dữ liệu cho Trung Quốc (GDPi) được thu thập từ

YOU và SARANTIS (2011) và mở rộng từ 2009q4 đến 2010q4 với các dữ liệu thu thập

từ CSY. Dữ liệu cho các đối tác thương mại chính của Trung Quốc (GPDj) được thu

thập từ IFS.

GDP danh nghĩa và thực tế: GDP danh nghĩa của Trung Quốc được thu thập từ

You và SARANTIS (2011) và mở rộng từ 2009q4 đến 2010q4 bằng cách sử dụng dữ

liệu từ CSY. GDP danh nghĩa của các đối tác thương mại chính của Trung Quốc được

thu thập từ IFS. GDP danh nghĩa được chuyển đổi GDP thực tế qua sử dụng số giảm

phát giá GDP.

Chỉ số giá tiêu dùng: dữ liệu hàng năm cho Trung Quốc (CPIi) được thu thập từ

IFS và nội suy về số liệu quý bằng cách tính trung bình phù hợp. Dữ liệu cho các đối tác

thương mại chính của Trung Quốc (CPIj) được thu thập từ IFS.

Chỉ số tỷ giá hối đoái thực dựa trên tỷ số giá tiêu dùng và chỉ số giảm phát: được

tính toán dựa trên EQS. tương ứng (32) và (34)

Về hiệu quả của chỉ số thương mại (ET): được đo lường bằng giá trị trung bình

𝑊𝑖𝑗

𝑇𝑂𝑇𝑖

nhân của các tỷ giá thương mại (TOT) của Trung Quốc đối với các đối tác thương mại

𝑇𝑂𝑇𝑗

. Các tỷ trọng Wịj ) chính của nó cạnh tranh bằng trọng lượng Wij: ET= ∏ ( 𝑖#𝑗

giống như trong phương trình. (34). Chỉ số TOT được định nghĩa là giá xuất khẩu chia

cho giá nhập khẩu. TOT của Trung Quốc được thu thập từ và SARANTIS (2011) và mở

rộng đến 2010q4 bằng cách sử dụng dữ liệu từ IFS. TOT cho các đối tác thương mại của

26 Theo lập luận của Ding (1998), một lượng lớn ngoại tệ đã được giao dịch trên thị trường song phương ở Trung Quốc trước năm 1994. Dữ liệu cho thấy rằng khoảng cách trở nên nhỏ hơn sau 1994. Vì vậy, chúng tôi tin rằng việc sử dụng trung bình giá thị trường song song và tỷ giá chính thức cho thời kì trước 1994 được đánh giá cao hơn.

Trung Quốc được thu thập từ IFS.

Chỉ số chi phí lao động đơn vị hiệu quả (EULC): Cục Thống kê Lao động của Bộ

Lao động Mỹ xác định chi phí lao động đơn vị (ULC) như chi phí lao động yêu cầu đầu

vào để sản xuất một đơn vị sản lượng đầu ra. Nó được tính bằng cách lấy sản lượng đầu

ra thực chia cho chi phí lao động trong điều kiện bình thường. EULC được xây dựng

như là trung bình nhân của chi phí lao động đơn vị của Trung Quốc với các đối tác

thương mại chính của nó với tỉ trọng bằng Wij:

] ETOT= ∏𝑖#𝑗 [ 𝑈𝐿𝐶𝑖 𝑋 𝑅𝑖 (𝑈𝐿𝐶𝑗 𝑋 𝑅𝑗)

Để xây dựng ULC của Trung Quốc, chúng tôi thu thập dữ liệu chi phí lao động

hàng năm từ Bai, Hsieh, và Qian (2006) và mở rộng dữ liệu của họ từ 2005 đến 2010.

Sau đó, dữ liệu được nội suy để phù hợp với quý bằng cách sử dụng trung bình nhân.

Do giới hạn dữ liệu, ULC cho các đối tác thương mại chính của Trung Quốc được đo

bằng ULCj = WEj/YVj, với WE và YV biểu thị cho chỉ số tỷ lệ lương trên thu nhập và

chỉ số khối lượng GDP tương ứng, các dữ liệu được thu thập bởi IFS.

Hiệu quả lãi suất nước ngoài (Er’): nó được xây dựng bằng cách lấy trung bình

cộng lãi suất dài hạn của đối tác thương mại chính của Trung Quốc với tỷ trọng bằng

𝑛 Wij: Er’=∑ 𝑊𝑖𝑗 𝑋 𝑟′𝑗 𝑗=1

,r'j đại diện cho lãi suất thực dài hạn của các đối tác thương

mại chính của Trung Quốc.

Lãi suất thực dài hạn được tính bằng cách lấy lãi suất danh nghĩa trái phiếu dài

hạn của Chính phủ trừ đi tỷ lệ lạm phát; cả hai đều được thu thập từ IFS.

Tỷ lệ hoàn vốn tương đối (Trung Quốc so với Mỹ) (RRC): theo Bai và các cộng

sự (2006), tỷ lệ hoàn vốn (RC) của Trung Quốc đo bằng RC = α/(PKK/P yY) + (𝑃̂𝑘 −

𝑃̂y) - δ, α biểu thị vốn cổ phần thu nhập (đo như phần 1-lao động), PKK/PyK biểu thị tỷ

lệ vốn – sản lượng thực đầu ra, PK, K, PY và Y biểu thị giá vốn, số lượng vốn, giá đầu ra

và số lượng đầu ra tương ứng, 𝑃̂K và 𝑃̂Y là tỷ lệ phần trăm thay đổi của giá vốn và đầu ra

tương ứng, và δ là tỷ lệ khấu hao. RC hàng năm của Trung Quốc được thu thập từ Bai

và các cộng sự (2006) và mở rộng từ 2005 đến năm 2010 bằng cách sử dụng dữ liệu từ

CSY. RC cho Hoa Kỳ hàng năm được tính bằng cách sử dụng phương pháp tương tự

của Gomme, Ravikumar, và Rupert (2006) và kéo dài từ 2000 đến 2010 bằng cách sử

dụng dữ liệu thu thập từ NIPA.

Tỷ suất sinh lợi tương đối của Trung Quốc trừ Mỹ cho ra giá trị tương đối hàng

năm, và sau đó hàng loạt các nội suy quý sử dụng trung bình nhân phù hợp.

Tỷ lệ người trẻ (RDEPY) và người già phụ thuộc tương đối (RDEPO): được định

nghĩa là số người dưới 15 tuổi và số người trên 65 tương ứng chia cho dân số lao động.

Tỷ lệ phụ thuộc hàng năm cho tất cả các nước được thu thập từ WDI. Tương đối có

nghĩa là Trung Quốc trừ bình quân gia quyền của các đối tác thương mại chính của nó.

Tỷ trọng được xác định bởi GDP thực tế. GDP danh nghĩa và chỉ số giảm phát GDP

hằng năm cho tất cả các nước được thu thập từ IFS để xây dựng GDP thực. Tỷ lệ phụ

thuộc hàng năm được nội suy quý bằng sử dụng trung bình nhân.

Năng suất: dữ liệu hàng năm của tổng năng suất nhân tố (TFP1 và TFP2) thu

được từ You và SARANTIS (2012a) và nội suy quý sử dụng trung bình nhân phù hợp.

Chúng tôi sử dụng GDP quý như một cơ sở cho việc nội suy. Chỉ dẫn 1 và 2 cho thấy

TFP dựa trên dữ liệu vốn của Chow và Li (2002) và Bai et al. (2006).

Thay thế đo lường năng suất: 1) tốc độ tăng trưởng GDP thực tương đối

(RYGR): GDP thực tế được thảo luận ở trên. Trung bình tương đối của Trung Quốc trừ

đi trung bình có trọng số của các đối tác thương mại chính của Trung Quốc. 2) GDP

thực bình quân đầu người điều chỉnh bằng PPP tương đối trên vốn (RY): dữ liệu hàng

năm của tất cả các quốc gia được thu thập bởi WDI. Trung bình tương đối của Trung

Quốc trừ đi trung bình trọng số của các đối tác thương mại chính của Trung Quốc và

RY hằng năm được chuyển thành hằng quý theo trung bình số nhân. Tỷ trọng được tính

theo GDP thực.

Hạn chế thanh khoản (LIQC) của Trung Quốc: Kose, Prasad, và Terrone (2006)

được đo lường như là tỷ lệ giữa tín dụng trong nước với GDP danh nghĩa khu vực tư

nhân. Chúng tôi sử dụng nghịch đảo của phép đo này để cho thấy mức độ cao hơn của

sự hạn chế tính thanh khoản. Tín dụng trong nước với khu vực tư nhân của Trung Quốc

được thu thập từ IFS.

Đầu tư của chính phủ (GI) của Trung Quốc: nó được đo như là tỷ lệ đầu tư của

chính phủ với tổng vốn đầu tư tài sản cố định. Đầu tư của chính phủ hàng năm được thu

thập từ CSY. Tổng vốn đầu tư hàng năm vào tài sản cố định được thu thập từ Bai et al.

(2006) và kéo dài từ 2005 đến 2010 bằng cách sử dụng dữ liệu CSY. Đầu tư của chính

phủ hàng năm được nội suy quý bằng cách sử dụng trung bình nhân phù hợp.

Tỷ lệ thuế (τ): theo He và Qin (2004), nó được đo như tổng giá trị thuế GTGT,

thuế tiêu dùng, kinh doanh, nông nghiệp và thuế thu nhập doanh nghiệp và các thuế liên

quan (thuế hàng hóa được loại trừ) chia cho GDP danh nghĩa. Được thu thập dữ liệu

hàng năm bởi CSY. Mức tỷ lệ thuế suất thuế hàng năm được chuyển thành từng quý

bằng cách sử dụng trung bình nhân phù hợp.

4. Mở rộng tại Việt Nam :

4.1. Chọn năm gốc

Trong nghiên cứu này chúng tôi chọn năm 2000 là năm gốc vì năm này cán cân

thanh toán của Việt Nam khá cân bằng. Bước qua thế kỉ mới, Việt Nam đang ngày càng

mở rộng hợp tác ngoại giao, phát triển với nhiều nước trên thế giới. Cũng trong năm này

Ngân hàng Nhà Nước điều chỉnh giá trị của Việt Nam đồng để đưa nó về gần với giá trị

thực.

4.2. Chọn rổ tiền tệ đặc trưng

Rổ tiền tệ được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm 10 nước (Hoa Kì, Nhật

Bản, Trung Quốc, Thái Lan, Singapore, Đài Loan, Hàn Quốc, Úc, Đức và Pháp. Đây là

các nước có quan hệ thương mại lớn với Việt Nam. Đô la Mỹ là đồng tiền hiển nhiên có

mặt trong rổ tiền do đồng tiền này là đồng tiền mạnh nhất thế giới cho tới thời điểm hiện

nay. Đồng Euro cũng là đồng tiền không thể thiếu trong rổ tiền vì nó là một trong những

đồng tiền mạnh nhất trên thế giới và vì khu vực sử dụng đồng Euro có giao thương rất

lớn với Việt Nam, đồng thời chọn hai quốc gia châu Âu làm đại diện là Pháp và Đức.

Kế đến là đồng yen Nhật cũng là một lựa chọn không tranh cãi, do đây là đồng tiền của

một quốc gia có nền kinh tế đứng hàng thứ ba thế giới và Nhật cũng là một trong những

đối tác thương mại lớn của Việt Nam. Trung Quốc là quốc gia ngoài việc là đối thủ cạnh

tranh trực tiếp, trao đổi thương mại song phương của Việt Nam với Trung Quốc có tỷ

trọng lớn nhất và Việt Nam luôn chịu tình cảnh nhập siêu lớn nhất với họ. Từ năm 2001

đến 2008 Việt Nam liên tục nhập siêu với Trung Quốc cứ năm sau lớn hơn năm trước và

đến 2008 nhập siêu lên tới trên 11 tỷ đô la. Vì vậy, đồng tiền của Trung Quốc rất đáng

được quan tâm trong việc tính tỷ giá thực đa phương. Đồng tiền của các nước ASEAN

như Thái Lan, Singapore được chọn do các nước này là những đối thủ cạnh tranh trực

tiếp của Việt Nam trong giao thương quốc tế. Tương tự, đồng tiền của Đài Loan và Hàn

Quốc đại diện cho các nước phát triển ở châu Á được chọn do kim ngạch xuất nhập

khẩu của họ với Việt Nam là rất lớn. Đồng AUD của Australia được đưa vào rổ tiền do

AUD là đồng tiền có thể chuyển đổi được và cũng thuộc diện đồng tiền mạnh. Ngoài ra,

kim ngạch xuất nhập khẩu trong thời gian nghiên cứu của Australia khá ổn định, riêng

các năm 2006, 2007, 2008 đã tăng mạnh, khoảng ba lần so với năm 2003.

4.3. Các bước tính REER:

Chúng tôi tham khảo các công thức tính được trong luận văn thạc sĩ của Nguyễn

Trọng Phúc.

Bước 1: Tính tỉ giá hối đoái danh nghĩa song phương của Việt Nam đồng với

ngoại tệ khác.

Sử dụng công thức tính tỉ lệ chéo vì tỉ giá hối đoái danh nghĩa của Việt Nam và

một các nước khác đều tính trung gian qua USD .

Bước 2 : Chuyển tỉ giá hối đoái danh nghĩa thành dạng chỉ số và chọn năm 2000

làm năm gốc bằng cách lấy tỉ giá danh nghĩa hiện tại chia cho tỉ giá năm gốc.

Chuyển tỉ giá hối đoái danh nghĩa thành dạng chỉ số bằng cách lấy tỉ giá danh

nghĩa hiện tại chia cho tỉ giá năm gốc.

Bước 3: Tính tỉ giá hối đoái thực song phương.

Lấy chỉ số tỷ giá danh nghĩa nhân với CPI của từng nước tương ứng chia cho CPI

của Việt Nam ta được tỷ giá thực song phương của tiền đồng so với đồng tiền của từng

đối tác.

Bằng cách sử dụng công thức :

Kết quả từ phụ lục bảng 3

Bước 4: Điều chỉnh chỉ số tiêu dùng CPI về kỳ gốc.

Chọn kỳ gốc là năm 2000, kỳ gốc có chỉ số CPI là 100. Các chỉ số CPI của các

nước lấy theo năm. CPI điều chỉnh của năm 2000 bằng CPI năm 2000 (bằng 100) nhân

với CPI của năm 2000 chia cho 100. CPI điều chỉnh của năm 2001 sẽ bằng CPI của năm

2001 nhân với CPI của năm 2000 đã điều chỉnh về kỳ gốc và chia cho 100. Tương tự, ta

tính cho các năm kế tiếp.

Bước 5: Tính tỉ trọng thương mại

Trước tiên, cộng tất cả các giá trị xuất nhập khẩu của Việt Nam và các đối tác ở

từng thời kỳ (Wt). Lấy giá trị xuất nhập khẩu của từng đối tác chia cho tổng giá trị kim

ngạch xuất nhập khẩu của tất cả các đối tác được tỷ trọng thương mại của từng đối tác.

Tổng các tỷ trọng thương mại này là bằng 1. Theo công thức:

Kết quả từ bảng 5

Bước 6: Tính REER theo công thức:

Phân tích kết quả

Số liệu REER của các năm từ 2001 đến 2008 phụ lục bảng 6

Biểu đồ thể hiện REER giai đoạn 2000-2001

Từ hình 2.4 cho chúng ta thấy rằng : chỉ trong 2 năm đầu 2001, 2002 REER có

giá trị cao hơn năm gốc nhưng mức chênh lệch là rất nhỏ ( 5,7327% trong 2001 và

1,8494 %trong 2002 ) . Trong các năm còn lại bắt đầu từ năm 2003 thì REER bắt đầu

sụt giảm với mức sụt giảm mạnh . Đến năm 2010 thì REER chỉ còn 40 so vói năm gốc

là 100 . Hiệu suất sử dụng vốn thấp ICOR 4,9 (năm 2003)

Nguyên nhân của việc gia tăng REER trong 2 năm đầu là do nền kinh tế Việt

Nam lúc này có tỷ lệ lạm phát khá thấp 2001 - 2003 với tỷ lệ lạm phát tương ứng là

4,4%/năm và 4,3%/năm; thậm chí là giảm phát trong năm 2000 (-0,6%). Hiệu suất sử

dụng vốn thấp ICOR 4,9 (năm 2003) .Trong giai đoạn này cân cân thương mại bị thâm

hụt mạnh . Trong giai đoạn 2001-2005, trong khi xuất khẩu tăng bình quân 17,55%/năm

(vượt 16%/năm), nhưng nhập khẩu đã tăng vượt trội 18,78% (vượt xa mục tiêu

15%/năm), cho nên nhập siêu đạt mức khổng lồ 19,266 tỷ USD và tỷ lệ nhập siêu vẫn là

17,38%, bằng khoảng 9,4% GDP.

Bước sang năm 2003 có một sự thay đổi trong nền kinh tế 2004 - 2005 tốc độ

tăng trưởng kinh tế đạt khá cao 7,79% (năm 2004) và 8,5% (năm 2005) lạm phát của

Việt Nam cũng tăng lên ở mức 9,5% (năm 2004) và 8,4% (năm 2005), cao hơn cả tốc

độ tăng trưởng kinh tế. Tỷ lệ tiêu dùng của nước ta từ trên 98% năm 1986 giảm xuống

còn 70,1% GDP vào năm 2005; tỷ lệ tiết kiệm nội địa đã tăng lên từ 1,17% (1986) lên

29,9% (2005); tỷ lệ đầu tư tích lũy tài sản trong GDP tăng từ 11,96% (1986) lên trên

38% (2005). L ạm phát tăng cao là nguy ên nhân làm xói mòn khả năng cạnh tranh của

hàng hóa Việt Nam so với các đối tác thương mại . Lượng vốn đầu tư liên tục tăng, năm

2000 vốn đầu tư thực hiện theo giá thực tế là 151,2 nghìn tỷ đồng (bằng 34,2% GDP);

năm 2005 tăng lên 324 nghìn tỷ đồng (bằng 38,7% GDP). Tốc độ tăng về vốn đầu tư

thực hiện cao hơn tốc độ tăng GDP, tăng 22,3% (giai đoạn1991 – 1995); 12,2% (1996 –

2000) và 13% (2001 – 2005). Sau cuộc khủng hoảng kinh tế châu Á, cùng với chính

sách kích cầu, đầu tư vào kết cấu hạ tầng ở nông thôn tăng nhanh, hệ số ICOR đã tăng

nhanh. Trong giai đoạn 2001-2005, trong khi xuất khẩu tăng bình quân 17,55%/năm

(vượt 16%/năm), nhưng nhập khẩu đã tăng vượt trội 18,78% (vượt xa mục tiêu

15%/năm), cho nên nhập siêu đạt mức khổng lồ 19,266 tỷ USD và tỷ lệ nhập siêu vẫn là

17,38%, bằng khoảng 9,4% GDP. Việt Nam vẫn còn nhập siêu nhưng mức xuất khẩu

đã có sự gia tăng vượt trội .

Trong giai đoạn 2006- 2010 , REER tiếp tục giảm mạnh kim ngạch hàng hóa

xuất khẩu thời kỳ 2006-2010 đạt 56 tỉ USD/năm, bằng 2,5 lần thời kỳ 2001-2005 và

tăng 17,2%/năm. Kim ngạch xuất khẩu các mặt hàng ngày càng tăng, từ 4 mặt hàng có

kim ngạch trên 3 tỉ USD năm 2006 đã tăng lên 8 mặt hàng năm 2010.Thu hút đầu tư

trực tiếp nước ngoài và nguồn vốn ODA ngày càng tăng và có nhiều thuận lợi. Vốn FDI

thực hiện năm 2006 đạt 4,1 tỉ USD, năm 2007 đạt 8,0 tỉ, năm 2008 đạt 11,5 tỉ USD,

chiếm tới 30,9% tổng vốn đầu tư toàn xã hội, cao hơn rất nhiều so với năm trước. Năm

2009 và 2010, mặc dù vốn đăng ký giảm nhưng vốn FDI thực hiện vẫn đạt 10 tỉ USD

vào năm 2009 và khoảng 11 tỉ vào năm 2010 (tăng 157,5% so với năm 2006). Thời kỳ

2006-2010, FDI thực hiện tăng bình quân 25,7%/năm. Cán cân thanh toán quốc tế thặng

dư khá cao trong những năm đầu của kỳ kế hoạch, còn 2 năm cuối (2009-2010) tuy có

mức thiếu hụt, nhưng không bị phá vỡ cân đối.

Một số dữ liệu thu thập và tính toán:

Bảng 1

X/USD

VND 14163.6 14602.4 14596.5 14951 15296.7 15745.5 15542.3 15738.3 16179 17490 18921.3 USD 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 EUR1 1.0844 1.1163 1.0606 0.8851 0.8048 0.8043 0.7968 0.7306 0.6832 0.719 0.7546 EUR2 1.0844 1.1163 1.0606 0.8851 0.8048 0.8043 0.7968 0.7306 0.6832 0.719 0.7546 JPY CNY 8.2784 107.78 8.2743 121.48 8.2669 125.18 8.2672 115.92 8.2664 108.13 8.1838 110.09 7.9646 116.29 7.5972 117.77 6.9404 103.42 93.58 6.8212 87.78 6.7605 SGD 17.235 17.914 17.9 17.42 16.9 16.638 15.888 15.066 14.148 14.538 13.63 THB 40.1458 44.4659 42.9573 41.4745 40.2049 40.2115 37.862 32.0537 32.7079 34.0842 31.5062 TWD 31.1571 33.6003 34.5317 34.446 33.3923 32.105 32.5204 32.8574 31.5304 33.0082 31.5154 KRW 1129.94 1287.5 1243.29 1187.52 1141.63 1021.12 940.334 922.814 1096.74 1272.68 1153.26 AUD 1.7233 1.9317 1.8398 1.5407 1.359 1.3115 1.3277 1.1947 1.1961 1.2805 1.09 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010

Dữ liệu lấy từ nguồn www.oanda.com (công ty OANDA)

Bảng 2 - Dữ liệu tính toán theo tỷ giá chéo

VND/X VND USD EUR1 EUR2 CNY JPY SGD THB TWD KRW AUD

2000 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0006 0.0076 0.0012 0.0028 0.0022 0.0798 0.0001 2001 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0006 0.0083 0.0012 0.0030 0.0023 0.0882 0.0001 2002 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0006 0.0086 0.0012 0.0029 0.0024 0.0852 0.0001 2003 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0006 0.0078 0.0012 0.0028 0.0023 0.0794 0.0001 2004 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0005 0.0071 0.0011 0.0026 0.0022 0.0746 0.0001 2005 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0005 0.0070 0.0011 0.0026 0.0020 0.0649 0.0001 2006 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0005 0.0075 0.0010 0.0024 0.0021 0.0605 0.0001 2007 1.0000 0.0001 0.0000 0.0000 0.0005 0.0075 0.0010 0.0020 0.0021 0.0586 0.0001 2008 1.0000 0.0001 0.0000 0.0000 0.0004 0.0064 0.0009 0.0020 0.0019 0.0678 0.0001 2009 1.0000 0.0001 0.0000 0.0000 0.0004 0.0054 0.0008 0.0019 0.0019 0.0728 0.0001 2010 1.0000 0.0001 0.0000 0.0000 0.0004 0.0046 0.0007 0.0017 0.0017 0.0610 0.0001

* Dữ liệu tính toán theo tỷ giá chéo

Bảng 3

eij USD EUR1 EUR2 CNY JPY SGD THB TWD KRW AUD

$1.0000 $0.9700 $0.9703 $0.9473 $0.9259 $0.8995 $0.9113 $0.8999 $0.8754 $0.8098 $0.7486 $1.0000 $0.9985 $0.9490 $0.7732 $0.6872 $0.6672 $0.6696 $0.6063 $0.5515 $0.5369 $0.5209 $1.0000 $0.9985 $0.9490 $0.7732 $0.6872 $0.6672 $0.6696 $0.6063 $0.5515 $0.5369 $0.5209 $1.0000 $0.9695 $0.9690 $0.9461 $0.9246 $0.8893 $0.8768 $0.8259 $0.7339 $0.6673 $0.6113 $1.0000 $1.0932 $1.1270 $1.0189 $0.9289 $0.9188 $0.9832 $0.9834 $0.8400 $0.7031 $0.6096 $1.0000 $1.0082 $1.0078 $0.9575 $0.9079 $0.8684 $0.8401 $0.7867 $0.7186 $0.6831 $0.5920 $1.0000 $1.0743 $1.0383 $0.9787 $0.9273 $0.9010 $0.8595 $0.7185 $0.7132 $0.6875 $0.5875 $1.0000 $1.0460 $1.0754 $1.0473 $0.9924 $0.9269 $0.9512 $0.9491 $0.8859 $0.8579 $0.7572 $1.0000 $1.1052 $1.0677 $0.9956 $0.9355 $0.8129 $0.7584 $0.7350 $0.8497 $0.9121 $0.7640 $1.0000 $1.0872 $1.0359 $0.8470 $0.7302 $0.6846 $0.7021 $0.6239 $0.6076 $0.6017 $0.4735 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010

 Dữ liệu tính toán

Bảng 4

CPIt-0 Việt Nam Mỹ Đức Úc

Pháp 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 0.9958 1.0282 1.0199 1.0163 1.0339 1.0446 1.0341 1.0357 1.0671 1.0683 1.0449 1.0576 1.1499 1.0968 1.0624 1.0801 1.2452 1.1340 1.0789 1.0989 1.3372 1.1707 1.0959 1.1174 1.4481 1.2040 1.1209 1.1341 1.7830 1.2503 1.1504 1.1659 1.9087 1.2457 1.1541 1.1669 2.0778 1.2663 1.1671 1.1848 Trung Quốc 1.0000 1.0073 0.9996 1.0111 1.0504 1.0695 1.0851 1.1367 1.2034 1.1949 1.2345 Nhật Bản Singapore Thái Lan 1.0000 1.0163 1.0346 1.0419 1.0706 1.1192 1.1711 1.1978 1.2625 1.2516 1.2931 1.0000 0.9919 0.9830 0.9805 0.9804 0.9778 0.9802 0.9807 0.9942 0.9808 0.9738 1.0000 1.0100 1.0060 1.0111 1.0280 1.0323 1.0428 1.0647 1.1341 1.1409 1.1729 Hàn Đài Loan Quốc 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0407 1.0438 0.9979 1.0694 1.0751 0.9948 1.1070 1.1050 1.0114 1.1467 1.1308 1.0343 1.1783 1.1610 1.0406 1.2042 1.2021 1.0593 1.2348 1.2301 1.0968 1.2929 1.2838 1.0874 1.3291 1.3071 1.0978 1.3680 1.3442 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010

Dữ liệu thu thập từ nguồn http://www.indexmundi.com

Bảng 5

Úc

Pháp Trung Quốc Nhật Bản Singapore Thái Lan Đài Loan Hàn Quốc 16.48% 15.91% 13.47% 12.05% 12.13% 12.92% 13.38% 12.34% 12.07% 10.41% 5.80% 13.52% 13.66% 14.18% 15.51% 17.82% 18.43% 17.60% 20.50% 20.78% 23.84% 26.05% 22.45% 21.20% 19.05% 18.20% 16.87% 16.99% 16.45% 15.39% 16.67% 15.09% 15.60% 12.14% 12.72% 12.89% 11.32% 10.91% 10.58% 9.59% 10.13% 9.74% 8.29% 7.85% 5.45% 5.04% 4.56% 5.00% 5.65% 6.54% 6.56% 5.98% 6.18% 6.63% 6.32% 9.70% 7.21% 10.36% 5.91% 10.60% 6.23% 9.63% 5.25% 9.43% 5.57% 8.60% 6.50% 7.86% 8.02% 8.25% 6.09% 9.03% 5.70% 10.06% 3.93% 11.98% 3.87% Đức Wij Mỹ 5.05% 4.72% 3.29% 2000 6.67% 5.05% 3.47% 2001 2002 11.22% 4.96% 2.84% 2003 15.70% 4.54% 2.80% 2004 14.64% 4.18% 2.79% 2005 13.70% 3.53% 2.22% 2006 14.62% 3.91% 2.02% 2007 14.79% 3.96% 2.56% 2008 14.50% 3.55% 1.78% 2009 16.17% 3.79% 1.79% 2010 16.78% 3.84% 1.92%

 Dữ liệu tính toán từ công thức

Bảng 6. Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực đa phương ( năm gốc 2000)

Năm 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010

REER 100.00 105.73 101.85 92.73 82.85 74.41 70.54 63.81 50.91 45.08 37.86

 Dữ liệu tính toán từ công thức

Luận văn đề tài: Sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá hối đoái thực hiện hiệu lực của Trung Quốc - Phương pháp tiếp cận Natrex

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ..................................................................................................... 1

1. GIẢI THÍCH THUẬT NGỮ: ............................................................................................. 2

2. TỔNG QUAN CÁC BÀI NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ................................................ 7

3. BÀI NGHIÊN CỨU GỐC .................................................................................................. 9

3.2.1.

3.2.1.1.

3.2.1.2.

3.2.1.3.

3.2.1.4.

3.2.1.5.

3.2.1.6.

3.2.1.7.

3.2.2.

3.2.3.

3.2.4.

Phụ lục A ................................................................................................................................... 41

Phụ lục B. biến đo lường và các nguồn dữ liệu ...................................................................... 42

4. Mở rộng tại Việt Nam : ..................................................................................................... 46

Sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân bằng của Trung

Quốc: Phương pháp tiếp cận NATREX

Hình 1. Khối lượng thương mại trung bình diễn biến theo mỗi 3 năm

Model C: yt = D1t + D2t + tet , t=1,..,n

W(m)ij = MWij + XWij,

Hình 2: IMF CPI-based REER, Our CPI-based and our GDP price defator-based REER (2005=100)

Bảng 2: Lưu ý: quan sát phụ lục B để mô tả biến. Tất cả các biến đều được đo lường bằng hàm logarit tự nhiên

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP

093 303 0098

support@tailieu.vn

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi

Facebook

Youtube

TikTok