Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Ứng dụng phương pháp Natrex trong nghiên cứu sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá thực có hiệu lực của Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM

----------------

ĐỖ QUỐC THỊNH

ỨNG DỤNG PHƯƠNG PHÁP NATREX TRONG NGHIÊN CỨU SỰ PHÁ VỠ CẤU TRÚC

VÀ TỶ GIÁ THỰC CÓ HIỆU LỰC CỦA VN

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Thành phố Hồ Chí Minh – Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn “Ứng dụng phương pháp Natrex trong nghiên cứu sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá thực có hiệu lực của Việt Nam” là công trình nghiên cứu của chính tôi.

Ngoài những tài liệu tham khảo đã được trích dẫn trong luận văn, tôi cam đoan rằng mọi số liệu và kết quả nghiên cứu của luận văn này chưa từng được công bố hoặc được sử dụng dưới bất cứ hình thức nào.

TP. Hồ Chí Minh, ngày 24 tháng 10 năm 2013

Tác giả

Đỗ Quốc Thịnh

MỤC LỤC

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT ......................................................................... i

DANH MỤC BẢNG BIỂU ..................................................................................... ii

DANH MỤC HÌNH VẼ ......................................................................................... iii

CHƯƠNG 1 - GIỚI THIỆU .................................................................................... 1

1.1. Lý do chọn đề tài ............................................................................................. 1

1.2. Tính cấp thiết của đề tài .................................................................................. 2

1.3. Mục tiêu của đề tài .......................................................................................... 2

1.4. Đối tượng nghiên cứu ...................................................................................... 2

1.5. Phạm vi nghiên cứu ......................................................................................... 3

1.6. Phương pháp nghiên cứu ................................................................................. 3

1.7. Dữ liệu nghiên cứu .......................................................................................... 4

1.8. Bố cục luận văn ............................................................................................... 5

1.9. Đóng góp của đề tài ......................................................................................... 5

CHƯƠNG 2 - TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY .................... 6

2.1. Tổng quan các phương pháp xác định tỷ giá cân bằng ................................... 6

2.1.1. Ngang giá sức mua (PPP) ......................................................................... 6

2.1.2. Tỷ giá cân bằng BEERs (Behavioral equilibrium exchange rates) .......... 6

2.1.3. Tỷ giá cân bằng FEERs (Fundamental equilibrium exchange rates) ....... 7

2.1.4. Tỷ giá cân bằng NATREX (Natural real exchange Rate) ........................ 8

2.2. Tổng quan các nghiên cứu tỷ giá cân bằng ..................................................... 9

2.2.1. Phương pháp PPP ..................................................................................... 9

2.2.2. Phương pháp BEER ...............................................................................10

2.2.3. Phương pháp FEER ................................................................................13

2.2.4. Tổng quan các nghiên cứu trước đây về mô hình NATREX .................16

2.2.5. MQH giữa TG thực hiệu lực và các yếu tố nền tảng của nền kinh tế ....22

2.2.6. Nghiên cứu về điểm phá vỡ cấu trúc ......................................................25

CHƯƠNG 3 - PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU .......................30

3.1. Những điều cần biết về mô hình NATREX và các giả định mô hình ..........30

3.1.1. Mô hình NATREX mở rộng ..................................................................30

3.1.2. Các giả định của mô hình NATREX ......................................................30

3.1.3. Cấu trúc của mô hình..............................................................................32

3.1.3.1. Tiết kiệm ..............................................................................................32

3.1.3.2. Tỷ lệ mậu dịch và tỷ giá hối đoái thực ................................................33

3.1.3.3. Đầu tư ..................................................................................................33

3.1.3.4. Cân bằng thị trường hàng hóa .............................................................35

3.1.3.5. Tài khoản vãng lai ...............................................................................35

3.1.3.6. Cân bằng danh mục đầu tư ..................................................................35

3.1.3.7. Sự tích lũy vốn và tài sản nước ngoài .................................................36

3.1.4. Cân bằng trung hạn.................................................................................36

3.1.5. Sự điều chỉnh linh hoạt ...........................................................................37

3.1.6. Trạng thái ổn định ..................................................................................38

3.2. Đo lường TGHĐ Hiệu lực REER .................................................................40

3.3. Phương pháp thực nghiệm ............................................................................40

3.4. Mô tả biến nghiên cứu ...................................................................................42

3.5. Chọn rổ tiền tệ đặc trưng ...............................................................................43

3.6. Thu thập số liệu .............................................................................................44

CHƯƠNG 4 - PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ...............46

4.1. Tổng hợp dữ liệu thống kê ............................................................................46

4.2. Các bước thực hiện ........................................................................................46

4.3. Kết quả chạy mô hình ...................................................................................47

CHƯƠNG 5 - KẾT LUẬN CÁC YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH ĐẾN REER ..........57

5.1. Phân tích các yếu tố tác động đến REER ......................................................57

5.1.1. Lãi suất nước ngoài hiệu quả .................................................................57

5.1.2. Hạn chế thanh khoản ..............................................................................58

5.2. Ước lượng REER theo mô hình C (NATREX) ............................................58

5.3. Phân tích biểu đồ và giải thích sự chênh lệch giữa REER và NATREX .....60

5.4. Chênh lệch giữa REER và NATREX ...........................................................63

5.5. Phân tích điểm phá vỡ cấu trúc năm 2005 ....................................................65

TÀI LIỆU THAM KHẢO .....................................................................................68

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

τ Tax Rate

Mức thuế suất

ADB Asian Development Bank

Ngân hàng phát triển Châu Á.

BEERs Behavioral Equilibrium Exchange Rates

Tỷ giá cân bằng hành vi

ER’ Effective Foreign Interest Rate

Lãi suất nước ngoài hiệu quả

ET Effective Terms Of Trade Index

Tỷ lệ mậu dịch hiệu quả

FEERs Fundamental Equilibrium Exchange Rates

Tỷ giá cân bằng cơ sở

GDP Gross Domestic Product

Tổng sản phẩm quốc nội

GI Government Investment

Đầu tư chính phủ

GSO Gerenal Statistic Office

Tổng cục thống kê

IFS International Financial Statistics

Thống kê tài chính quốc tế

IMF International Monetary Fund

Quỹ tiền tệ thế giới

LIQC Liquidity Constraint

Hạn chế thanh khoản

NATREX Natural Real Exchange Rate

Tỷ giá hối thực tự nhiên

PPP Purchasing Power Parity

Ngang giá sức mua

RDEPO Relative Dependency Ratio Of The Old

Tỷ lệ phụ thuộc tương của người già

RDEPY Relative Dependency Ratio Of The Young

Tỷ lệ phụ thuộc tương của trẻ em

REER Equilibrium Real Effective Exchange Rate

Tỷ giá thực hiệu lực

RY Relative PPP Adjusted Real GDP Per Capital

GDP thực trên đầu người được hiểu chỉnh theo ngang giá sức mua (PPP)

RYGR Relative Real GDP Growth Rate

Tốc độ tăng trưởng GDP thực tương đối

TFP Total Factor Productivity

Năng suất các yếu tố tổng hợp

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Bảng 2.1. Tóm tắt các phương pháp xác định tỷ giá cân bằng trước đây .................. 9

Bảng 4.1. Tổng hợp thống kê dữ liệu .......................................................................46

DANH MỤC HÌNH VẼ

Hình 3.1. Đồ thị ........................................................................................................38

Hình 5.1. Biểu đồ so sánh REER và NATREX .......................................................59

Hình 5.2. Phân tích biểu đồ so sánh REER và NATREX .......................................60

Hình 5.3. Chênh lệch của REER và NATREX ........................................................63

1

CHƯƠNG I - GIỚI THIỆU

1.1. Lý do chọn đề tài

Mức tỷ giá hiện nay có phù hợp đối với nền kinh tế Việt Nam hay

chưa? Hiện nay trị giá đồng Việt Nam đang được định ra như thế nào và đang

cao, thấp hay là đã sát với tỷ giá thực tế kỳ vọng hay chưa? Mục tiêu nào mà

chính sách tỷ giá cần phải đảm bảo khả năng cạnh tranh của hàng hóa hay

cung cấp một môi trường ổn định để phát triển?

Để đánh giá mức độ phù hợp đối với nền kinh tế của mức tỷ giá hiện

nay cần phải có một cơ sở khoa học để so sánh. Tỷ giá hối đoái cụ thể là tỷ giá

thực hiệu lực cân bằng dài hạn (REER) luôn là chỉ số quan trọng trong nền

kinh tế mỗi quốc gia, nó gắn liền với hoạt động giao thương quốc tế. Do đó,

các nhà hoạch định chính sách cần phải nắm bắt một cách rõ ràng về tình hình

biến động tỷ giá hiện nay để đưa ra các chính sách đối nội và đối ngoại phù

hợp, thúc đẩy nền kinh tế phát triển, cũng như dẫn dắt vượt qua các giai đoạn

khó khăn. Vấn đề đặt ra có quá nhiều yếu tố tác động đến chỉ số này, nhưng

đâu là yếu tố chính tác động mạnh mẽ tới nó, đâu là yếu tố không quan trọng.

Đặc biệt trong nền kinh tế toàn cầu hóa, nhiều tác động truyền dẫn với nhau

có thể xảy ra sự biến đổi đột ngột dẫn đến sự phá vỡ cấu trúc cần phải được

xem xét. Vì thế, bài nghiên cứu quyết định nghiên cứu đề tài “ Ứng dụng

phương pháp NATREX trong nghiên cứu sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá thực có

hiệu lực của Việt Nam”, trên cơ sở đó vận dụng tìm hiểu các yếu tố chính tác

động đến REER, xem xét việc định giá Việt Nam đồng cao hay thấp.

2

1.2. Tính cấp thiết của đề tài

Hiện tại, tỷ giá bình quân liên ngân hàng được sử dụng làm tỷ giá tham

chiếu cho các giao dịch trên thị trường. Tuy vậy, tỷ giá này thường được ấn

định bởi NHNN. Mặc khác không ít nhận định cho rằng, chính sách tỷ giá của

NHNN cảm tính và thiếu những cơ sở khoa học rõ ràng. Do đó, việc nghiên

cứu tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và đánh giá lại những tác động của nó đối

với hoạt động thương mại của Việt Nam là cần thiết.

1.3. Mục tiêu của đề tài

Bài nghiên cứu này dựa trên mô hình NATREX mở rộng đã từng được

áp dụng ở Trung Quốc để ứng dụng vào Việt Nam nhằm xem xét xem có sự

phá vỡ cấu trúc trong mô hình hay không? Khảo sát các yếu tố chính tác động

đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân bằng của đồng Việt Nam trong dài hạn

và điều tra những chênh lệch về thương mại mậu dịch trong giai đoạn từ năm

1997 đến năm 2011. Điểm mới lạ của bài nghiên cứu này là sử dụng mô hình

NATREX thay cho các mô hình trong các bài nghiên cứu trước đây (mô hình

PPP, BEER, FEER). Đồng thời bài nghiên cứu sẽ dựa vào REER để có thể

đánh giá đồng Việt Nam trong giai đoạn trên đã được định giá cao hay thấp so

với NATREX.

1.4. Đối tượng nghiên cứu

Tỷ giá tiền đồng so với một số đồng tiền của các đối tác thương mại lớn với

Việt Nam.

Tỷ giá nội tệ của các đối tác này so với đồng USD.

REER: Tỷ giá thực hiệu lực đa phương của Việt Nam so với đồng tiền các

nước trong rổ tiền tệ các quốc gia có giao thương với Việt Nam.

Chỉ số CPI và giá trị xuất nhập khẩu của Việt Nam với các đối tác thương mại

lớn nói trên.

Kim ngạch xuất, nhập khẩu của Việt Nam với các đối tác thương mại.

3

1.5. Phạm vi nghiên cứu

Phạm vi nghiên cứu của đề tài là tỷ giá của đồng tiền một số nước và

vùng lãnh thổ với Việt Nam đồng và với đồng USD. Đồng tiền của các nước

và vùng lãnh thổ này được chọn tham gia rổ tiền tệ để tính tỷ giá thực với tiền

đồng và với USD. Trong rổ tiền này có 7 đồng tiền được chọn, đó là đồng

SGD (Singapore), HKD (Hồng Kông), KRW (Hàn Quốc), JPY (Nhật), CNY

(Trung Quốc), USD (Mỹ), MYR (Malaysia). Đây là 7 quốc gia mà Việt Nam

đang có đối tác xuất nhập khẩu trên nhiều lĩnh vực.

1.6. Phương pháp nghiên cứu

Trong luận văn đã sử dụng nhiều phương pháp như:

Phương pháp so sánh: số liệu thu thập so sánh với mục tiêu nghiên cứu.

Phương pháp mô hình hóa: phương pháp này được sử dụng để làm rõ

những phân tích định tính bằng hình vẽ cụ thể để vấn đề trở nên dễ hiểu hơn.

Phương pháp phân tích kinh tế lượng: NATREX được xem như là một

khái niệm cân bằng dài hạn bài nghiên cứu sử dụng phương pháp xác định

đồng liên kết trong các ước lượng của bài nghiên cứu. Bài nghiên cứu xây

dựng một tập hợp các dữ liệu theo hàng năm và sử dụng kiểm định nghiệm

đơn vị và kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết có thể được hạch toán vào sự

phá vỡ cấu trúc nội sinh.

Bước 1: Kiểm định tính dừng các biến bằng phương pháp kiểm định

nghiệm đơn vị Ng- Perron (ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%) của các biến

trong phương trình:

REER*= REER*(ET, LIQC, RDEPY, RDEPO, GI, ER’, , RY, RYGR)

Bài nghiên cứu chưa thể thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị Lee và

Strazicich để tìm kiếm thời điểm có sự phá vỡ cấu trúc.

Bước 2: Tiến hành ước lượng phương trình đồng tích hợp đối với các

biến quan trọng. Lần lượt đưa các biến vào trong phương trình. Để xem xét

4

mức ý nghĩa các biến, duy trì các biến quan trọng và loại bỏ các biến không có

ý nghĩa.

Bước 3: Thực hiện đồng tích hợp các biến có chuỗi không dừng như đã

thực hiện ở Bước 1 bằng phương pháp GH để tìm điểm phá vỡ cấu trúc.

Do một số hạn chế nhất định về mặt kỹ thuật nên bài nghiên cứu chưa

thể tiến hành kiểm định J-Hatemi để tìm hai điểm phá vỡ cấu trúc mà chỉ có

thể tiến hành kiểm định GH để tìm một điểm phá vỡ cấu trúc.

Bước 4: Sau khi tìm được một điểm phá vỡ cấu trúc, tiếp tục tạo biến

giả D1 và hồi quy theo mô hình C, C/T như hướng dẫn của bài nghiên cứu về

tỷ giá Trung Quốc của You, K.,& Sarantis,N. (2012b). Sau đó đưa ra kết luận

mô hình nào có ý nghĩa cao hơn.

Bước 5: Tiến hành thêm kiểm định đồng liên kết Johansen test để xem

xét mối quan hệ đồng tích hợp giữa các yếu tố, từ đó đưa ra kết luận khẳng

định kết quả của GH cointegration test.

1.7. Dữ liệu nghiên cứu

Bài nghiên cứu đã sử dụng số liệu thống kê từ các nguồn dữ liệu từ

Tổng cục thống kê (GSO), Ngân hàng Ngoại Thương Việt Nam (VCB), Bộ tài

chính, Quỹ Tiền tệ quốc (IMF), ngân hàng thế giới (WB), Ngân hàng phát

triển châu Á (ADB), các trang thông tin điện tử của các tổ chức Hợp tác và

phát triển kinh tế (OECD), Diễn đàn Hợp tác Kinh tế châu Á - Thái Bình

Dương (APEC), Hiệp hội các quốc gia Đông Nam Á (ASEAN), Bộ lao động

Mỹ, Cục dự trữ liên bang Mỹ (FED), tính toán tỷ giá thực đa phương của Việt

Nam, tỷ giá thực song phương của đồng tiền của các quốc gia đối tác (các

đồng tiền được sử dụng trong rổ tiền tệ tính tỷ giá thực đa phương) so với

đồng USD.

5

1.8. Bố cục luận văn

Bài viết này được tổ chức như sau.

Chương 1: Tổng quan về đề tài.

Chương 2: Tổng quan các nghiên cứu trước đây về mô hình NATREX.

Chương 3: Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu.

Chương 4: Phân tích dữ liệu và kết quả kiểm định.

Chương 5: Kết luận các yếu tố quyết định đến tỷ giá cân bằng thực hiệu lực.

1.9. Đóng góp của đề tài

Sử dụng mô hình NATREX thay cho các mô hình trong các bài nghiên

cứu trước đây (mô hình PPP, BEER, FEER). Ứng dụng mô hình NATREX

mở rộng nghiên cứu các yếu tác động REER. Thông qua đó đã xác định được

yếu tố tác động chính đến REER Việt Nam là lãi suất thực nước ngoài hiệu

quả (Er’), hạn chế thanh khoản (LIQC). Thời điểm xảy ra sự phá vỡ cấu trúc

là năm 2005. Đồng thời qua biểu đồ so sánh giá trị REER và NATREX ước

lượng thấy được chênh lệch trong định giá đồng Việt Nam.

6

CHƯƠNG II – TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

2.1. Tổng quan các phương pháp xác định tỷ giá cân bằng:

2.1.1. Ngang giá sức mua: (PPP)

Vào những năm đầu thập kỷ 20 của thế kỷ XX, nhà kinh tế học

Gustav Cassel đã phác họa những quan điểm đầu tiên về ngang giá sức mua

của tiền tệ. Sau đó, với nhiều sự đóng góp khác ngang giá sức mua đã dần

được hoàn chỉnh. Nội dung của ngang giá sức mua là sự biến động trong tỷ

giá giao ngay của một đồng tiền so với một đồng tiền khác là do chênh lệch

trong tỷ lệ lạm phát giữa hai nước. Kết quả, sức mua của người tiêu dùng khi

mua hàng hóa ở quốc gia nội địa sẽ tương tự với sức mua hàng hóa ở nước

ngoài. Theo PPP, tỷ giá thực hiệu lực được xác định:

Trong đó, Wi là tổng số mậu dịch với các đối tác thứ i mà quốc gia

nước chủ nhà có quan hệ thương mại, Si là tỷ giá giao ngay giữa đồng tiền

nước thứ i và đồng nội tệ, Pi là chỉ số giá của nước thứ i.

2.1.2. Tỷ giá cân bằng BEERs (Behavioral Equilibrium Exchange Rates)

Phương pháp xác định tỷ giá cân bằng BEERs được 2 nhà nghiên cứu

Clark và MacDonald đưa ra vào năm 1997. Phương pháp này được sử dụng

khá rộng rãi nhằm phân tích sự biến động của tỷ giá thực theo thời gian chứ

không phải sự biến động của tỷ giá cân bằng trong trung và dài hạn. Khác với

các phương pháp xác định tỷ giá cân bằng trong ngắn hạn khác, phương pháp

BEER được xây dựng trên điều kiện ngang giá lãi suất không có bảo hiểm

thực (real UIP). Điều đó có nghĩa là thay vì sử dụng tỷ giá danh nghĩa,

các nhà nghiên cứu đã xem tỷ giá thực đa phương như là biến số chính của

mô hình, BEER được xác định như sau:

7

BEER = + β1INTt + β2TOTt + β3TNTt + β4NFAt + β5GOVDt + ut

Trong đó:

TOT là tỷ lệ mậu dịch.

TNT là tỷ lệ giữa chỉ số giá hàng hóa mậu dịch và chỉ số giá của hàng

hóa phi mậu dịch.

NFA là tỷ lệ tài sản ngoại tệ ròng trên tổng sản phẩm quốc dân.

GOVD là tỷ lệ nợ chính phủ trên GDP.

INT là chênh lệch tỷ giá.

2.1.3. Tỷ giá cân bằng FEERs (Fundamental Equilibrium Exchange

Rates)

Khái niệm tỷ giá cân bằng FEER được GS Williamson đưa ra lần đầu

tiên vào năm 1985, sau đó được mở rộng và phát triển trong nghiên cứu của

Wren-Lewis (1991, 1992), Clark (1994), Williamson (1994), MacDonald và

Clark (1998, 2000, 2004), Barisone (2006). Theo đó, đây là phương pháp xác

định tỷ giá cân bằng trong trung hạn. Tỷ giá cân bằng FEER sẽ được xác lập

khi mà nền kinh tế đạt cả cân bằng bên trong lẫn cân bằng bên ngoài, tức

là nền kinh tế đảm bảo đầy đủ công ăn việc làm, giá cả ổn định, đồng thời

trạng thái của cán cân vãng lai ở mức cân bằng bền vững. Nói cách khác,

FEER được xác định bởi một số điều kiện kinh tế xác định bởi các biến kinh

tế quan trọng, còn các yếu tố mang tính chu kỳ trong ngắn hạn được loại bỏ.

Tỷ giá cân bằng FEER được tính như sau:

Trong đó, FEER phụ thuộc vào cán cân vốn Kt, tổng cầu hoặc thu nhập

quốc dân trong nước Yt và tổng cầu hoặc thu nhập quốc dân nước ngoài Yf.

8

2.1.4. Tỷ giá cân bằng NATREX (Natural Real Exchange Rate)

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 cũng có một số

điểm khác biệt như:

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 Mỹ, tỷ giá thực được xác định dựa vào tỷ

giá danh nghĩa và chỉ số giá tiêu dung CPI 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 như trong phương pháp tính tỷ

giá cân bằng FEER, để tính tỷ giá cân bằng NATREX bài nghiên cứu 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,

điều kiện thương mại TOT, lãi suất thực của nước ngoài.

9

Bảng 2.1. Tóm tắt các phương pháp xác định tỷ giá cân bằng trước đây

Thời gian

Phương pháp xác định

Giả thiết, Giả thuyết được chứng minh

Biến được giải thích ( Biến phụ thuộc)

Dài hạn

Ngang giá sức mua (PPP)

Tỷ giá danh nghĩa hoặc tỷ giá thực

- Thay đổi tỷ giá tương lai bằng chênh lệch chỉ số giá cả giữa 2 quốc gia. - Tỷ giá thực bằng 1 trong dài hạn.

BEERs

Tỷ giá thực

Ngắn hạn (dự đoán tỷ giá)

- Ngang giá lãi suất không phòng ngừa thực (gồm phần bù rủi ro) được duy trì. - Thay đổi của tỷ giá thực tương lai được xác định bởi các yếu tố kinh tế vĩ mô chính.

FEERs

Tỷ giá thực đa phương Trung hạn

NATREX

Tỷ giá thực

Dài hạn

- Tại mức tỷ giá thực, nền kinh tế đạt được cân bằng bên trong và cân bằng bên ngoài. - Giống tỷ giá FEER, thêm điều kiện lãi suất thực trong nước bằng lãi suất thực nước ngoài.

2.2. Tổng quan các nghiên cứu tỷ giá cân bằng

2.2.1. Phương pháp PPP

Bosworth (2004) sử dụng phương pháp PPP-S để nghiên cứu RMB vào

năm 2004. Đồng CNY vẫn bị định giá thấp khoảng 40% cho thấy một sự tăng

giá 67% sẽ là cần thiết để loại bỏ định giá thấp.

Coudert & Couharde (2005) sử dụng phương pháp PPP-E nghiên cứu

RMB vào năm 2003. Kết quả cho thấy đồng CNY bị định giá thấp khoảng 41-

50% tùy thuộc vào việc có loại bỏ một số quốc gia khỏi hồi quy không.

Frankel (2006) sử dụng phương pháp PPP-E để nghiên cứu RMB vào

năm 2000, chủ yếu quan tâm đến các chế độ tỷ giá hối đoái khác nhau của

Trung Quốc. Dựa vào phương pháp PPP-E ước tính rằng đồng CNY bị định

giá thấp khoảng 36% so với đồng đô la trong năm 2000. Tuy nhiên, định giá

thấp là gần giống như trong năm 1990 (34%). Mức độ định giá thấp trong

khoảng thời gian này gần như là không thay đổi trong khi thặng dư tài khoản

10

vãng lai ngày càng cao hơnđiều này làm tăng thêm nghi ngờ về độ tin cậy của

các phương pháp tiếp cận PPP nói chung.

Kết luận: tỷ lệ giá thực song phương với USD cần tăng giá 56%.

Cheung, Chinn & Fujii (2007) sử dụng phương pháp PPP-E để nghiên

cứu RMB vào năm 2007. Bài nghiên cứu ước tính mô hình dựa trên số liệu

hàng năm 1975 -2004, có mẫu rất lớn (132 quốc gia).Họ nhận thấy, đồng

CNY được ước tính bị định giá thấp khoảng 50%.Tỷ giá thực dưới mức cân

bằng và cần tăng giá 100% so với USD.

Chỉ số kinh tế Big Mac(2007) chỉ số Big Mac chính là tỷ giá hối đoái

mà khi đó giá của một chiếc Hamburger ở Hoa Kỳ bằng với giá ở quốc gia

khác. Cho thấy một sự định giá thấp 58% vào giữa năm 2007 công bố ngày

05/07/2007. Tương ứng, sẽ tăng 138% trong đồng CNY so với đồng USD để

các chi phí của một Big Mac ở cùng một mức giá ngang bằng ở hai nước.

2.2.2. Phương pháp BEER

Bénassy-Quéré và cộng sự (2004) sử dụng phương pháp BEER để

nghiên cứu RMB vào năm 2001.

Nghiên cứu này ước tính cân bằng tỷ giá hối đoái của đồng CNY bằng

cách ước tính đồng thời tỷ giá hối đoái cân bằng với tất cả các loại tiền tệ lớn

trong G20 và chỉ ra sự gia tăng tương ứng song phương của đồng CNY so với

đồng USD ở khoảng 40%.

Kết quả: tỷ giá thực hiệu lực dưới mức cân bằng và cần tăng giá 16%,

tỷ giá thực song phương với USD cần tăng giá từ 41% đến 44%.

Wang (2004) sử dụng phương pháp BEER nghiên cứu RMB.

Nghiên cứu bao gồm một phần là các yếu tố quyết định của tỷ giá thực

trong trung hạn trong một nghiên cứu của IMF. Ước tính một mô hình ERER

cho riêng Trung Quốc bằng cách sử dụng các dữ liệu hàng năm trong giai

đoạn 1980-2003. Các biến bao gồm các thay đổi năng suất, tài sản nước ngoài

11

ròng và mức độ mở cửa. Cân bằng tỷ giá dự kiến chỉ thấp hơn khoảng 5% so

với tỷ giá thực năm 2003 và kết luận rằng tất cả sự định giá thấp là nhỏ.

Kết luận: tỷ giá thực hiệu lực dưới mức cân bằng và cần tăng giá 5%.

Coudert & Couharde (2005) sử dụng phương pháp BEER nghiên cứu

RMB vào năm 2002.

Áp dụng một ước lượng dữ liệu bảng cho hiệu ứng Balassa-Samuelson

(Trong kinh tế học, hiện tượng đồng nội tệ bị sức ép mất giá khi năng suất

trong nước thấp gọi là hiệu ứng Balassa-Samuelson) tại 21 thị trường mới nổi

trong giai đoạn 1980-2002. Biến phụ thuộc là chỉ số tỷ giá hối đoái thực so

với đồng USD. Chính sách tỷ giá hối đoái của Trung Quốc đã cản trở sự điều

chỉnh.

Kết luận: RMB bị định giá thấp, tỷ lệ giá thực song phương với USD

cần tăng giá 18%.

Funke & Rahn (2005) sử dụng phương pháp BEER để nghiên cứu

RMB vào năm 2000, chứng minh một sự đánh giá thấp RMB bằng một so

sánh PPP và điều chỉnh cho hiệu ứng Balassa-Samuelson. Tuy nhiên, chuyển

hướng dùng phương pháp BEER và sau đó một PEER (BEER với các biến

độc lập được thiết lập tại các giá trị cố định). Mô hình được ước tính trên số

liệu hàng quý cho riêng Trung Quốc từ năm 1985 đến năm 2002 và phát hiện

có một sự phá vỡ cấu trúc, nên rút dữ liệu còn từ năm 1994 đến năm 2002.

Đồng CNY chỉ bị định giá thấp từ 3% đến 6% vào năm 2002 và 11% đến 12%

song phương so với đồng USD.

Kết luận: tỷ giá thực hiệu lực dưới mức cân bằng và cần tăng giá từ 3%

đến 6%, tỷ lệ giá thực song phương với đồng USD cần tăng giá từ 12% đến

14%.

Bénassy-Quéré và cộng sự (2006) sử dụng phương pháp BEER để

nghiên cứu RMB lần 2 vào năm 2004.

12

Ước tính bằng cách sử dụng dữ liệu hàng quý giai đoạn từ năm 1980

đến năm 2004 cho 15 quốc gia, đặc biệt chú ý đến tác động của các quốc gia

còn lại. Sự định giá thấp trong khoảng từ 31% đến 45% tùy thuộc vào phương

pháp được sử dụng, trong khi sự định giá lại tương ứng so với đồng USD thay

đổi từ 30% đến 59%.

Kết quả: tỷ giá thực hiệu lực dưới mức cân bằng và cần tăng giá từ 31%

đến 45%, tỷ lệ giá thực song phương với USD cần tăng giá từ 30% đến 59%.

Stolper & Fuentes (2007)

Stolper & Fuentes (2007b) đã dùng phương pháp BEER để nghiên cứu

RMB, đưa ra mô hình DEER Goldman-Sachs là thâm hụt USD sẽ tiệm cận

mức độ bền vững theo tỷ giá hiện tại của đồng USD. Do đó bất kỳ điều chỉnh

đồng CNY sẽ tạo ra sự mất giá của các đồng tiền khác như Euro, so với đồng

USD. Đồng CNY bị định giá thấp khiêm tốn, khoảng 7% so với USD.

Kết quả: RMB đang bị định giá thấp cần định giá lại 7% so với USD.

Stolper và Fuentes (2007c) dùng phương pháp BEER. Ước tính một mô

hình co giãn bổ sung (FEER) thiết kế để giải quyết một số vấn đề. Kết quả cho

thấy sự cần thiết phải có một sự giảm giá đồng USD khoảng 15%, trong đó

Trung Quốc sẽ được đóng một vai trò tương xứng.

Kết quả: RMB đang bị định giá thấp, cần định giá lại 15% so với USD.

Mac Donald & Dias (2007) sử dụng phương pháp BEER để nghiên

cứu RMB vào năm 2007.

Nghiên cứu này ước tính một mô hình BEER và được sử dụng để dự

đoán thay đổi tỷ giá hối đoái sẽ là phù hợp với 3 mẫu khác nhau của các kết

quả tài khoản vãng lai toàn cầu hiện nay. Ngoài biến năng suất tiêu chuẩn (đã

bỏ qua các tài sản ròng nước ngoài thông thường), MacDonald và Dias cũng

sử dụng cán cân thương mại (mặc dù hệ số của nó nhỏ), tỷ lệ mậu dịch và lãi

suất thực.

13

Kết quả: tỷ giá thực dưới mức cân bằng, tỷ giá thực song phương với

USD cần phải đánh giá lại từ 8% đến 42%.

2.2.3. Phương pháp FEER

Jeong & Mazier (2003) sử dụng phương pháp FEER để nghiên cứu

RMB vào năm 2000.

Xem xét mô hình bao gồm các quốc gia Trung Quốc, Nhật Bản, Hàn

Quốc, Hoa Kỳ, Euroland và phần còn lại của thế giới. Ước tính ảnh hưởng của

các biến khác nhau (FDI, nhân khẩu học, thu nhập, ...) trên số dư tài khoản

vãng lai cho các quốc gia công nghiệp và các thị trường mới nổi một cách

riêng biệt. Sau đó ước tính từ các biến tài khoản vãng lai cân bằng của mỗi

quốc gia. Như Coudert và Couharde; Jeong và Mazier đã không tập trung rõ

ràng vào một con số thặng dư tài khoản vãng lai cơ bản, nhưng theo tính toán

thì mức thâm hụt chiếm khoảng 1% đến 1,5% của GDP. Tỷ giá hối đoái thực

hiệu lực thực tế dưới mức cân bằng 22% (cần tăng giá 29%) và tỷ lệ song

phương so với đồng USD đã được định giá thấp tương ứng 40% (cần tăng giá

67%).

Kết luận: tỷ giá thực hiệu lực dưới mức cân bằng và cần tăng giá 29%,

tỷ giá thực song phương với USD cần tăng giá 67%.

Wang (2004) sử dụng phương pháp FEER để nghiên cứu RMB vào

năm 2003. Ước tính số dư tài khoản cơ bản của Trung Quốc hiện nay là 2,1%

GDP và giải thích (a) thặng dư mục tiêu là đưa ra là 3,1% GDP hợp lí trên cơ

sở tiết kiệm và đầu tư và (b) 1,0% GDP thặng dư sẽ ổn định tài sản nước

ngoài trên GDP. Những mục tiêu này tương ứng đòi hỏi sự tăng giá nhẹ hoặc

giảm giá nhẹ tỷ giá hiệu lực của đồng CNY.

Kết quả: đòi hỏi RMB tăng nhẹ (từ 0% đến 5%) hoặc giảm giá nhẹ (từ

0% còn -5%).

14

Wren-Lewis (2004) sử dụng phương pháp FEER để nghiên cứu RMB

vào năm 2003.

Sử dụng một mô hình tính toán tỷ giá hối đoái song phương với mục

tiêu của kết quả là tài khoản vãng lai ở trạng thái cân bằng và thực hiện một

phần mở rộng đặc biệt để ước tính giá trị của đồng CNY phù hợp với các điều

chỉnh cân bằng khác nhau hiện nay. Ước tính rằng Trung Quốc có thặng dư

tài khoản vãng lai cơ bản bằng 3,4% GDP vào năm 2002. Để giảm bớt thặng

dư 1% sẽ cần một sự tăng giá song phương so với đồng USD 19%, trong khi

loại bỏ toàn bộ thặng dư sẽ cần một sự tăng giá 22%.

Kết quả: RMB đang bị định giá thấp và cần phải định giá lại từ 19%

đến 22% so với đồng USD.

Goldstein (2004) sử dụng phương pháp FEER để nghiên cứu RMB.

Có một dòng vốn vào ròng 1,5% GDP như bình thường và do đó giả

định rằng Trung Quốc nên nhắm mục tiêu thâm hụt tài khoản vãng lai. Ước

tính là Trung Quốc có thặng dư tài khoản vãng lai thường xuyên là 2,5% GDP

và cho rằng cần thiết phải điều chỉnh 4% GDP.

Kết luận: tỷ giá thực hiệu lực dưới mức cân bằng và cần tăng giá từ

15% đến 30%.

Cline (2005) sử dụng phương pháp FEER để nghiên cứu RMB.

Nghiên cứu này xem xét cách tối ưu để đạt được một sự điều chỉnh mục

tiêu trong tài khoản vãng lai của Mỹ (giảm 3% GDP của Mỹ vào năm 2010).

Giả định như một phần của một quá trình điều chỉnh đa phương, thặng dư tài

khoản vãng lai của Trung Quốc và các nước khác sẽ giảm 40% (từ 4,2% GDP

năm 2004 còn 2,5% cho Trung Quốc).

Kết quả: tỷ giá thực hiệu lực dưới mức cân bằng và cần tăng giá 21%,

tỷ lệ giá thực song phương với đồng USD cần tăng giá 45%.

Anderson (2006) sử dụng phương pháp FEER để nghiên cứu RMB.

15

Nghiên cứu ước tính rằng số dư tài khoản vãng lai của Trung Quốc đã

được nâng cao trong năm 2006 bởi các yếu tố như công suất dư thừa công

nghiệp nặng và thặng dư theo chu kỳ điều chỉnh tài khoản vãng lai là 5%

GDP. Dòng vốn FDI tiềm ẩn đang được ước tính là 1% GDP, đưa ra một sự

điều chỉnh mục tiêu 6% GDP. Áp dụng một mô hình với độ co giãn xuất khẩu

là 0,5 và độ đàn hồi nhập khẩu là 0,8. Ước tính rằng sự điều chỉnh này sẽ yêu

cầu một đánh giá lại từ 18% đến 25% (đánh giá thấp từ 15% đến 20%).

Kết quả: RMB đang bị định giá thấp, tỷ giá thực song phương với USD

cần phải tăng từ 15% đến 20%.

Goldstein & Lardy (2006) sử dụng phương pháp FEER để nghiên cứu

RMB.

Theo lập luận thặng dư tài khoản vãng lai Trung Quốc năm 2005 cơ bản

là trong khoảng từ 5% đến 7% GDP (trong khi kết quả thực tế 7% đến 9%,

phản ánh tăng trưởng trong nước chậm hơn và một sự tăng giá trong năm

2005). Mặc dù điều này có thể là một phản ứng khá khiêm tốn để tăng ít nhất

2,5% GDP, con số cuối cùng là phù hợp với độ co giãn và đáp ứng tài khoản

vãng lai được đề xuất trong phần đầu tiên.

Kết luận: tỷ giá thực hiệu lực dưới mức cân bằng và cần tăng giá từ

20% đến 35%.

Goldstein & Lardy (2007) sử dụng phương pháp FEER để nghiên cứu

RMB.

Ước lượng xác định mức tăng giá cần thiết để loại bỏ sự đánh giá thấp

từ 35% đến 60%. Một lần nữa mẫu hình này là cách tiếp cận độ co giãn, đặt

phạm vi cho tham số liên quan đến sự thay đổi tỷ giá hối đoái để thay đổi tài

khoản vãng lai từ 2% đến 3,5% GDP điều chỉnh cho một sự thay đổi 10% tỷ

giá hối đoái thực. Kết quả phạm vi áp dụng nhiều tham số thặng dư 12% tài

16

khoản vãng lai vào năm 2007 và bằng cách giả định rằng không có phần thặng

dư này là theo chu kỳ và có thể giảm mà không cần thay đổi tỷ giá hối đoái.

Cline (2007) sử dụng phương pháp FEER để nghiên cứu RMB.

Chấp nhận dự án của IMF, tài khoản vãng lai của Trung Quốc đang trên

đà đạt mức thặng dư 6,3% GDP trong năm 2011 theo xu hướng hiện nay.Giải

thích 3 mục tiêu được đưa ra nhằm tìm kiếm những gì cần thiết để giảm tài

khoản vãng lai (a) thặng dư 1,7% GDP; (b) để tạo ra một tài khoản vãng lai

cân bằng và (c) tạo ra một mức thâm hụt 1,4% GDP. Cline cho rằng điều này

sẽ bao hàm một sự tăng giá đồng CNY 21% và tăng giá song phương 45%.

Kết quả: RMB đang bị định giá thấp, tỷ giá thực hiệu lực dưới mức cân

bằng và cần tăng giá 11-18%, tỷ lệ giá thực song phương với USD cần tăng

giá 34% đến 39%.

2.2.4. Tổng quan các nghiên cứu trước đây về mô hình NATREX

Một số nghiên cứu áp dụng các phương pháp tiếp cận NATREX trong

các nền kinh tế khác nhau, sử dụng khoảng thời gian khác nhau.

- Stein (1995, 1997) sử dụng phương pháp NATREX tại Mỹ. Tương tự

như vậy, xem xét các điều khoản thương mại và lãi suất thế giới được đưa ra,

“The Dynamics of Real Exchange Rate and Current Account in a Small

Open Economy: Australia” Lim và Stein (1995) xem xét các phương pháp

NATREX cho một nền kinh tế tương đối nhỏ như Úc. Lim và Stein (1995)

khẳng định rằng quốc gia tương đối nhỏ như Úc, đã không có khả năng ảnh

hưởng đến các điều khoản của thương mại và lãi suất thế giới. Ngoài ra, Stein

và Sauernheimer (1996) “The Equilibrium Real Exchange Rate of

Germany” và Federicied và Gandolfo (2002) “Endogenous Growth in an

Open Economy and the NATREX Approach to the Real Exchange Rate:

The Case of Italy” áp dụng phương pháp tương tự trong trường hợp của Đức

17

và Italia. Tương tự như vậy, Stein và Paladino (1998) “Recent Developments

in International Finance: A Guide to Research” áp dụng phương pháp trong

trường hợp của Pháp và Gandolfo và Felettigh (1998) “The NATREX: An

Alternative Approach” áp dụng phương pháp tương tự cho Ý. Phương pháp

tiếp cận NATREX cũng được sử dụng trong các trường hợp của các nước

đang phát triển. Holger et al. (2001) “NATREX and Determinants of the

Real Exchange Rate of RMB”. Ví dụ áp dụng phương pháp tiếp cận

NATREX ở Trung Quốc và Kardi (2003) “Structural and Single Equation

Estimation of the NATREX Equilibrium Real Exchange Rate” áp dụng

phương pháp tương tự cho Hungary.

Stein (1995) chỉ ra rằng phương pháp NATREX không chỉ là một mô

hình mà là một tập hợp của các mô hình có thể được áp dụng cho các nền kinh

tế khác theo đặc điểm của từng nước Ví dụ, phương pháp NATREX áp dụng

cho nền kinh tế Mỹ là hoàn toàn khác so với của Đức và Úc. Điều này là do

tính chất, quy mô của nền kinh tế và ảnh hưởng khác nhau đối với nền kinh tế

thế giới. Stein (1995) phân loại nền kinh tế Mỹ là nền kinh tế lớn có thể ảnh

hưởng về tỷ lệ mậu dịch và lãi suất thế giới. Nền kinh tế Đức được coi là một

nền kinh tế quy mô vừa. Tương tự, nền kinh tế Úc được phân loại như một

nền kinh tế mở nhỏ không ảnh hưởng đến thương mại và lãi suất thế giới.

- Holger et al. (2002) áp dụng một phiên bản sửa đổi của phương pháp

NATREX trong trường hợp của Trung Quốc, kết hợp di cư trong nước và các

biến năng suất trong cách tiếp cận và sử dụng phương pháp ARDL để có được

kết quả ước lượng. Sự ra đời của kỹ thuật đồng liên kết hiện đại làm cho nó dễ

dàng cho các nhà nghiên cứu để thiết lập thời gian mối quan hệ đồng liên kết

dài giữa các biến có liên quan.

Euro Zone, Duval (2002) áp dụng phương pháp NATREX bằng cách

sử dụng một chuỗi thời gian và Johansen đồng liên kết giữa các biến có liên

18

quan. Giả sử một vector đồng liên kết duy nhất, áp dụng Vector Error

Correction Model (VECM), Duval (2002) có được mối quan hệ lâu dài thông

qua phương pháp Stock và Watson (1993).

- Augustine C. Arize (1994) “Cointegration Test of a Long-run

Relation Between the Real Effective Exchange Rate and the Trade

Balance” cũng xem xét mối liên hệ của tỷ giá hối đoái 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 bài nghiên cứu đưa ra kết luận rằng 2

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.

- Connolly, M. and Devereux, J., (1995) “The Equilibrium Real

Exchange Rate: Theory and Evidence for Latin America”. Trong nghiên

cứu này đã tóm tắt các yếu tố tiền tệ và tài chính ngắn hạn gây ra độ lệch tạm

thời trong tỷ giá hối đoái thực tế ngắn hạn từ mức cân bằng tự nhiên của nó.

Kết quả thực nghiệm cho thấy rằng chuyển động trong tỷ giá hối đoái cân

bằng thực NATREX đối với nền kinh tế Mỹ Latinh trong giai đoạn từ năm

1960 đến năm 1985 có thể được giải thích về sự tăng trưởng, độ mở của nền

kinh tế, chi tiêu chính phủ và các điều khoản bên ngoài của thương mại. Đặc

biệt, tiến bộ kỹ thuật và tăng vốn cổ phần có xu hướng làm tăng tỷ giá thực tế

cũng như tự do hóa thương mại (nghịch lý) bằng cách tăng độ mở của nền

19

kinh tế điều chỉnh. Tương tự như vậy, chi tiêu chính phủ cũng xuất hiện để

làm tăng tỷ giá hối đoái thực bằng cách giảm chủ yếu vào hàng hóa phi ngoại

thương.

- Robert Lafrance, Patrick Osakwe, and Pierre St-Amant (1998)

“Evaluating Alternative Measures of the Real Effective Exchange Rate”.

Các tác giả đã xem xét ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái 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 hối đoái

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.

- Menzie D Chinn (2002) “The Measurement of Real Effective

Exchange Rates: A Survey and Applications to East Asia”, đã đưa ra các cơ

sở lý luận cho các định nghĩa khác nhau của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực. 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.

20

- Funke, M. and Rahn, J., (2005), “Just How Undervalued Is the

Chinese Renminbi” cho rằng giá trị tiền tệ của Trung Quốc đã là một chủ đề

nóng để tìm hiểu mức độ cân bằng của tỷ giá hối đoái thực và danh nghĩa của

Trung Quốc. Sử dụng một khuôn khổ đồng liên kết của Johansen tập trung

vào tỷ giá hối đoái cân bằng hành vi (BEER) và tỷ giá hối đoái cân bằng vĩnh

viễn (PEER). Kết quả cho thấy trong khi đồng CNY bị định giá thấp so với

đồng USD.

- Coudert, V. and Couharde C., (2007), “ Real Equilibrium

Exchange Rate in China: Is the Renminbi Undervalued?”, nghiên cứu này

là để cung cấp cho một số hiểu biết về đánh giá thấp của đồng tiền Trung

Quốc. Thứ nhất, xem xét "hoài nghi thông thường" cho đánh giá thấp bằng

cách nhìn vào các chỉ số kinh tế khác nhau. Thứ hai, giải quyết vấn đề của

"hiệu ứng Balassa" bằng cách so sánh Trung Quốc với các quốc gia mới nổi

khác. Đo khoảng cách giữa sự phát triển của tỷ giá thực tế tại Trung Quốc và

những gì sẽ có kết quả từ một "tiêu chuẩn" Balassa hiệu lực. Sử dụng 2

phương pháp để đánh giá khoảng cách này, ước tính dữ liệu chéo và đồng liên

kết, chỉ rõ thiếu hiệu quả Balassa ở Trung Quốc, phù hợp với sự thật là tỷ giá

thực đã không đánh giá cao mặc dù nhanh chóng bắt kịp. Đồng thời sử dụng

một (tỷ giá cân bằng) cách tiếp cận FEER để có được một ý tưởng về sự tồn

tại và kích thước của độ lệch của đồng CNY. Sử dụng mô hình NIGEM cho

đại diện thương mại nước ngoài của Trung Quốc, Hoa Kỳ, khu vực châu Âu,

Hàn Quốc và Nhật Bản tính toán tỷ giá thực hiệu lực là phù hợp với tài khoản

vãng lai bền vững. Kết quả cho thấy rằng tỷ giá hối đoái thực của Trung Quốc

được đánh giá cao là bị định giá thấp trong năm 2002 và năm 2003 về hiệu

quả và thậm chí nhiều hơn so với đồng USD. Sử dụng mô hình với giả định

khác nhau phân tích như thế nào tầm quan trọng của độ lệch được sửa đổi với

mục tiêu thâm hụt ngân sách thấp hơn đối với Trung Quốc. Theo dự kiến, độ

21

lệch của đồng CNY là ít rõ ràng hơn. Hơn nữa, nếu đã xem xét tình trạng thất

nghiệp trá hình, định giá thấp sẽ có được vẫn còn yếu. Một kết quả thú vị khác

độ lệch của đồng USD chỉ bị ảnh hưởng một cách yếu ớt bởi lệch chi tiết của

đồng CNY. Điều này cho thấy một định giá lại đồng CNY sẽ chỉ có tác dụng

nhỏ trên các thâm hụt đối ngoại của Hoa Kỳ.

- Cline, W. R. and Williamson J (2009) “Estimates of Fundamental

Equilibrium Exchange Rates” đã cho thấy một hệ quả chính của cuộc khủng

hoảng tài chính toàn cầu đã có sự tăng thêm của đồng USD đã được định giá

quá cao bởi vì các nhà đầu tư đã chuyển sang Hoa Kỳ như là một nơi trú ẩn

tương đối an toàn. Một định giá quá cao lớn hơn có nghĩa thâm hụt lớn hơn

bên ngoài, sau hai năm hoặc độ trễ lâu hơn từ tỷ giá hối đoái đến dòng chảy

thương mại. Tương tự, sự gia tăng trong nhận thức rủi ro kết hợp với việc

giảm lãi suất trong nước cao ở một số nước cho các mục đích phản chu kỳ đã

kết thúc "carry trade" và góp phần làm tăng cường của đồng yên đặc biệt, đảo

chiều khoảng cách của tiền tệ từ FEER ước tính trước đây, từ một định giá

quá cao thương mại đáng kể trong năm 2008 với một đánh giá thấp nhỏ ngày

hôm nay. Cực và đồng bộ hóa bất thường suy thoái kinh tế toàn cầu cũng đã

gây ra giảm mạnh trong giá dầu và hàng hóa, nguyên nhân có khả năng quan

trọng thứ hai của những thay đổi trong FEERs. Cuối cùng, suy thoái kinh tế

toàn cầu sau chiến tranh nghiêm trọng nhất có thể thay đổi nhận thức của nhà

đầu tư về triển vọng tăng trưởng tương đối lâu dài giữa các quốc gia.

- Kefei You and Nicholas Sarantis (2012) “Structural Breaks and the

Equilibrium Real Effective Exchange Rate of China: A NATREX

Approach” nghiên cứu tỷ giá hữu hiệu thực cân bằng của đồng CNY trong

thời kỳ hậu cải cách từ năm 1982 đến năm 2010. Mở rộng mô hình NATREX

trong một số quan điểm quan trọng và áp dụng lần đầu tiên cho Trung Quốc.

Một loạt các biến số kinh tế quan trọng được tập hợp cho nền kinh tế Trung

22

Quốc được đưa vào mô hình. Xây dựng một tập hợp các dữ liệu theo hàng quý

và sử dụng đơn vị gốc và kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết có thể được hạch

toán vào sự phá vỡ cấu trúc nội sinh. Ngoài ra để nắm bắt sự phát triển của

cán cân thương mại nước ngoài của Trung Quốc, sử dụng thời gian khác nhau

(trung bình 3 năm) của quy mô thương mại để xây dựng tỷ giá thực. Tìm thấy

hai sự phá vỡ cấu trúc trong các mối quan hệ đồng liên kết (năm 1988 và năm

1992). Hiệu quả của điều khoản thương mại, yếu tố nhân khẩu học, khó khăn

thanh khoản và đầu tư của chính phủ là yếu tố quyết định quan trọng của tỷ

giá hữu hiệu thực cân bằng. Đồng CNY được định giá quá cao so với 14 loại

tiền tệ cho đến giữa thập niên 1980. Trong thời gian từ năm 1986 đến năm

2010 đã bị định giá thấp nhất, ngoại trừ sau khi cuộc khủng hoảng tài chính

Châu Á vào năm 1997. Bài nghiên cứu đã tìm thấy sự định giá thấp liên tục từ

năm 2004 trở đi. Tuy nhiên, mức độ sai lệch về tỷ giá thấp hơn so với báo cáo

của các nghiên cứu trước và tỷ lệ định giá thấp hơn thực sự giảm mạnh trong

năm 2008. Tỷ lệ định giá thấp tăng nhẹ trong năm 2009 và mạnh trong năm

2010, mặc dù vẫn còn thấp hơn so với những gì đã được đề xuất bởi các

nghiên cứu khác.

2.2.5. Mối quan hệ giữa TGHĐ thực hiệu lực và các yếu tố nền tảng của

nền kinh tế

Kể từ khi Balassa (1964) và Samuelson (1964) cho rằng sự gia tăng

trong khác biệt năng suất giữa hàng hóa thương mại và phi thương mại sẽ dẫn

đến sự đánh giá cao tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế. Như Edward

(1994) và Elbadawi (1994) đã cho thấy càng mở cửa nền kinh tế thì tỷ giá hối

đoái càng tăng lên. Cũng về vấn đề này nhưng với cách tiếp cận và góc nhìn

khác, Connolly và Devereux (1995), Fernandez (2006) và Miyajima (2007) thì

lại cho thấy kết quả trái ngược, Edwards và Wijnbergen (1987), Ewadr (1988)

cũng đã nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hữu hiệu và các yếu

23

tố kinh tế cơ bản. Các kết quả đã chứng minh tỷ lệ mậu dịch có ảnh hưởng đến

REER thông qua 2 hiệu ứng trái ngược là hiệu ứng thay thế và hiệu ứng thu

nhập. Đồng thời các nhà nghiên cứu cũng đã chứng minh khi tài sản nước

ngoài ròng (NFA) tăng lên thì REER sẽ giảm xuống thông qua các nghiên cứu

về cán cân thanh toán và cân đối tiền tệ. Qua đó, các nhà nghiên cứu đã khẳng

định rõ ràng rằng các yếu tố kinh tế cơ bản có tác động đến REER.

Nonlinear relationship betwwn the rate exchange and economic

fundamentals – Evidence from China and Korea (Xiaolie Tang and Jizhong

Zhou – 2013)

Bài nghiên cứu khảo sát mối quan hệ phi tuyến tiềm năng giữa tỷ giá

hối đoái thực của hai đồng tiền (đồng CNY và đồng Won) và những nhân tố

kinh tế cơ bản bằng cách sử dụng dữ liệu hàng quý trong suốt giai đoạn từ quý

1 năm 1980 đến quý 4 năm 2009. Hai nhà nghiên cứu sử dụng thuật toán ACE

và kiểm định đồng liên kết ARDL để tìm hiểu mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ

giá hối đoái thực và 5 biến đại diện cho nền kinh tế vĩ mô: tăng trưởng năng

suất, tỷ lệ mậu dịch, tài sản nước ngoài ròng, sự mở cửa của nền kinh tế và chi

tiêu của chính phủ.

Kết quả: Kiểm tra đồng liên kết tỷ giá thực, tỷ giá danh nghĩa và tỷ giá

thực biến đổi (bằng thuật toán ACE) với các nhân tố kinh tế cơ bản.

* Trung Quốc:

- Tỷ giá thương mại (TOT) có tác động nghịch biến với REER và có

ảnh hưởng lớn hơn đến tỷ giá hối đoái hiệu dụng thực so với các nhân tố kinh

tế khác.

- Sự khác biệt về năng suất sản xuất (PROD) có tác động đồng biến đối

với REER ở phạm vi giá trị thấp và tác động nghịch biến ở phạm vi giá trị cao

hơn.

24

- Độ mở cửa của nền kinh tế (OPEN) có tác động nghịch biến đến

REER ở phạm vi giá trị thấp và tác động đồng biến đối với REER ở phạm vi

giá trị cao.

- Tài sản ròng nước ngoài (NFA) có tác động đồng biến lên REER.

- Chi tiêu chính phủ (GEXP) thường có xu hướng tác động nghịch biến

lên REER.

* Hàn Quốc:

+ Độ mở cửa của nền kinh tế (OPEN) có tác động nghịch biến mạnh

đối với REER.

+ TOT có tác động đồng biến đối với REER.

+ Đối với hai biến PROD và NFA, biểu đồ đối với các biến chuyển đổi

tương ứng là khá bất thường, phức tạp vì hướng có thể thay đổi theo thời gian.

+ GEXP ở trường hợp này không có ý nghĩa.

+ Kết quả cho thấy ngược lại với các mối quan hệ tuyến tính thông

thường, độ co giãn của tỷ giá hối đoái thực đối với các nhân tố kinh tế cơ bản

thay đổi qua thời gian theo một mối quan hệ phi tuyến.

Đồng thời, để xem xét rõ hơn tác động của các biến kinh tế cơ bản đối

với tỷ giá hối đoái thực, hai tác giả Xiaolie Tang and Jizhong Zhou tiến hành

phân tích độ co giãn của REER đối với các biến trong mô hình.

Kết quả phân tích độ co giãn:

Đối với CNY, /EREERx/ < /ENEERx/(x = PROD, OPEN, GEXP và

NFA) nhưng /EREERtot / > /Eneertot / có nghĩa là tỷ giá hối đoái danh nghĩa

CNY phản ứng mạnh mẽ hơn tỷ giá hối đoái thực khi có sự biến động của các

yếu tố kinh tế ngoại trừ tỷ lệ mậu dịch.

Tuy nhiên, có một chút khác biệt đối với KRW, tại Hàn Quốc:

/EREERx/ > /ENEERx/(x = PROD, OPEN, TOT) nhưng / EREER NFA/ ≤ /

25

ENEER NFA/ và so với CNY, sự khác biệt giữa độ co giãn của REER và

NEER là nhỏ hơn nhiều.

Sau khi tổng hợp nhận thấy ở cả 2 đồng KRW và đồng CNY đều có

trung bình độ lớn của độ co giãn NEER lớn hơn REER. Điều này cho thấy

trên giác độ tổng thể, tỷ giá hối đoái danh nghĩa phản ứng mạnh mẽ hơn so

với tỷ giá hối đoái thực khi có sự biến động của các yếu tố kinh tế. Việc này lý

giải tại sao tỷ giá hối đoái danh nghĩa thường dễ biến động hơn so với tỷ giá

hối đoái thực.

Khi so sánh tổng E REERx và tổng E NEERx của CNY và KRW, hai

tác giả Xiaolie Tang và Jizhong Zhou nhận thấy rằng tác động tổng thể của

các yếu tố kinh tế đến tỷ giá hối đoái của CNY là mạnh mẽ hơn so với tỷ giá

hối đoái KRW, điều này hỗ trợ cho quan điểm cho rằng trong chế độ tỷ giá thả

nổi hoàn toàn thì tỷ giá hối đoái thực có xu hướng ổn định hơn. Các kết quả

trên cho thấy rằng các sự phản ứng của tỷ giá hối đoái KRW và CNY là khác

nhau. Mặc dù cả hai đều có mối quan hệ phi tuyến với các yếu tố kinh tế.

2.5.6 Nghiên cứu về điểm phá vỡ cấu trúc

Sources of real exchange rate fluctuations, Tao Wang-2004

Bài viết này nhìn lại sự phát triển của tỷ giá thực của Trung Quốc từ

năm 1980 đến năm 2003 và sử dụng cấu trúc mô hình tự hồi quy có hướng để

nghiên cứu tầm quan trọng tương đối của những cú sốc kinh tế vĩ mô đến biến

động trong tỷ giá hối đoái thực từ năm 1985 đến năm 2003. Sự phân hủy cấu

trúc cho thấy liên quan giữa nhu cầu thực tế và các cú sốc cung chiếm hầu hết

các biến trong thay đổi tỷ giá hối đoái thực trong quá trình lập dự toán.

Nghiên cứu cũng phát hiện ra rằng những cú sốc về cung ít nhất cũng quan

trọng như cú sốc danh nghĩa về cầu được tính cho sự biến động tỷ giá hối đoái

thực. Ngược lại, các nghiên cứu cho thấy rằng các cú sốc danh nghĩa quan

26

trọng hơn trong việc giải thích sự biến động tỷ giá hối đoái thực tế ở các nước

công nghiệp.

Tốc độ tăng trưởng xuất khẩu của Trung Quốc gần đây tăng nhanh

chóng và tăng cường tích lũy dự trữ ngoại hối đã tạo ra lợi ích đáng kể trong

mô hình các yếu tố quyết định (RMB) tỷ giá đồng CNY. Phần lớn các tài liệu

hiện có đã tập trung vào việc định giá tỷ giá hối đoái liên quan đến trạng thái

cân bằng. Chou và Shih (1998) ước tính tỷ giá cân bằng của đồng CNY giữa

năm 1978 và năm 1994 sử dụng ngang giá sức mua (PPP) và phương pháp

tiếp cận dựa trên giá ngầm của tỷ giá hối đoái và thấy rằng đồng CNY được

định giá quá cao cho nhiều giai đoạn này. Nhưng đến gần trạng thái cân bằng

giữa các năm 1990 và 1994.

Zhang (2001) ước tính những thay đổi tỷ giá hối đoái cân bằng giữa

năm 1952 và năm 1997 bằng cách sử dụng một tập hợp các yếu tố quyết định

cơ bản của tỷ giá hối đoái thực tế thực sự. Tỷ giá CNY được định giá quá cao

trong khi hầu hết các giai đoạn lập dự toán nhưng đã tiến gần đến trạng thái

cân bằng vào năm 1997. Gần đây, một số nhà quan sát và các nhà phân tích

(ví dụ, Anderson, 2003) đã ước tính mô hình cân bằng một phần xoay quanh

vào phương trình thương mại và thấy rằng đồng CNY hiện nay đang bị đánh

giá thấp.

Bài viết này góp phần vào các cuộc thảo luận hiện hành về tỷ giá CNY

từ một góc độ khác nhau. Thay vì đánh giá tỷ giá hối đoái cân bằng, bài viết

này cố gắng để đạt được cái nhìn sâu vào các yếu tố cơ bản thúc đẩy các biến

về tỷ giá thực tế trong hai thập kỷ qua. Theo lý thuyết kinh tế (ví dụ, Balassa,

1964) và những kinh nghiệm của nhiều quốc gia, một nền kinh tế trải qua sự

tăng trưởng nhanh bền vững trong lĩnh vực thương mại hàng hoá, chẳng hạn

như Trung Quốc, mong chờ một sự đánh giá cao của tỷ giá thực. Tuy nhiên,

nền kinh tế, chẳng hạn như Trung Quốc, thường bị ảnh hưởng bởi nhiều cú

27

sốc khác nhau diễn ra đồng thời, đặc biệt là khi đang trải qua giai đoạn thay

đổi quan trọng. Tìm hiểu về nguồn cơ bản của biến động CNY có thể giúp giải

thích tại sao tỷ giá hối đoái thực mất giá mạnh trong thời gian bùng nổ của

giữa những năm 1980 trong khi nó đánh giá cao trong suốt quá trình tăng sản

lượng của những năm giữa thập niên 1990 và các tác nhân đứng đằng sau các

biến động của tỷ giá hối đoái thực .

Bài viết này xây dựng một cấu trúc mô hình tự hồi quy có hướng

(VAR), theo Clarida và Gali (1994), để đánh giá tầm quan trọng tương đối của

những cú sốc kinh tế vĩ mô khác nhau với những biến động trong tỷ giá hối

đoái thực. Ba loại cú sốc được xác định, mà trong khuôn khổ IS-LM truyền

thống có thể được gọi là các cú sốc tổng cung, những cú sốc tổng nhu cầu và

cú sốc về cầu danh nghĩa (tức là những cú sốc ảnh hưởng đến thị trường tiền

tệ). Jin (2003) đã sử dụng một cách tiếp cận tương tự như được sử dụng trong

bài báo này. Ông đã kiểm tra mối quan hệ giữa sự thay đổi trong tỷ giá hối

đoái thực và hai liên quan trực tiếp khác biệt giữa các yếu tố quyết định lãi

suất thực và dự trữ ngoại hối chính thức. Phương pháp phân hủy cấu trúc sử

dụng trong bài này có lợi ích của việc xác định những cú sốc kinh tế vĩ mô cơ

bản đồng thời có thể ảnh hưởng đến các biến số như tỷ giá hối đoái thực và sự

khác biệt giữa lãi suất.

Sự phân hủy cấu trúc chỉ ra rằng nhu cầu thực tế và cú sốc về cung

chiếm hầu hết các biến động về thay đổi của tỷ giá thực tế trong thời gian lập

dự toán, trong khi đó những cú sốc danh nghĩa là ít quan trọng. Trong thời

gian giữa những năm 1990 sự đóng góp của các cú sốc về nhu cầu thực tăng

lên, một yếu tố quan trọng làm nền tảng cho sự đánh giá thực tế của đồng

CNY. Trong giai đoạn sau khủng hoảng Châu Á, các cú sốc cung và danh

nghĩa là quan trọng không kém là yếu tố nhu cầu thực tế trong việc xác định

biến động của tỷ giá hối đoái thực của đồng CNY. Tất nhiên, những kết quả

28

này cần được diễn giải một cách thận trọng, do những thay đổi đáng kể có thể

đã xảy ra trong cấu trúc của nền kinh tế của Trung Quốc.

Tests for cointegration allowing for an unknown number of breaks

Daiki Maki. (2012)

Thông thường mối quan hệ cân bằng giữa các biến số kinh tế được

nghiên cứu bằng các kiểm định đồng liên kết có điểm gãy cấu trúc. Mà các

điểm gãy cấu trúc lại xuất hiện sau những thay đổi của chính sách, hành vi của

các tác nhân kinh tế hoặc của các cú sốc. Nó đã tác động đáng kể đến việc

hoàn thành kiểm định đồng liên kết với việc sử dụng kiểm định đồng liên kết

của Engle and Granger (1987) và Johansen (1988, 1991) và đã được nhấn

mạnh bởi Gregory và cộng sự (1996). Cho nên những kiểm định đồng liên kết

tiêu chuẩn không thể tìm thấy mối quan hệ đồng liên kết dưới những điểm gãy

hệ thống. Vì vậy để giải quyết những khuyết điểm này Gregory và Hansen

(1996a,b) đã đề xuất kiểm định đồng liên kết có sử dụng những điểm gãy cấu

trúc trong của các véc tơ đồng liên kết và rồi sau đó Hatemi-J (2008) mở rộng

kiểm định của họ thành 2 điểm gãy để áp dụng kiểm định của họ cho các phân

tích quá khứ của Vega (1998), Wu và Fountas (2000), Kasman (2008) và

Hatemi-J và Roca (2012).

Song các nhà nghiên cứu lại không có các thông tin về những điểm gãy

trước đó cho nên nếu số lượng điểm gãy là 2, thì kiểm định của Gregory và

Hansen (1996a,b) (GH) sẽ không chính xác và có ý nghĩa thấp, tương tự như

vậy nếu số lượng điểm gãy là 1 thì kiểm định của Hatemi-J (2008) (HJ) lại

không thể chính xác. Và như thế nếu số lượng điểm gãy từ 3 trở lên thì kiểm

định GH và HJ lại có ý nghĩa thấp. Do đó cần phải có mô hình kiểm định với

số lượng điểm gãy không giới hạn trong kiểm định đồng liên kết để có thể

kiểm định tốt hơn trong tất cả các trường hợp như khi không có điểm gãy hoặc

điểm gãy kép.

29

Từ đó bài nghiên cứu đã giới thiệu kiểm định đồng liên kết với số lượng

điểm gãy chưa xác định. Kiểm định này được xây dựng như là một mô hình

dựa vào phần dư với giả thiết rằng số lượng điểm gãy chưa xác định của véctơ

đồng liên kết nhỏ hơn hoặc bằng số lượng điểm gãy tối đa. Dựa vào kiểm định

cho những điểm gãy hệ thống đã được đưa ra bởi Bai và Perron (1998) và

kiểm định nghiệm đơn vị được phát triển bởi Kapetanios (2005) thì mô phỏng

Monte Carlo trong bài đã cho thấy những kiểm định mới được giới thiệu tốt

hơn so với kiểm định GH và HJ, điều này được thể hiện khi áp dụng kiểm

định này cho cầu về tiền của Mỹ thì kiểm định mới được đưa ra đã loại bỏ các

giả thiết vô hiệu của việc không có đồng liên kết bằng cách so sánh với kiểm

định khác.

30

CHƯƠNG III – PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU

3.1. Những điều cần biết về mô hình NATREX

3.1.1. Mô hình NATREX mở rộng

Mô hình về tỷ giá hối đoái thực tự nhiên hay còn được gọi là NATREX

(Natural Real Exchange Rate) được Stein giới thiệu vào năm 1995 tỏ ra khá

hiệu quả trong việc xác định tỷ giá hối đoái thực cân bằng trong điều kiện các

yếu tố mang tính ngẫu nhiên và tuần hoàn có thể được loại bỏ tại mức tỷ lệ

thất nghiệp tự nhiên.

Các điều kiện cân bằng trong trung hạn xác định NATREX là sự cân

bằng của cán cân thanh toán cơ bản và sự cân bằng danh mục đầu tư giữa việc

nắm giữ tài sản bằng nội tệ và ngoại tệ.

Trong dài hạn, các yếu tố kinh tế cơ bản như là sự biến đổi trong năng

suất và sở thích theo thời gian tác động đến sự tăng lên của vốn và nợ nước

ngoài thông qua đầu tư và tài khoản vãng lai. Khi vốn và nợ nước ngoài đạt

đến trạng thái dừng, lúc này mô hình NATREX trở thành hàm của các yếu tố

kinh tế cơ bản.

3.1.2. Các giả định của mô hình NATREX:

Mô hình của Stein được xây dựng xây dựng nhằm nghiên cứu sự cân

bằng của đồng USD, do đó mô hình đã được thiết lập dựa trên những đặc

trưng cơ bản của các quốc gia công nghiệp tiên tiến. You và Sarantis đã kết

hợp một số lượng lớn các yếu tố kinh tế cơ bản tương ứng với nền kinh tế ở

Trung Quốc vào mô hình NATREX của Stein. Đặc biệt, You và Sarantis mở

rộng mô hình NATREX ban đầu theo 6 khía cạnh giả định quan trọng sau:

Thứ nhất, hai biến chính trong mô hình Stein là vốn trên mỗi lao động

hiệu dụng và nợ nước ngoài trên mỗi lao động hiệu dụng. Vì Trung Quốc là

31

chủ nợ ròng nên biến số thử hai (nợ nước ngoài trên mỗi lao động hiệu dụng)

sẽ đổi thành tài sản nước ngoài trên mỗi lao động hiệu dụng.

Thứ hai, theo mô hình của Stein sở thích theo thời gian được xem như

biến ngoại sinh. Theo Modigliani and Cao (2004), sở thích theo thời gian như

một biến nội sinh được xác định bởi yếu tố nhân khẩu học và hạn chế thanh

khoản.

Thứ ba, Stein (1995) đã sử dụng hệ số q Tobin trong các mô hình đầu tư

của của mình nhưng hệ số q Tobin lại không thích hợp cho Trung Quốc theo

lập luận của Song, Liu và Jaing (2001); He và Quin (2004). Vì thị trường tài

chính ở Trung Quốc chỉ mới phát triển 15 năm trở lại đây, quy mô thị trường

tương đối nhỏ và có những hạn chế giao dịch do chính phủ đưa ra. Bên cạnh

đó mô hình Tobin có giả định về một thị trường cạnh tranh hoàn hảo, giả định

này hoàn toàn không đúng ở Trung Quốc. Do vậy mà You và Sarantis đã phân

tích tổng đầu tư thành đầu tư tư nhân trong nước (DPI), đầu tư của chính phủ

(GI), đầu tư trực tiếp nước ngoài(FDI) đồng thời mô hình hóa cho mỗi loại

hình đầu tư riêng biệt. Từ đó mà có thể phân tích những tác động của các yếu

tố kinh tế cơ bản như: chi phí tương đối của mỗi đơn vị lao động, tỷ suất sinh

lợi tương đối trên vốn…. lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực.

Thứ tư, thay vì sử dụng số liệu xấp xỉ về năng suất, You và Sarantis sử

dụng hàm sản xuất y = y (K, TFP) có xét đến sự phá vỡ cấu trúc để suy ra

năng suất các yếu tố tổng hợp. Ngoài ra You và Sarantis cũng xem xét đến tốc

độ tăng trưởng GDP thực tương đối và GDP thực tương đối theo đầu người

được điều chỉnh theo phương pháp PPP như 2 giải pháp thay thế để tính toán

năng suất lao động được đưa ra bởi Chinn và Prasad (2003).

Thứ năm, ảnh hưởng của Trung Quốc đến tình hình mậu dịch thế giới

vẫn bị giới hạn mặc dù tầm quan trọng của quốc gia này đã tăng lên tương đối,

You và Sarantis xem tỷ lệ mậu dịch của Trung Quốc là biến ngoại sinh như

32

trong nghiên cứu Lim và Stein (1995). Đây là một giả định thực tế hơn dành

cho các nền kinh tế mới nổi như Trung Quốc.

Cuối cùng, ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) được xem như

không xảy ra tại Trung Quốc, nên phần bù rủi ro quốc gia được đưa vào

phương trình cân bằng danh mục đầu tư để giải thích sự sai lệch của UIP.

3.1.3. Cấu trúc của mô hình:

3.1.3.1. Tiết kiệm

Tiết kiệm bằng sản lượng trong nước (Y) cộng với thu nhập từ nước

ngoài (r'F), trừ tiêu dùng C.

Sản lượng trong nước là một hàm của vốn (K) và năng suất các yếu tố

tổng hợp (TFP). Do đó,Y= Y(K;TFP).

Thu nhập từ nước ngoài bằng lãi suất nước ngoài nhân với tài sản nước

ngoài (r'F).

Tiêu dùng là một hàm của tài sản (vốn K cộng với tài sản nước ngoài

F) và sở thích theo thời gian(phụ thuộc vào các yếu tố nhân khẩu học và hạn

chế tính thanh khoản).

+ Yếu tố nhân khẩu học: Modigliani và Cao (2004) thấy rằng chính

sách một con đã dẫn đến giảm dần số lượng trẻ em (dưới 15) và do đó đã làm

giảm tỷ lệ tiêu dùng trên thu nhập. You và Sarantis đã xem xét cả tỷ lệ phụ

thuộc của trẻ em (DEPY) và người già (DEPO). Tỷ lệ phụ thuộc người già

được kì vọng là có tác động cùng chiều tới tiêu dùng.

+ Hạn chế thanh khoản (LIQC): là tỷ lệ tín dụng trong nước của khu

vực tư nhân so với GDP danh nghĩa. Hành vi của người tiêu dùng ở các nước

đang phát triển có thể bị chi phối bởi hạn chế thanh khoản, nó tác động đến

khả năng thay thế tiêu dùng tạm thời. Điều đó có nghĩa rằng các hộ gia đình

có nhiều khả năng sử dụng thu nhập tương lai cho tiêu dùng hiện tại.Vì vậy,

trong thị trường tài chính không hoàn hảo ở Trung Quốc, sự tăng (giảm) trong

33

hạn chế tính thanh khoản (LIQC) là một yếu tố quan trọng quyết định đến tiêu

dùng. Vì vậy, hàm tiết kiệm của Trung Quốc là:

(1)

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

3.1.3.2. Tỷ lệ mậu dịch và tỷ giá hối đoái thực

Giả định rằng nền kinh tế sản xuất một loại hàng hóa xuất khẩu 1 và

một loại hàng hóa phi mậu dịch n. Tương tự, ở nước ngoài có hàng hóa xuất

khẩu 2 và hàng hóa phi mậu dịch n.

Rn biểu thị giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch (pn) so với hàng

hóa xuất khẩu (p1).

(2) Rn = N (pn / p1)

Tỷ lệ mậu dịch (T) là giá tương đối của hàng xuất khẩu 1 (p1) so với

hàng nhập khẩu 2 (p'2) được đo bằng một đồng tiền chung:

(3) T = N (p1 / p’2)

Trong đó N là tỷ giá hối đoái danh nghĩa (ngoại tệ trên một CNY). Tỷ

giá hối đoái thực của Trung Quốc (R) là tỷ giá hối đoái danh nghĩa được điều

chỉnh bởi giá cả:

(4) R = N (p/p’)

Trong đó p và p’ là chỉ số giảm phát giá GDP nội địa và ngoài nước

3.1.3.3. Đầu tư

tương ứng.Cho phương trình (2) và (3), phương trình (4) có thể viết lại là: (5)

Tổng đầu tư (I) được phân chia thành thành đầu tư tư nhân trong nước

(DPI), đầu tư chính phủ (GI) và đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI):

I = DPI + GI + FDI (6)

DPI là một hàm của sản lượng (Y) và chi phí sử dụng vốn (c).

Chi phí sử dụng vốn được tính như sau:

(7) C = [ pk ( r + δ) ] / [p (1 - )]

34

Trong đó pk, p, r, δ và lần lượt là giá của tư liệu sản xuất, giá đầu ra,

lãi suất thực, tỷ lệ khấu hao, tổng thuế suất.

Đầu tư Chính phủ (GI) được xem là ngoại sinh. Zhu và Liang (1999)

và Shen (1999, 2000) đã đưa tỷ lệ đầu tư Chính phủ trên tổng đầu tư tài sản cố

định (GI) vào hàm đầu tư như một biến ngoại sinh để nắm bắt các tác động

của hành vi Chính phủ.

Đầu tư trực tiếp từ nước ngoài (FDI) là một thành phần quan trọng

trong tổng đầu tư của Trung Quốc. Ho (2004) xem xét những yếu tố quyết

định của FDI cho Trung Quốc và thấy rằng tiền lương và rủi ro quốc gia là

những yếu tố quan trọng nhất. Trong nghiên cứu này, You và Sarantis xây

dựng chi phí tương đối cho mỗi lao động hiệu dụng để nắm bắt tác động của

tiền lương lên FDI ở Trung Quốc. Những nghiên cứu gần đây đã cho thấy

rằng rủi ro quốc gia có tác động đáng kể đến FDI. You và Sarantis sử dụng tài

sản nước ngoài ròng F gần đúng như rủi ro quốc gia và kết hợp nó vào hàm

FDI. Tỷ suất sinh lợi trên vốn ở Trung Quốc là yếu tố quyết định FDI. Vì vậy,

FDI là một hàm của chi phí tương đối cho mỗi đơn vị lao động (RULC), tỷ

suất sinh lợi trên vốn (RRC) và rủi ro quốc gia (xấp xỉ bằng F).

Vốn được sử dụng để sản xuất hàng phi mậu dịch n và hàng xuất khẩu

1, trong khi tư liệu sản xuất bao gồm hàng phi mậu dịch n và hàng nhập khẩu

2. Giá tương đối của hàng phi mậu dịch so với hàng nhập khẩu (TRn = N x

pn/p'2), tác động đến tỷ lệ đầu tư sử dụng hàng phi mậu dịch In và đầu tư sử

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

= I2 + In

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

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

hơn của hàng phi mậu dịch làm giảm In và tăng I2.

(8)

+/- + + + + - + + - -

35

3.1.3.4. Cân bằng thị trường hàng hóa

Điều kiện cân bằng thị trường hàng hóa:

(I – S) + CA = 0

Một nền kinh tế gồm có khu vực mậu dịch và khu vực phi mậu dịch. Tỷ

lệ mậu dịch là ngoại sinh, tức là khu vực mậu dịch đã cân bằng nên điều kiện

cân bằng của thị trường hàng hóa chính là điều kiện cân bằng thị trường hàng

hóa phi mậu dịch (theo Lim và Stein, 1995):

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

Phương trình (9) hàm ý là cầu hàng phi mậu dịch (bao gồm tiêu dùng

Cn và đầu tư In sử dụng cho hàng phi mậu dịch), bằng với cung hàng phi mậu

dịch Yn.

3.1.3.5. Tài khoản vãng lai

Tài khoản vãng lai là cán cân thương mại cộng với thu nhập từ tài sản

nước ngoài (r’F). Cán cân thương mại là giá trị của hàng xuất khẩu 1 (Y1) trừ

đi giá trị hàng nhập khẩu 2, bao gồm cả tiêu dùng và đầu tư sử dụng hàng

CA=Y1(Rn,K;TFP)-I2(Rn,K;TFP,r, ,GI,RULC,RRC,T)-C2(Rn,K,F;LIQC,DEPY,DEPO,T)+r’F

nhập khẩu (C2 và I2)

(10)

3.1.3.6. Cân bằng danh mục đầu tư

Cân bằng danh mục đầu tư giữa việc nắm giữ tài sản bằng đồng nội tệ

và ngoại tệ, khi đó lãi suất thực trong nước phải bằng lãi suất thực nước ngoài.

Nhưng vì UIP không còn đúng ở Trung Quốc nên phần bù rủi ro quốc gia

được đưa vào phương trình cân bằng danh mục đầu tư.

Ma và các cộng sự (2004), Liu và Otani (2005) thấy rằng UIP không

còn đúng ở Trung Quốc là do chi phí giao dịch, rủi ro chính trị, rủi ro tỷ

giá…nhưng kiểm soát vốn của vẫn hiệu quả.

36

r = r’ + h(F) = (r’, F) (11)

+ -

Trong đó: tài sản nước ngoài F được dùng để tính gần đúng phần bù rủi

ro quốc gia của Trung Quốc.

3.1.3.7. Sự tích lũy vốn và tài sản nước ngoài:

Sự tích lũy vốn được cho bởi:

dK/dt = I – nK (12)

và tỷ lệ thay đổi của tài sản nước ngoài là tiết kiệm trừ đi đầu tư và trừ

đi nF:

dF/dt =S - I - nF = CA – nF (13)

trong đó n là tỷ lệ tăng trưởng của lao động hiệu dụng.

3.1.4. Cân bằng trung hạn :

Trong trung hạn, cường độ vốn và tài sản nước ngoài được sử dụng như

là biến số được xác định trước. Tỷ lệ mậu dịch là ngoại sinh cho Trung Quốc,

điều này có nghĩa là điều kiện cân bằng của thị trường hàng hóa bằng với cân

bằng thị trường phi mậu dịch, được đưa ra bởi phương trình (9).

Giải thích Rn làm cân bằng thị trường phi mậu dịch phương trình (9)

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

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

Trong đó: Z biểu thị yếu tố kinh tế cơ bản để xác định giá tương đối của

hàng phi mậu dịch.

Theo phương trình (11) r’ thay cho r và F chỉ tăng lên trong dài hạn.

Dựa vào phương trình (5) và (14), tỷ giá hối đoái thực cân bằng trong

trung hạn được xác định:

R(t) = T[Rn(K(t), F(t), Z(t))] = R(K(t), F(t), Z(t)) (16)

37

Trong trung hạn, K và F là ngoại sinh. Vì thế, bất cứ sự thay đổi nào

trong Z(t) sẽ làm thay đổi đường cầu hoặc đường cung của hàng hóa phi mậu

dịch hoặc cả hai và tạo ra Rn mới để duy trì cân bằng thị trường hàng hóa.

3.1.5. Sự điều chỉnh linh hoạt :

Sự điều chỉnh trong dài hạn bao gồm những biến đổi của vốn và tài sản

nước ngoài. Kết hợp sự thay đổi của vốn (phương trình (12)), đầu tư (phương

trình (8)) và cân bằng danh mục đầu tư (phương trình (11)), phương trình cho

sự tăng lên của vốn:

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

Dựa trên cân bằng danh mục vốn đầu tư (phương trình (11)) và tiết

kiệm (phương trình (1)), tìm được

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

Từ các phương trình (17), (18) và (13) tìm ra phương trình tăng lên của

tài sản nước ngoài:

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

Phương trình (17) và (19) mô tả hệ thống động cho sự phát triển của

vốn và tài sản nước ngoài. You và Sarantis (2008) cho thấy trong điều kiện ổn

định, G = JkLF – LkJF> 0, (a) tác động của tổng vốn lên đầu tư lớn hơn tác

động của tài sản nước ngoài lên đầu tư (-Jk> JF) với J = 0 và (b) tác động của

tài sản nước ngoài trên tài khoản vãng lai lớn hơn tác động của vốn lên tài

khoản vãng lai (-LF> Lk) với L = 0. Quỹ đạo tiến về trạng thái ổn định của vốn

và tài sản nước ngoài.

38

Hình 3.1: Đồ thị

3.1.6. Trạng thái ổn định :

Trạng thái ổn định dài hạn đạt được khi vốn và tài sản nước ngoài tiến

về các hằng số xác định K* và F*:

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) tìm được trạng thái ổn định

K* = K(Z) (22)

F* = F(Z) (23)

Thay đổi K* và F* sẽ tác động đến điều kiện cân bằng thị trường hàng

hóa cũng là điều kiện cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch. Vì thế, giá

tương đối của hàng hóa phi mậu dịch sẽ được điều chỉnh đến trạng thái ổn

định R*n để cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch khi vốn và tài sản

39

nước ngoài ở trạng thái ổn định. Vì thế, cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu

Cn(Rn

*,K*,F*;LIQC,DEPY,DEPO,T)+In(Rn

*,K*,F*;TFP,r, ,GI,T) =Yn(Rn

*,K*;TFP)

dịch ở trạng thái ổn định có thể đuợc thể hiện như sau:

(24)

n (phương trình (25))

Giải phương trình (24) ta có được biểu thức của R*

*(Z) (25)

và suy ra dRn*/dZ (phương trình (26)):

*=Rn(K(Z), F(Z);Z) = Rn

(26)

*)a= R*(Z) (27)

Rn

R* = T(Rn

Hai yếu tố đầu tiên bên vế phải của phương trình (26) mô tả tác động

gián tiếp của biến động các yếu tố cơ bản lên Rn thông qua những thay đổi của

K* và F* trong dài hạn. Yếu tố cuối diễn tả tác động trực tiếp của biến động

các yếu tố cơ bản lên Rn trong trung hạn.

Theo phương trình 27, các yếu tố cơ bản tác động đến mức giá tương

n và tỷ giá hối đoái thực dài hạn,

đối của hàng phi ngoại thương mậu dịch, R*

R* một cách tương tự. Ngoại trừ duy nhất với tỷ lệ mậu dịch. Phương trình (5)

cho thấy những thay đổi trong tỷ lệ mậu dịch ảnh hưởng trực tiếp đến R và

gián tiếp thông qua những thay đổi trong Rn. Ảnh hưởng trực tiếp luôn dương,

trong khi ảnh hưởng gián tiếp là không xác định được bởi vì T làm giảm Rn

trong trung hạn nhưng làm tăng Rn trong dài hạn . Tuy nhiên, ảnh hưởng gián

tiếp có tác động không đáng kể so với ảnh hưởng trực tiếp, vì vậy bài nghiên

cứu kỳ vọng một tỷ lệ mậu dịch cao hơn để tăng tỷ giá hối đoái thực cả trong

cân bằng trung hạn và dài hạn. Cần lưu ý, mặc dù RULC và RRC không tác

động đến Rn trong trung hạn cũng như không được đưa vào điều kiện cân

40

bằng của hàng hóa phi mậu dịch(phương trình (9)), nhưng chúng ảnh hưởng

n trong dài hạn.

đến R*

Vì những lí do trên, phương trình cân bằng dài hạn của tỷ giá hối đoái

thực được xác định như sau:

R* = R*(T, TFP, LIQC, DEPY, DEPO, GI, RULC, RRC, r’, ) (28) 3.2. Đo lường tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (REER)

Các nhà nghiên cứu tính tỷ giá hối đoái thực hiệu lực bằng phương

pháp trung bình nhân:

Sản lượng bao gồm sự kết hợp của cả hàng hóa sản xuất và hàng sơ chế.

Đối với các hàng hóa sản xuất, khối lượng cạnh tranh cho mỗi cặp quốc gia (i,

j), W(m)ij, được tính như sau:

Như bài ngiên cứu đã giới thiệu ban đầu, việc tính toán REER phải dựa

trên chỉ số giảm phát GDP:

Trong đó GDPi và GDPj là lần lượt chỉ số giảm phát GDP của nước i

(Việt Nam) và j (các đối tác thương mại của Việt Nam).

3.3. Phương pháp thực nghiệm

Mô hình NATREX xét tới mối quan hệ cân bằng trong dài hạn của các

biến số kinh tế, vì vậy sử dụng các kiểm định đồng tích hợp để phát hiện ra

mối quan hệ cân bằng trong dài hạn là một điều cần thiết.

Trước khi thực hiện các kiểm định đồng tích hợp, bài nghiên cứu cần

xem xét tính dừng của các biến. Ng và Perron (2001) phát triển 4 thống kê

kiểm định nghiệm đơn vị (MZa, MZT, MSB và MPT) bằng cách sử dụng

41

phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) loại bỏ tính xu hướng

của dữ liệu cho một biến. Bài nghiên cứu sử dụng các kiểm định này bởi vì

được đánh giá tốt hơn các kiểm định ADF thông thường xét cả về thuộc tính

kích thước lẫn hiệu quả.

Sau khi đã kiểm tra tính dừng, bài nghiên cứu sử dụng kiểm định đồng

tích hợp có thể cho phép sự phá vỡ cấu trúc nội sinh để kiểm tra mối quan hệ

cân bằng dài hạn của các biến. Phương pháp đồng tích hợp Gregory và

Hansen (1996) lần đầu tiên được sử dụng, phương pháp này có thể kiểm tra

được một sự phá vỡ cấu trúc nội sinh trong mối quan hệ đồng tích hợp, kiểm

định GH được thực hiện trên cả 3 mô hình : mô hình C (mô hình tính dừng ở 1

mức độ), mô hình C/T (mô hình xu hướng)

Mô hình C:

yt = α0 + α1D1t + α2D2t + βxt + еt , t = 1,…,n

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

0 là hệ số chặn,

1 và

2 biểu thị

của các biến độc lập. et là sai số và là I (0),

sự thay đổi trong hệ số chặn tại thời điểm phá vỡ cấu trúc đầu tiên và thứ hai

tương ứng, β biểu thị các hệ số độ dốc, n và là số lượng quan sát.D1t là một

biến giả bằng không nếu t <= [ n 1 ] và bằng 1 nếu t > [ n 1 ], nơi mà các

tham số chưa biết 1 (0,1) đại diện cho thời gian của điểm thay đổi đầu tiên

và [ ] biểu thị lấy phần nguyên. Tương ứng, D2t là một biến giả bằng không

nếu t <= [ n 2 ] và bằng 1 nếu t > [ n 2 ], các tham số chưa biết 2 (0,1) đại

diện cho thời gian của điểm thay đổi thứ hai

Mô hình C/T:

yt = α1 + α2D1t + α3D2t + γt + βxt + еt , t = 1,…,n

Trong đó là γ hệ số xu hướng thời gian của biến t.

Phương pháp HJ kiểm định giả thuyết không (H0): không có đồng tích

hợp; giả thuyết đối (H1): có đồng tích hợp, có sự hiện diện của hai sự phá vỡ

42

cấu trúc có thể xảy ra trong 2 giả thuyết này.

Cả phương pháp GH và phương pháp HJ đều thực hiện 3 kiểm định

thống kê ADF, ZT và Zα, kiểm định này được thực hiện trên một chuỗi các

phần dư tương ứng cho tất cả sự phá vỡ có thể xem xét trên toàn bộ thời kì thử

nghiệm. Các thời kì phá vỡ được xác định tương ứng với những vị trí có giá

trị thống kê cực tiểu.

Trong nghiên cứu này, phương pháp GH cho rằng Zt là tốt nhất xét về

cả kích thước và hiệu quả, do đó các nhà nghiên cứu đã sử dụng những giá trị

kiểm định thống kê ZT để xác định các thời kì phá vỡ.

Phương pháp GH và HJ không tuân theo các tiêu chuẩn phân phối thông

thường vì thế bài nghiên cứu không thể áp dụng các giá trị tới hạn chuẩn dựa

trên kiểm định đồng tích hợp thông thường. Gregory và Hansen (1996) và

Hatemi-J (2008, 2009) đã xây dựng các giá trị tới hạn riêng. Một số nghiên

cứu gần đây cũng sử dụng các phương pháp GH và HJ bao gồm You và

Sarantis (2011, 2012b); Narayan và Narayan (2010).

3.4. Mô tả biến nghiên cứu

Dựa vào phương pháp thực nghiêm đã từng được đề cập trong nghiên

cứu của Kefei You, Nicholas Sarantis bài nghiên cứu sử dụng mô hình

NATREX mở rộng từng được áp dụng cho Trung Quốc áp dụng vào Việt

Nam để đánh giá tỷ giá thực hiệu lực của Việt Nam trong giai đoạn từ năm

1997 đến năm 2011. Xem xét có sự phá vỡ cấu trúc nào trong mô hình hay

không và xem xét việc đánh giá đồng Việt Nam trong giai đoạn này là cao hay

thấp.

Mô hình NATREX được ước lượng theo phương trình sau:

REER*= REER*(ET, LIQC, RDEPY, RDEPO, GI, ER’, , RY, RYGR).

43

Trong đó:

ET (Effective Terms of trade index): Tỷ lệ mậu dịch hiệu quả.

LIQC (Liquidity Constraint): Hạn chế thanh khoản.

RDEPY (Relative Dependency Ratio of the Young): Tỷ lệ phụ thuộc

tương đối của trẻ em.

RDEPO (Relative Dependency Ratio of the Old): Tỷ lệ phụ thuộc tương

đối của người già.

GI (Government Investment): Đầu tư chính phủ.

ER’ (Effective Foreign Interest Rate): Lãi suất nước ngoài hiệu quả.

(Tax Rate): Thuế suất.

RYGR (Relative Real GDP Growth Rate): Tốc độ tăng trưởng GDP

thực tương đối.

RY(Relative PPP Adjusted Real GDP per Capita): PPP tương đối được

hiệu chỉnh bởi GDP thực trên đầu người.

Mẫu thời gian quan sát là từ năm 1997 đến năm 2011.

3.5. Chọn rổ tiền tệ đặc trưng.

Căn cứ vào tỷ trọng thương mại của Việt Nam và đối tác thương mại,

chọn ra các đồng tiền tham gia “rổ tiền” để tính tỷ giá thực đa phương (REER)

theo nguyên tắc ưu tiên chọn đồng tiền của các đối tác có tỷ trọng thương mại

lớn với Việt Nam. Ngoài ra, các đối tác có sự cạnh tranh trong xuất khẩu với

Việt Nam, các đồng tiền mạnh, các đối tác tiềm năng... cũng được xem xét

trong việc lựa chọn đồng tiền nào tham gia “rổ tiền”.

Đồng USD 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.

Kế đến là đồng JPY cũng là một lựa chọn không tranh cãi, do đây là

đồng tiền của một quốc gia có nền kinh tế đứng hàng thứ hai thế giới và Nhật

cũng là một trong những đối tác thương mại lớn của Việt Nam.

44

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 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 Hàn Quốc đại diện cho các nước phát triển ở

Châu Á được chọn do kim ngạch xuất nhập khẩu với Việt Nam là rất lớn.

3.6. Thu thập số liệu

Thu thập thị phần nhập khẩu hàng hóa(hàng sản xuất) trên tổng hàng

hóa mậu dịch của hàng hóa tại Việt Nam; thị phần xuất khẩu hàng hóa trên

tổng hàng hóa mậu dịch tại Việt Nam, khối lượng hàng xuất khẩu của các đối

tác thương mại vào Việt Nam. Tất cả các dữ liệu này được thu thập từ IMF.

Tất cả các chỉ số này được dùng để tính chỉ số Wij

- Để thu được chỉ số ET, bài nghiên cứu lần lượt thu thập chỉ số giá

xuất khẩu và chỉ số giá nhập khẩu của Việt Nam và 7 đối tác thương mại lớn.

Các chỉ số này được thu thập từ IFS.

- Thu thập lãi suất dài hạn của bảy đối tác giao dịch chính của Việt

Nam, thông qua tỷ suất sinh lợi trái phiếu dài hạn của chính phủ và tỷ lệ lạm

phát tại các nước. Các số liệu này được thu thập từ IFS.

- Tỷ lệ phụ thuộc của trẻ em (RDEPY) và người già (RDEPO) hàng

năm được lấy từ WDI.

- Các số liệu tốc độ tăng trưởng GDP thực tương đối (RYGR), GDP

thực trên đầu người hiệu chỉnh, PPP (RY) đều được lấy từ WDI.

- Đầu tư chính phủ được thu thập từ ADB bank.

45

Các chỉ số này được tính toán tương tự như của Trung Quốc. Tuy nhiên

bài nghiên cứu không thực hiện hồi quy số liệu năm ra quý để hạn chế sai số

trong quá trình chạy mô hình. Đồng thời số quan sát cũng khá ít, mẫu thời

gian chỉ trong vòng 15 năm. Do hạn chế về mặt thống kê dữ liệu nên bài

nghiên cứu thực hiện thay thế biến TFP thành RYGR và RY. Các số liệu đều

được làm trơn bằng cách dùng logarit tự nhiên, ngoại trừ Er’, RYGR là tốc độ

gia tăng.

46

CHƯƠNG IV – PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH

4.1. Tổng hợp thống kê dữ liệu

Bảng 4.1: Tổng hợp thống kê dữ liệu

GI

ET

-0.4954 2.9881 -0.4904 3.0019 -0.5080 3.3388 -0.5373 3.5627 -0.5342 3.6710 -0.5346 3.7644 -0.5708 3.8789 -0.5709 4.0728 -0.5673 4.1875 -0.5734 4.2657 -0.5728 4.5364 -0.5614 4.5018 -0.5941 4.7249 -0.5973 4.8281 -0.5957 4.7152

2.8740 2.8042 2.8160 2.8904 2.9471 2.9864 3.0377 3.0796 3.1288 3.1887 3.1563 3.1964 3.1137 3.1903 3.1408

11.5933 2.6500 11.6711 3.3676 11.7843 3.9162 11.9263 2.2108 12.0465 2.6244 12.2068 2.4373 12.3853 2.0784 12.5808 0.8969 12.7459 1.7056 12.9109 2.0871 13.1846 1.2370 13.3322 2.2163 13.4714 2.3343 13.6295 0.7521 13.6853 1.2177

Er' RDEPO RDEPY RY RYGR 4.1834 4.1420 4.0993 4.0898 4.0462 4.0031 3.9578 3.9128 3.8888 3.8203 3.7725 3.7635 3.7153 3.6646 3.6584

7.0818 2.3260 0.9923 7.1364 1.9810 0.9875 7.1826 1.8421 0.9954 7.2563 2.2080 0.9938 7.3327 2.2320 0.9939 7.4056 2.1769 0.9888 7.4857 2.2620 0.9851 7.5764 2.3814 0.9856 7.6785 2.4883 0.9891 7.7782 2.4613 0.9892 7.8771 2.4511 0.9787 7.9495 2.1589 0.9791 7.9996 1.8325 0.9798 8.0680 2.1056 0.9850 8.1366 2.1061 0.9907

2.4484 2.4371 2.4257 2.4159 2.4042 2.5479 2.5361 2.5265 2.5392 2.5080 2.4998 2.4907 2.4832 2.4749 2.4689

Năm REER LIQC TAX( τ ) 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011

4.2. Các bước thực nghiệm

Bước 1: Kiểm định tính dừng các biến bằng phương pháp kiểm định

nghiệm đơn vị Ng- Perron (ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%).

Bài nghiên cứu chưa thể thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị Lee và

Strazicich để tìm kiếm thời điểm có sự phá vỡ cấu trúc.

Bước 2: Tiến hành ước lượng phương trình đồng tích hợp đối với các

biến quan trọng. Lần lượt đưa các biến vào trong phương trình. Để xem xét

mức ý nghĩa các biến, duy trì các biến quan trọng và loại bỏ các biến không có

ý nghĩa.

Bước 3: Thực hiện đồng tích hợp các biến có chuỗi không dừng như đã

thực hiện ở Bước 1 bằng phương pháp GH để tìm điểm phá vỡ cấu trúc.

47

Do một số hạn chế nhất định về mặt kỹ thuật nên bài nghiên cứu chưa

thể tiến hành kiểm định J-Hatemi để tìm 2 điểm phá vỡ cấu trúc mà chỉ có thể

tiến hành kiểm định GH để tìm một điểm phá vỡ cấu trúc.

Bước 4: Sau khi tìm được một điểm phá vỡ cấu trúc, tiếp tục tạo biến

giả D1 và hồi quy theo mô hình C, C/T như hướng dẫn của bài nghiên cứu về

tỷ giá Trung Quốc của You, K.,và Sarantis,N. (2012b). Sau đó đưa ra kết luận

mô hình nào có ý nghĩa cao hơn.

Bước 5: Tiến hành thêm kiểm định đồng liên kết Johansen test để xem

xét mối quan hệ đồng tích hợp giữa các yếu tố. Từ đó đưa ra kết luận khẳng

định kết quả của GH cointegration test.

4.3. Kết quả chạy mô hình

Bước 1: Kiểm định nghiệm đơn vị theo Ng-Perron

Chỉ số Akaike sửa đổi tiêu chí thong tin được sử dụng để chọn chiều dài

độ trễ cho các thử nghiệm MZa cho độ trễ tối đa là 3. Bài nghiên cứu có kết

quả về tính dừng của các biến như sau:

Varriables Ng-Perron (2001) unit root test

Level

1st difference

2nd difference

MZa stats

MZa stats

MZa stats

RDEPO RDEPY ER GI LIQC REER RY RYGR TAX ET

-4.15185[0] -6.85859[0] -5.1694[0] -7.95572[3] -6.31588[0] -6.24305[0] -12.4026[1] -5.02420[0] -17.6680[2]** -25.0058[1]***

-6.36254[0]* -32.1010[1]*** -24.1078[1]*** -22.2465[1]**

-32.5923[1]*** -5.80957[0]*

Kêt luận: 2 biến dừng ngay (TAX, ET), 8 biến còn lại không dừng trong đó:

RDEPO, RDEPY ER, REER dừng tại sai phân bậc 1.

GI, RY dừng tại sai phân bậc 2.

48

LIQC, RYGR không dừng.

Theo kiểm định nghiệm đơn vị Ng-Perron từ bảng trên có thể thấy 2

biến đã dừng là (TAX, ET) các biến còn lại đểu không dừng (ER’, GI, LIQC,

REER, RY, RYGR).

Do đó, bài nghiên cứu tiến hành thực hiện tổng hợp tất cả các yếu tố

trong một phương trình tích hợp, ngọai trừ các biến có chuỗi đã dừng như đã

nói ở trên, bài nghiên cứu không thực hiện đưa lần lượt từng biến vào mô

hình. Thay vào đó, thực hiện đưa cùng một lúc tất cả các biến vào mô hình,

xem xét ý nghĩa của từng biến, đồng thời loại bỏ các biến không có ý nghĩa

quan trọng trong mô hình.

Tất cả đều xem xét ở mức ý nghĩa 10%.

Bước 2: Tiến hành ước lượng phương trình đồng tích hợp các biến

không dừng, căn cứ vào mức ý nghĩa các biến, duy trì các biến quan trọng và

loại bỏ các biến không có ý nghĩa.

Ước lượng vào phương trình đồng tích hợp tất cả các biến không dừng

ta được được kết quả:

Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/16/13 Time: 13:56 Sample: 1997 2011 Included observations: 15

Coefficient Std. Error

Variable

C ER’ GI LIQC RY RYGR RDEPO RDEPY

t-Statistic -0.432305 1.518539 1.033251 -2.218199 -0.618109 0.828103 -0.591525 0.338205

-0.980547 0.013295 0.144124 -0.067993 -0.195621 0.026874 -0.048614 0.102437

2.268184 0.008755 0.139486 0.030652 0.316483 0.032453 0.082184 0.302884 0.950386 Mean dependent var 0.900772 S.D. dependent var 0.011106 Akaike info criterion 0.000863 Schwarz criterion

Prob. 0.6785 0.1727 0.3359 0.0620 0.5561 0.4349 0.5728 0.7451 -0.553569 0.035257 -5.858114 -5.480487

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid

Lần 1

49

Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

51.93585 Hannan-Quinn criter. 19.15570 Durbin-Watson stat 0.000459

-5.862136 2.822733

Kết quả cho thấy phương trình hồi quy vẫn phù hợp. Tuy nhiên giá trị

p-value của từng biến khá lớn và không có ý nghĩa ở mức 10% và biến

RDEPY có Prob lớn (0.7451) và không ý nghĩa ở mức 10% nên bài nghiên

cứu loại dần biến RDEPY ra khỏi phương trình, tiếp tục đưa các biến còn lại

vào phương trình đồng tích hợp cho kết quả:

Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/16/13 Time: 14:01 Sample: 1997 2011 Included observations: 15

Coefficient Std. Error

Variable

C ER’ GI LIQC RY RYGR RDEPO

t-Statistic -0.591394 1.786248 1.151298 -2.767069 -0.964748 1.141369 -0.742919

-0.225750 0.014138 0.150185 -0.072400 -0.249224 0.031571 -0.055684

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.381725 0.007915 0.130449 0.026165 0.258330 0.027660 0.074953 0.949576 Mean dependent var 0.911757 S.D. dependent var 0.010473 Akaike info criterion 0.000878 Schwarz criterion 51.81429 Hannan-Quinn criter. 25.10886 Durbin-Watson stat 0.000089

Prob. 0.5706 0.1119 0.2829 0.0244 0.3629 0.2867 0.4788 -0.553569 0.035257 -5.975239 -5.644815 -5.978758 2.815129

Lần 2

Cũng như trên bài nghiên cứu có thể thấy Prob của RDEPO vẫn còn

khá lớn (0.4788), mô hình vẫn chưa đạt được mức ý nghĩa tốt nhất, tiếp tục

loại RDEPO.

50

Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/16/13 Time: 14:03 Sample: 1997 2011 Included observations: 15

Coefficient Std. Error

Variable

C ER’ GI LIQC RY RYGR

t-Statistic -1.047282 1.809596 1.190496 -2.984581 -0.992188 1.004835

-0.350180 0.013955 0.151372 -0.075281 -0.249849 0.026125

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.334371 0.007712 0.127150 0.025223 0.251816 0.025999 0.946097 Mean dependent var 0.916150 S.D. dependent var 0.010209 Akaike info criterion 0.000938 Schwarz criterion 51.31392 Hannan-Quinn criter. 31.59313 Durbin-Watson stat 0.000019

Prob. 0.3223 0.1038 0.2643 0.0153 0.3470 0.3412 -0.553569 0.035257 -6.041857 -5.758637 -6.044874 2.508796

Lần 3

Nhìn vào kết quả ước lượng, bài nghiên cứu thấy biến độc lập RY có

giá trị p-value có giá trị khá lớn với mức ý nghĩa 10%. Do đó, tiếp tục loại

biến RY ra khỏi phương trình.

Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/16/13 Time: 14:06 Sample: 1997 2011 Included observations: 15

Coefficient Std. Error

Variable

C ER’ GI LIQC RYGR

t-Statistic -3.218507 1.518126 1.296030 -3.075692 0.431109

-0.621022 0.009404 0.026911 -0.077273 0.007946

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.192953 0.006195 0.020764 0.025124 0.018432 0.940201 Mean dependent var 0.916281 S.D. dependent var 0.010201 Akaike info criterion 0.001041 Schwarz criterion 50.53540 Hannan-Quinn criter. 39.30648 Durbin-Watson stat 0.000004

Prob. 0.0092 0.1599 0.2241 0.0117 0.6755 -0.553569 0.035257 -6.071387 -5.835370 -6.073901 2.435212

Lần 4

51

Cũng như trên bài nghiên cứu có thể thấy Prob của RYGR vẫn còn khá

lớn (0.6755), mô hình vẫn chưa đạt được mức ý nghĩa tốt nhất, tiếp tục loại

RYGR, và ước lượng đồng tích hợp các biến còn lại bài nghiên cứu được:

Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/16/13 Time: 14:10 Sample: 1997 2011 Included observations: 15

Coefficient Std. Error

Variable

C ER’ GI LIQC

-0.572605 0.007644 0.024286 -0.075800

t-Statistic -3.792508 1.705304 1.271346 -3.164722

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.150983 0.004482 0.019103 0.023951 0.939089 Mean dependent var 0.922477 S.D. dependent var 0.009817 Akaike info criterion 0.001060 Schwarz criterion 50.39729 Hannan-Quinn criter. 56.53071 Durbin-Watson stat 0.000001

Prob. 0.0030 0.1162 0.2298 0.0090 -0.553569 0.035257 -6.186305 -5.997492 -6.188317 2.336002

Lần 5

Nhìn vào kết quả ước lượng, bài nghiên cứu thấy biến độc lập GI có giá

trị p-value có giá trị khá lớn với mức ý nghĩa 10%. Do đó, tiếp tục loại biến

Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/16/13 Time: 14:11 Sample: 1997 2011 Included observations: 15

Coefficient Std. Error

Variable

C ER’ LIQC

-0.385320 0.008336 -0.046441

t-Statistic -11.35616 1.827347 -7.124205

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.033930 0.004562 0.006519 0.930139 Mean dependent var 0.918496 S.D. dependent var 0.010066 Akaike info criterion 0.001216 Schwarz criterion 49.36907 Hannan-Quinn criter. 79.88499 Durbin-Watson stat 0.000000

Prob. 0.0000 0.0926 0.0000 -0.553569 0.035257 -6.182543 -6.040933 -6.184051 2.075019

GI ra khỏi phương trình.

52

Đến đây bài nghiên cứu có thể tin tưởng vào mô hình khi nhìn vào kết

quả Prob các biến so với mức ý nghĩa 10%, các biến còn lại (ER’, LIQC) đều

có ý nghĩa. Bài nghiên cứu giữ lại 2 biến là ER’ và LIQC xem là hai biến quan

trọng trong phương trình đồng liên kết cuối cùng.

Về mặt lý thuyết các biến tác động đến R thông qua Rn như sau:

Biến tỷ lệ phụ thuộc của trẻ em ( RDEPY)

Tỷ lệ phụ thuộc của trẻ emcao hơn làm gia tăng mức tiêu thụ hàng phi

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

tăng sự vay mượn từ nước ngoài và dẫn đến dòng vốn ròng đi vào trong dài

hạn và các tài sản nước ngoài thấp hơn. Vốn giảm do phần bù rủi ro cao hơn

được tạo ra bởi các tài sản nước ngoài thấp hơn. Với tài sản nước ngoài thấp

hơn, sự giàu có giảm rõ rệt và vì vậy nhu cầu hàng phi mậu dịch cũng giảm,

cho rằng khu vực phi mậu dịch thu hút nhiều lao động. Sự suy giảm về vốn

làm tăng cung hàng phi mậu dịch. Cả hai yếu tố giảm Rn đến một mức độ

thấp hơn so với điểm ban đầu và do đó giảm R trong dài hạn .Tương tự cho

kết quả của biến tỷ lệ phụ thuộc của người già ( RDEPO), GDP thực tế bình

quân đầu người theo PPP( RY) và biến tốc độ tăng trưởng của GDP thực

(RYGR).

Biến đầu tư của chính phủ (GI)

Một GI cao hơn nâng cao nhu cầu đầu tư sử dụng hàng phi mậu dịch và

làm gia tăng Rn. Trong dài hạn, sau khi chính phủ đầu tư vào, sản lượng bắt

đầu gia tăng và do đó tăng tiết kiệm. Vì vậy, có sự gia tăng vốn và tài sản

nước ngoài. Tăng vốn làm giảm cung hàng phi mậu dịch và tăng tài sản nước

ngoài làm tăng sự giàu có và do đó làm tăng nhu cầu hàng phi mậu dịch. Do

đó GI có ảnh hưởng tích cực lên Rn trong dài hạn.

53

Do đó để kiễm định xem việc bỏ các biến ra khỏi phương trình có ảnh

hưởng đến kết quả của mô hình hay không bài nghiên cứu tiến hành kiểm định

một lần nữa tác động của các biến đã loại khỏi phương trình đổng tích hợp.

Wald Test: Equation: Untitled

Test Statistic

df Probability

Value

0.571333 2.856663

(5, 7) 5

F-statistic Chi-square

Null Hypothesis Summary:

0.7217 0.7221

Value

Std. Err.

Normalized Restriction (= 0)

C(3) C(5) C(6) C(7) C(8)

0.144124 -0.195621 0.026874 -0.048614 0.102437

0.139486 0.316483 0.032453 0.082184 0.302884

Restrictions are linear in coefficients. Dựa vào kết quả cho thấy giá trị Prob lớn hơn α chấp nhận giả thiết H0:

Kết quả kiểm định như sau:

Không có tác động , do đó có bằng chứng thống kê cho thấy rằng các biến

không có ý nghĩa khi bị loại ra khỏi phương trình không ảnh hưởng đến kết

quả của mô hình.

Sau đó bài nghiên cứu tiếp túc tiến hành kiểm định sự phá vỡ cấu trúc

với các biến có ý nghĩa còn lại trong mô hình (ER’, LIQC).

Bước 3: Kiểm định phá vỡ cấu trúc theo 2 biến còn lại

Kết quả thực hiện đồng tích hợp bằng GH cointegration test:

Mô hình C Mô hình C/T

THE GREGORY-HANSEN COINTEGRATION TEST MODEL 2 : Level Shift ADF Procedure t-stat Lag Break -5.15 1 2005 THE GREGORY-HANSEN COINTEGRATION TEST MODEL 3 : Level Shift with Trend ADF Procedure t-stat Lag Break -5.57 1 2005

54

Phillips Procedure Za-stat Za-break Zt-stat Zt-break -19.75 2005 -5.35 2005 Phillips Procedure Za-stat Za-break Zt-stat Zt-break -19.64 2005 -5.37 2005

Kết quả trên được thực hiện đồng tích hợp GH cointegration test để tìm

kiếm điểm phá vỡ cấu trúc (Zt-break) theo 2 mô hình là C (level shift ) và C/T

(level shift with Trend).

Dựa vào kết quả nhận được đối với từng mô hình ta có:

+ Mô hình C ( Zt-stat = -5.35 )

+ Mô hình C/T ( Zt-stat = -5.37 )

Tiến hành so sánh mỗi giá trị Zt trong mỗi mô hình với giá trị giới hạn

của mỗi mô hình.

Với mô hình C:

- Giá trị giới hạn được quy định theo kiểm định GH test được đề cập

trong bài nghiên cứu của You, K., và Sarantis,N. (2012b) là -5.44; -4.92, -4.69

tương ứng với các mức ý nghĩa lấn lượt là 1%, 5%, 10%.

- Giá trị Zt-stat trong mô hình C nhận được là -5.35

- Ta có |-5.35 |> 4.92 ( tương đương mức ý nghĩa 5%).

=> Giả thuyết Ho bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%.

Với mô hình C/T

- Giá trị giới hạn được quy định theo kiểm định GH test được đề cập

trong bài nghiên cứu của You, K.,và Sarantis,N. (2012b) là -5.77; -5.28; -5.02

tương ứng với các mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5%, 10%.

- Giá trị Zt-stat trong mô hình C nhận được là -5.37.

- Ta có |-5.37 | > 5.28 ( tương đương mức ý nghĩa 5%).

=> Giả thuyết Ho bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%.

55

Như vậy có đồng tích hợp giữa các biến trong cả hai mô hình, mô hình

C và mô hình C/T. Và cả hai mô hình đều cho ra cùng một kết quả là điểm

phá vỡ cấu trúc tại năm 2005.

Tiếp sau đây sẽ tiến hành hồi quy từng mô hình theo biến giá D1 để xác

định mô hình nào có mức ý nghĩa cao hơn.

Bước 4: Lập biến giả D1, và tiếp tục hồi quy theo từng mô hình, mô

hình C, mô hình C/T

Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/16/13 Time: 15:14 Sample: 1997 2011 Included observations: 15

Coefficient Std. Error

Variable

C D1 ER LIQC

-0.331046 0.015524 0.005493 -0.060050

t-Statistic -7.251393 1.652959 1.194449 -5.862713

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.045653 0.009391 0.004599 0.010243 0.944039 Mean dependent var 0.928777 S.D. dependent var 0.009409 Akaike info criterion 0.000974 Schwarz criterion 51.03297 Hannan-Quinn criter. 61.85534 Durbin-Watson stat 0.000000

Prob. 0.0000 0.1266 0.2574 0.0001 -0.553569 0.035257 -6.271063 -6.082249 -6.273074 2.763466

Mô hình C:

=> Mức ý nghĩa mô hình khá ổn. Prob nhỏ, Adjusted R-squared khá lớn.

Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/16/13 Time: 15:21 Sample: 1997 2011 Included observations: 15

Coefficient Std. Error

Variable C D1 T ER LIQC

0.085824 0.010760 0.003956 0.004810 0.027564

t-Statistic -4.080175 1.552653 -0.268168 1.130229 -1.931432

-0.350177 0.016706 -0.001061 0.005437 -0.053238

Prob. 0.0022 0.1516 0.7940 0.2848 0.0822

Mô hình C/T:

56

0.944439 Mean dependent var 0.922214 S.D. dependent var 0.009833 Akaike info criterion 0.000967 Schwarz criterion 51.08671 Hannan-Quinn criter. 42.49536 Durbin-Watson stat 0.000003

-0.553569 0.035257 -6.144895 -5.908878 -6.147409 2.788104

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

Từ kết quả trên bài nghiên cứu có thể thấy các hệ số của mô hình C có

mức ý nghĩa cao hơn so với mô hình C/T. Và mô hình C có hệ số Adjusted R-

squared lớn hơn mô hình C/T đồng thời hệ số Akaike info criterion của mô

hình C cũng nhỏ hơn mô hình C/T. Do đó bài nghiên cứu đã quyết định lựa

chọn mô hình C cho các phân tích về sau.

Và bài nghiên cứu tiếp tục thực hiện thêm kiểm định đồng liên kết

Johansen test để xem xét mối quan hệ đồng liên kết giữa các yếu tố, từ đó đưa

ra kết luận khẳng định kết quả của GH cointegration test.

Bước 5: Kiểm định đồng liên kết để chứng minh kiểm định đồng tích

Date: 03/16/13 Time: 15:29 Sample (adjusted): 1999 2011 Included observations: 13 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend (restricted) Series: ER REER LIQC Lags interval (in first differences): 1 to 1

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized No. of CE(s)

Eigenvalue

Trace Statistic

0.05 Critical Value

Prob.**

None * At most 1 At most 2

0.913596 0.543922 0.350270

47.64509 15.81177 5.605589

42.91525 25.87211 12.51798

0.0157 0.5077 0.5119

Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Hypothesized No. of CE(s)

Eigenvalue

Max-Eigen Statistic

0.05 Critical Value

Prob.**

None *

0.913596

31.83332

25.82321

0.0071

hợp HG là đúng.

57

At most 1 At most 2

0.543922 0.350270

10.20619 5.605589

19.38704 12.51798

0.5968 0.5119

Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):

ER 6.727102 -2.820955 1.535224

REER -284.4967 105.9726 72.53593

LIQC -8.806196 12.22371 11.90343

@TREND(98) 0.111208 -1.080884 -0.914249

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(ER) D(REER) D(LIQC)

-0.353137 0.001697 -0.016052

0.071653 0.004317 -0.056109

-0.119679 -0.006302 -0.014678

Log likelihood

62.88854

1 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LIQC -1.309062 (0.39996)

@TREND(98) 0.016531 (0.04900)

ER 1.000000

REER -42.29112 (2.16877)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(ER) D(REER) D(LIQC)

-2.375588 (0.59281) 0.011413 (0.02893) -0.107986 (0.19068)

Log likelihood

67.99164

2 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

ER 1.000000 0.000000

REER 0.000000 1.000000

LIQC -28.37713 (20.8231) -0.640042 (0.49339)

@TREND(98) 3.298144 (2.94718) 0.077596 (0.06983)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(ER) D(REER) D(LIQC)

-2.577716 (0.61569) -0.000764 (0.02932) 0.050295 (0.14769)

108.0595 (25.6240) -0.025220 (1.22046) -1.379166 (6.14657)

58

Bài nghiên cứu tiến hành thực hiện kiểm định Johansen test để xem xét

mối quan hệ đồng liên kết của các yếu tố. Đồng thời xác nhận lại kết quả kiểm

định GH test với giả thiết H0: Không có đồng liên kết và H1: Có đồng liên kết.

Dựa vào kết quả kiểm định cụ thể là bảng Unrestricted Cointegration Rank

Test (Trace) a có giá trị Trace Stistic > Critical value (47.64509 > 42.91525)

nên bác bỏ giả thuyết H0 (H0 là giả thuyết không có đồng liên kết).

Kiểm định đồng liên kết Johansen test một lần nữa đã khẳng

định kết quả GH cointegration test là hoàn toàn phù hợp và là cơ sở cho

những phân tích về sau.

59

CHƯƠNG V- KẾT LUẬN CÁC YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH ĐẾN TỶ GIÁ

CÂN BẰNG THỰC HIỆU LỰC

5.1. Phân tích các yếu tố tác động đến tỷ giá thực hiệu lực REER

5.1.1. Lãi suất nước ngoài hiệu quả

Để thể hiện rõ tác động của lãi suất nước ngoài lên tỷ giá của một quốc

gia như thế nào, có thể chia các quốc gia làm hai loại như sau: quốc gia đi vay

và quốc gia cho vay.Đối với những quốc gia đi vay, khi lãi suất nước ngoài

tăng cũng đồng nghĩa với việc chi phí sử dụng vốn của khoản vay đó gia tăng,

điều đó khiến cho cầu đầu tư suy giảm. Do một số đầu tư sử dụng hàng phi

mậu dịch, nên khi cầu đầu tư giảm sẽ kéo theo cầu hàng phi mậu dịch giảm.

Theo quy luật cung cầu, giá hàng phi mậu dịch giảm và Rn giảm. Ta có công

thức: R = T.(Rn)a với R là tỷ giá hối đoái thực. Vậy khi Rn giảm sẽ khiến cho

R giảm theo.

Đối với những quốc gia cho vay, khi lãi suất nước ngoài tăng sẽ làm

tăng thu nhập nước ngoài làm cho thặng dư tài khoản vãng lai. Tuy nhiên, do

sức thu hút từ sự gia tăng lãi suất nước ngoài tạo nên áp lực đối với nhu cầu

đầu tư nội địa, do đó vốn đầu tư thấp.

Trong dài hạn, sản lượng tạo ra sẽ giảm dần, trường hợp này lại khiến

cho cán cân tài khoản vãng lai bị thâm hụt.

Nếu sự gia tăng từ thu nhập nước ngoài đủ bù đắp cho những tổn thất

do sự sụt giảm sản lượng gây nên thì tài khoản vãng lai sẽ trở nên thặng dư.

Vốn đầu tư có quan hệ nghịch biến với nguồn cung hàng phi mậu dịch. Khi

vốn đầu tư thấp, nguồn cung hàng phi mậu dịch sẽ tăng, do đó giá hàng hóa

này sẽ giảm và Rn giảm. Mặt khác, với lợi tức thu được từ nước ngoài tăng lên

khiến cầu hàng phi mậu dịch tăng tạo áp lực đẩy giá tăng, Rn tăng. Trường

hợp này chưa thể xác định tác động rõ ràng của lãi suất nước ngoài lên tỷ giá.

60

Nếu thu nhập từ nước ngoài tăng thêm không đủ bù đắp cho sự sụt giảm

trong sản lượng, thì tài khoản vãng lai sẽ chuyển từ thặng dư sang thâm hụt.

Như vậy sẽ có sự sụt giảm cả về vốn lẫn tài sản nước ngoài. Khi vốn đầu tư

thấp, cuối cùng sẽ dẫn đến Rn giảm. Tài sản nước ngoài giảm làm cho nhu cầu

tiêu dùng hàng phi mậu dịch cũng giảm. Nhìn chung cả hai yếu tố đều dẫn đến

hệ quả giá hàng phi mậu dịch giảm và Rn giảm.

5.1.2. Hạn chế thanh khoản (LIQC)

Hạn chế thanh khoản là khả năng tiếp cận đến với các khoản vay, là

dùng đồng tiền trong tương lai để chi tiêu cho nhu cầu hiện tại. Bài nghiên

cứu có thể giải thích cách khác là khi hạn chế thanh khoản càng cao thì nếu

muốn mua một món hàng có giá trị lớn hơn thu nhập hiện tại thì phải tiết kiệm

để mua được món hàng đó chứ không có khả năng tiếp cận các khoản vay.

Khi hạn chế thanh khoản càng cao thì việc đi vay của người dân giảm

xuống, do đó làm giảm chi tiêu hiện tại dẫn đến giảm nhu cầu tiêu dùng các

hàng hóa phi mậu dịch. Từ đó làm giá hàng hóa phi mậu dịch giảm dẫn đến Rn

giảm. Từ đó dẫn tới giảm tỷ giá thực.

Đó là cách tiếp cận theo công thức, còn nếu bài nghiên cứu căn cứ vào

số liệu lấy từ Eviews thì rõ ràng beta của LIQC là âm và điều đó cho thấy tỷ lệ

nghịch với REER.

Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/16/13 Time: 15:36 Sample: 1997 2011 Included observations: 15 Variable C D1 ER LIQC

Std. Error 0.045653 0.009391 0.004599 0.010243

R-squared Adjusted R-squared

Coefficient -0.331046 0.015524 0.005493 -0.060050 0.944039 0.928777

t-Statistic -7.251393 1.652959 1.194449 -5.862713 Mean dependent var S.D. dependent var

Prob. 0.0000 0.1266 0.2574 0.0001 -0.553569 0.035257

5.2. Ước lượng REER theo mô hình C (NATREX)

61

Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat

S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.009409 0.000974 51.03297 61.85534 0.000000

-6.271063 -6.082249 -6.273074 2.763466

Dựa vào các hệ số ước lượng trên vẽ được đường NATREX như biểu

đồ 1, so sánh với REER.

Hình 5.1: Biểu đồ so sánh REER và NATREX

Áp dụng cho Việt Nam, như theo biểu đồ REER trong giai đoạn từ năm

1997 đến năm 2011 tồn tại 3 giai đoạn mà REER giảm, đó là các giai đoạn

khủng hoảng tài chính Thái Lan năm 2003 và năm 2009.

Trong giai đoạn chịu ảnh hưởng cuộc khủng khoản Thái Lan từ năm

1998 đến năm 2000 thì hạn chế thanh khoản là rất cao vì nền kinh tế của Việt

Nam vừa chưa có đủ sức mạnh nội tại cũng như phải đối mặt với khủng hoảng

tài chính nên việc cho vay của các định chế được nhà nước quản lí gắt gao.

Vào năm 2003, việc tăng lãi suất đột ngột của các ngân hàng đã làm

hạn chế khả năng tiếp cận nguồn vốn vay. Thời gian này, hệ thống ngân hàng

lúc nào cũng có dư hơn 10.000 tỷ để cho vay ngắn hạn, lãi suất quá cao nên

62

không ai vay. Từ đó hạn chế thanh khoản cao và kết quả là REER giảm mạnh.

Năm 2009, đứng trước lượng tiền dư thừa 150.000 tỷ đồng trên thị

trường, nhà nước yêu cầu các ngân hàng tăng dự trữ bắt buộc lên 11% từ đó

dẫn đến việc lãi suất tăng lên và làm gia tăng hạn chế thanh khoản và rõ ràng

trong thời gian năm 2009 thì REER giảm mạnh một lần nữa.

Từ 3 dữ liệu liên kết với thực tế trên, bài nghiên cứu có khả năng hoàn

toàn tin tưởng rằng LIQC có tác động vào REER và sự thay đổi của LIQC sẽ

tỷ lệ nghịch với REER.

5.3. Phân tích biểu đồ và giải thích sự chênh lệch của REER và

NATREX

Hình 5.2: Phân tích biểu đồ REER và NATREX

Nhìn vào biểu đồ bài nghiên cứu thấy từ năm 1998 đến năm 2000 đồng

Việt Nam bị mất giá liên tục.

Đường NATREX và REER có xu hướng giảm. Do ảnh hưởng của cuộc

khủng hoảng kinh tế Thái Lan năm 1997 tăng trưởng kinh tế của Việt Nam

đang ở mức cao trong thời kỳ từ năm 1995 đến năm 1997 thì đến năm 1998

chỉ tăng 5,76%; năm 1999 chỉ tăng 4,77%. Vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài

63

đăng ký năm 1995 đạt trên 6,9 tỷ USD; năm 1996 đạt gần 10,2 tỷ USD thì

năm 1997 còn gần 5,6 tỷ USD; năm 1998 còn gần 5,1 tỷ USD; năm 1999 còn

gần 2,6 tỷ USD.

Lạm phát năm 1996 ở mức 4,5%; năm 1997 ở mức 3,6% thì năm 1998

lên mức 9,2%. Giá USD nếu năm 1995 giảm 0,6%; 1996 tăng 1,2% thì năm

1997 tăng 14,2%; năm 1998 tăng 9,6%,... Tốc độ tăng kim ngạch xuất khẩu

năm 1996 ở mức 33,2%; năm 1997 ở mức 26,6% đến năm 1998 chỉ còn 1,9%.

Nhập khẩu nếu năm 1996 còn tăng 36,6% thì năm 1997 chỉ còn tăng

4%; năm 1998 giảm 0,8% và năm 1999 chỉ tăng 2,1%.

Chính do cuộc khủng hoảng nên giá trị đồng Việt Nam đã tụt dốc rất

nhanh. Nếu so sánh với giá USD năm 1995 giảm 0,6%; 1996 tăng 1,2% thì

năm 1997 tăng 14,2%; năm 1998 tăng 9,6%.

Vì giai đoạn khủng hoảng, giá trị đồng Việt Nam bị giảm sút mạnh do

đó để đảm bảo tính an toàn cho nền kinh tế non trẻ của Việt Nam nên chính

phủ đã áp dụng phương pháp neo theo đồng USD một cách tương đối cứng

nhắc. Nhìn vào biểu đồ thì bài nghiên cứu nhận thấy rằng từ năm 2000 đến

năm 2002 thì hai đường NATREX và REER ít biến động, đặc biệt là REER.

Nhưng vào năm 2003 thì REER giảm mạnh. Vào năm 2003 một lý do

có thể giải thích cho vấn đề này là do ngân hàng thương mại đã tăng lãi suất

quá mạnh tay trong giai đoạn này. Chính việc lãi suất tăng quá cao đã làm cho

giá trị đồng Việt Nam bị tụt giảm.

Từ năm 2004 trở đi đến năm 2007, việc kinh tế tăng trưởng tốt và ổn

định nên chính phủ Việt Nam đã ổn định được tỷ giá khá tốt. Trong giai đoạn

này ít có sự biến động lớn về tỷ giá.

Năm 2007 do kinh tế Việt Nam đang phát triển một cách nhanh chóng,

lượng FDI từ nước ngoài đổ vào Việt Nam là gia tăng nhu cầu nội tệ nên giá

trị đồng Việt Nam năm 2007 đến năm 2008 có chiều hướng tăng lên.

64

Tuy nhiên, thế giới đã lâm vào cuộc đại khủng hoảng tài chính bắt

nguồn từ Mỹ. Trong năm 2008 giá trị đồng USD bị tụt giảm nghiêm trọng,

đứng trước tình hình đó, để cứu các doanh nghiệp xuất khẩu nên chính phủ ra

tay bom tiền ra thị trường để làm tăng giá trị đồng USD. Và chính sách tài

khóa của chính phủ Việt Nam đã đạt được mục đích ngoài mong đợi. Bên

cạnh việc đẩy giá trị đồng USD cao trở lại thì chính phủ đã làm giảm giá đồng

Việt Nam quá mức. Kết quả của việc bom tiền ra thị trường là trên thị trường

dư thừa 150.000 tỷ đồng Việt Nam.

Chính điều này đã đẩy giá trị đồng Việt Nam giảm mạnh đồng thời gia

tăng lạm phát chóng mặt.

Ngoài lý do chính sách tài khóa quá tay của chính phủ, thì cơn khủng

hoảng của nước Mỹ đã tác động vào Việt Nam. Các nhà đầu tư cố gắng rút

vốn khỏi thị trường làm tăng nhu cầu về ngoại tệ, điều này góp phần càng làm

mất giá đồng Việt Nam.

Đứng trước tình hình mất giá liên tục, Ngân hàng nhà nước đã bán ra

một lượng lớn USD làm giảm dự trữ ngoại hối để cứu đồng tiền Việt Nam

nhưng tác động của điều này chỉ giúp kiềm lại sự mất giá chứ không thể đưa

đồng Việt Nam tăng trở lại.

Nhìn chung, trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2009 thì đồng Việt

Nam liên tục bị mất giá do chính sách của chính phủ cũng như ảnh hưởng của

cuộc khủng hoảng tài chính rộng khắp.

Năm 2010 do các nguồn vốn FDI và ODA đổ vào thị trường Việt Nam

nên đã phần nào kiềm hãm lại giá xu hướng đang lao dốc của đồng Việt Nam

trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2009.

Trong năm 2010, FDI vào Việt Nam là 11 tỷ USD tăng 10% so với năm

2009. Bên cạnh đó ODA đổ vào Việt Nam với con số kỷ lục là 8 tỷ USD.

Trên đà ổn định của năm 2010, năm 2011 được xem là thành công của chính

65

sách điều hành tỷ giá khi những ngày cuối năm, tỷ giá đi vào ổn định. Ngoại

trừ “cú sốc” điều chỉnh tỷ giá tăng đến 9,3%; mức tăng mạnh nhất trong lịch

sử của thị trường ngoại hối Việt Nam vào ngày 09/02 cộng với việc siết biên

độ từ +/-3% xuống còn +/-1%, Ngân hàng Nhà nước cũng đã áp dụng các biện

pháp hành chính khác như áp trần lãi suất huy động USD của các ngân hàng

thương mại từ 6% về còn dưới 2%, thực hiện kết hối và mở rộng đối tượng kết

hối, xử lý một loạt các giao dịch ngoại hối bất hợp pháp trên thị trường tự do.

Tất cả những biện pháp hành chính mạnh tay đó cộng với chênh lệch lãi suất

VND và USD cao đã giúp nguồn USD từ thị trường chuyển sang VND một

cách hiệu quả, giúp bình ổn thị trường ngoại hối. Do đó, năm 2011 được xem

là một năm thành công của chính sách điều hành tỷ giá của Ngân hàng Nhà

nước khi đồng Việt Nam đã giữ được việc không tăng quá 1% và giữ ở mức

ổn định trong 3 tháng cuối năm.

5.4. Chênh lệch của REER và NATREX

Hình 5.3: Chênh lệch của REER và NATREX

66

Tại Việt Nam, mức độ chênh lệch giữa REER và NATREX không đáng

kể. Trong khoản thời gian khảo sát từ năm 1997 đến năm 2011 thì chỉ có năm

2003 là chênh lệch nhiều nhất với mức chênh lệch là hơn 3% khi đồng Việt

Nam bị định giá thấp hơn.

Với lượng kiến thức hiện tại, bài nghiên cứu sẽ phân tích độ chênh lệch

của Việt Nam chủ yếu thông qua yếu tố hạn chế thanh khoản (LIQC) và vào

một số năm phù hợp.

Nếu đường REER cao hơn đường NATREX thì đồng Việt Nam bị định

giá cao. Nếu đường REER thấp hơn đường NATREX thì đồng Việt Nam bị

định giá thấp. Theo kiến thức lấy từ bài nghiên cứu của Trung Quốc có liên

quan đến LIQC thì:

REER cao hơn NATREX khi có sự giảm mạnh LIQC

REER thấp hơn NATREX khi có sự tăng mạnh LIQC

Áp dụng vào Việt Nam:

Vào năm 2003, đường REER thấp hơn NATREX thì đồng Việt Nam bị

định giá thấp. Như phân tích ở trên thì tại năm 2003 thì LIQC tăng lên khá

cao. Do đó, đồng Việt Nam vào thời gian đó bị định giá thấp.

Vào giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2008, đường REER cao hơn

NATREX thì đồng Việt Nam được đánh giá cao. Như phân tích ở trên thì vào

thời kỳ từ năm 2007 đến năm 2008 là thời kỳ kinh tế phát triển khá tốt thì

LIQC giảm đi nhiều. Do đó, đồng Việt Nam được đánh giá cao.

Vào giai đoạn 2009, đường REER thấp hơn NATREX thì đồng Việt

Nam được đánh giá thấp. Như phân tích ở trên thì tại năm 2009 thì LIQC tăng

lên khá cao và đồng Việt Nam bị định giá thấp.

5.5. Phân tích điểm phá vỡ cấu trúc năm 2005

Nhìn chung, năm 2005 là một năm có khá nhiều các biến động lớn đối

với nền kinh tế Việt Nam. Điều đó đã dẫn đến việc định giá cao VND và gây

67

nên sự phá vỡ cấu trúc vào năm này. Có thể kể đến những các sự kiện kinh tế

nổi bật như: tốc độ tăng trưởng đạt 8,4%, sự trở lại mạnh mẽ của dòng vốn

FDI và vượt đích ngoạn mục của xuất khẩu...

Tốc độ tăng trưởng trong năm 2005 về đích vững chắc với chỉ số 8,4%

cao nhất trong vòng 9 năm trở lại đây. Do vậy, tổng kết kế hoạch 5 năm, giai

đoạn từ năm 2001 đến năm 2005 cho thấy, thành tích đạt được của năm nay

đã giúp tốc độ tăng trưởng trung bình 5 năm đạt chỉ tiêu 7,5% chính phủ đề ra.

Tiếp đến, việc Việt Nam đẩy mạnh cổ phần hóa, phát hành trái phiếu

chính phủ ra thị trường quốc tế thành công với trị giá 750 triệu USD, góp

phần giảm bớt áp lực đáp ứng chi ngoại tệ từ hệ thống ngân hang và đặc biệt

là cho phép các nhà đầu tư nước ngoài nắm 49% vốn trong một công ty niêm

yết cũng đã có tác dụng thúc đẩy các luồng vốn đầu tư, nhất là luồng vốn đầu

tư gián tiếp.

Dẫn chứng cho điều đó, số lượng các nhà đầu tư đặt mua lên đến 4,5 tỷ

USD, lớn gấp 6 lần mức chính phủ phát hành. Lợi lớn nhất vẫn là hình ảnh

Việt Nam trong mắt các nhà đầu tư quốc tế. Kết quả của lần xuất ngoại trái

phiếu Chính phủ đầu tiên khẳng định thành tựu đổi mới và phát triển kinh tế.

Mở ra cơ hội huy động vốn chủ động hơn cho doanh nghiệp Việt Nam trong

bối cảnh các nguồn hỗ trợ phát triển có xu hướng ngày càng hẹp hơn.

Năm 2005 cán cân thanh toán tổng thể ước thặng dư 1.900 triệu USD,

cao hơn nhiều mức thặng dư năm 2004, góp phần tăng cường dự trữ quốc tế.

Đồng thời cán câ vãng lai thặng dư 130 triệu USD ( khoảng 0,25% GDP),

khác hẳn mức thâm hụt khá cao trong năm 2004( 2% GDP) và trong hai năm

2003,2002.

Bên cạnh đó, chuẩn bị cho lộ trình hội nhập tài chính, gia nhập Tổ chức

Thương mại Thế giới (WTO), Việt Nam đã phát huy nội lực, tăng cường năng

lực cạnh tranh bằng hàng loạt các chính sách mở cửa, tự do hóa thương mại

68

biểu hiện ở mức thuế chung trong lĩnh vực nông nghiệp được thỏa thuận giảm

xuống còn 18% đến 20%, với lộ trình cắt giảm từ 3 năm đến 5 năm. Ngoài ra,

Việt Nam đề xuất cắt giảm thuế quan xuống mức 18% đối với 10/11 lĩnh vực

và 95/155 phân ngành dịch vụ.

Tuy nhiên, tình trạng bong bóng chứng khoán và bất động sản ở Việt

Nam giai đoạn từ năm 2005 đến năm 2008 dẫn đến những bất ổn kinh tế vĩ

mô một phần cũng do tự do hóa tài chính nhưng thiếu cơ chế giám sát. Dòng

vốn gián tiếp chảy vào nền kinh tế đa phần là ngắn hạn và mang tính đầu cơ.

Một sự kiện không thể chối bỏ trong năm này đó là sự trở lại mạnh mẽ

của dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI). Năm 2005, cả nước thu hút

được hơn 5,8 tỷ USD vốn FDI, tăng 25% so với năm 2004, vượt 29% so với

kế hoạch và đạt mức cao nhất kể từ năm 1998. FDI phục hồi mạnh mẽ ngoài

các lý do khách quan còn xuất phát từ những yếu tố chủ quan từ phía chính

phủ Việt Nam như trong năm này Quốc hội đã thông qua nhiều đạo luật cải

thiện môi trường đầu tư “Luật đầu tư” và “Luật doanh nghiệp”, tạo triển vọng

lạc quan về sự phát triển kinh tế. Bên cạnh đó, thực hiện nhiều chính sách ưu

đãi như giảm thuế thu nhập cá nhân cao nhất cho các cá nhân kinh doanh nước

ngoài, đơn giản hóa các thủ tục hành chính và tăng cường trách nhiệm nhà

nước về việc hỗ trợ nhà đầu tư giả quyết các vấn đề thủ tục đất đai, xóa bỏ chế

độ hai giá, xóa bỏ hạn chế chuyển nhượng vốn, miễn thuế nhập khẩu một số

đầu vào sản xuất cho doanh nghiệp mới thành lập, xóa bỏ hạn chế về tỷ lệ vốn

FDI trong một số ngành... Như vậy, chính những yếu tố này góp phẩn thu hút

nguồn đầu tư từ bên ngoài vào Việt Nam khá nhiều. Một khi đầu tư vào trong

nước gia tăng thì đòi hỏi một lượng cung nội tệ lớn, làm cho đồng nội tệ có xu

hướng tăng giá. Tuy nhiên, Việt Nam thực hiện theo chế độ tỷ giá thả nổi có

quản lí. Nên khi có bất kì biến động mạnh gây rối loạn trong nền kinh tế.

Ngay lập tức sẽ có sự can thiệp từ phía chính phủ.

69

Trái với FDI, năm 2005 là một năm tương đối khó khăn đối với các nhà

xuất khẩu Việt Nam do những rào cản thương mại từ các bạn hàng mậu dịch

như kiện tụng chống bán phá giá, rào cản an toàn vệ sinh thực phẩm, dư lượng

kháng sinh... Tuy nhiên, bất chấp những thách thức, xuất khẩu năm 2005 vẫn

“vượt dốc” thành công ở cả 2 khu vực. Khu vực kinh tế trong nước lần đầu

tiên vượt qua mốc 13,4 tỷ USD, tăng khoảng 11,6%. Khu vực có vốn đầu tư

nước ngoài còn tăng cao hơn, ước đạt 18,4 tỷ USD, tăng 26,9%. Do tăng cao

hơn tốc độ chung nên tỷ trọng của khu vực này so với tổng kim ngạch xuất

khẩu của cả nước đã đạt 58%, cao hơn hơn tỷ trọng 54,7% của năm trước và

gấp 30 lần so với năm 1998.

Điểm đáng ghi nhớ là năm 2005 Việt Nam phát hành trái phiếu chính

phủ ra thị trường quốc tế với trị giá 750 triệu USD, góp phần giảm bớt áp lực

đáp ứng chi ngoại tệ từ hệ thống ngân hang. Ước tính lượng ngoại tệ đầu tư ra

nước ngoài dưới dạng tiền gửi của các ngân hang thương mại là 450 triệu

USD.

Có thể nói năm 2005 là một năm nền kinh tế đã tăng trưởng khả quan,

vững chắc, vượt qua những thách thức như nạn cúm gia cầm, tăng giá xăng

dầu, các rào cản thương mại quốc tế...

70

Tài liệu tham khảo

Tài liệu tiếng Anh:

1. Anderson and Jonathan, 2006, The Complete RMB Handbook, fourth

edition, Hong Kong: UBS.

2. Augustine C. Arize, 1994, Cointegration Test of a Long-run Relation

Between the Real Effective Exchange Rate and the Trade Balance,

International Economics Journal Volume 8 issue 3

3. Bénassy-Quéré, A., Duran-Vigneron, P., Lahrèche-Révil, A. and V.

Mignon, 2004, Burden sharing and exchange-rate misalignments within the

group of Twenty, pp.69-94, Institute of International Economics Special

Report 17.

4. Bénassy-Quéré, A., Lahrèche-Révil, A. and V. Mignon, 2006, World

consistent equilibrium exchange rates, CEPII Working Paper 2006-20,

December.

5. Bergsten and J. Williamson, eds., 2003, Dollar Adjustment: How Far?

Against What?, Washington: Institute for International Economics.

6. Bosworth và Barry , 2004, Valuing the Renminbi, paper presented at the

Tokyo Club Research Meeting, February 9-10.

7. Cline, 2007, Estimating Reference Exchange Rates, Paper presented to a

workshop at the Peterson Institute sponsored by Bruegel, KIEP, and the

Peterson Institute, Feb.

8. Cline, W. R. and Williamson J, 2009, Estimates of Fundamental

Equilibrium Exchange Rates, Institute of International Economics.

9. Connolly, M. and Devereux, J., 1995, The Equilibrium Real Exchange

Rate: Theory and Evidence for Latin America, in Stein, J. L., Allen, P. R. and

Associates Eds.,Fundamental Determinants of Exchange Rates, Oxford

University Press, Inc., New York.

71

10. Coudert & Couharde, 2005, Real Equilibrium Exchange Rate in China,

Working Papers 2005-01.

11. Coudert, V. and Couharde C., 2007, Real Equilibrium Exchange Rate in

China: Is the Renminbi Undervalued?, Journal of Asian Economics, 18, 568–

594.

12. Cheung, Y., Chinn, M., and Fujii, E., 2007, The Overvaluation of

Renminbi Undervaluation, Journal of International Money and Finance, Vol.

26 No. 5, pp.762-785.

13. Chinn, M. D., 2005, A primer on real effective exchange rates:

Determinants, overvaluation, trade flows and competitive devaluation, NBER

Working Paper 11521, July 2005.

14. Federicied và Gandolfo, 2002, Endogenous Growth in an Open

Economy and the NATREX Approach to the Real Exchange Rate: The Case

of Italy, Australian Economic Papers, 41(4), 499-518.

15. Felettigh, 1998, The NATREX: An Alternative Approach, University “La

Sapienza”, Rome

16. Frankel, 2006, The Effect Of Monetary Policy On Real Commodity

Prices, Working Paper 12713.

17. Funke, Michael and Jörg Rahn, 2005, Just how undervalued is the

Chinese renminbi?, World Economy 28 :465-89.

18. Goldstein, Morris., 2004, Adjusting China’s Exchange Rate Policies,

Paper presented to the IMF seminar on China’s Foreign Exchange System at

Dalian, China, May.

19. Goldstein, Morris, and Nicholas Lardy., 2006, China’s Exchange Rate

Policy Dilemma, American Economic Review, 96(2), May, pp. 422-26.

72

20. Goldstein, Morris, and Nicholas Lardy, 2007, China’s Exchange Rate

Policy: An Overview of Some Key Issues. Paper prepared for the conference

on China’s Exchange Rate Policy, Peterson Institute for International

Economics, Washington, October 19.

21. Holger et al., 2001, NATREX and Determinants of the Real Exchange

Rate of RMB, Journal of Systems Science & Complexity, 14(4), 356-372.

22. Jeong, Se-Eun, and Jacques Mazier., 2003, Exchange Rate Regimes and

Equilibrium Exchange Rates in East Asia, Revue économique, 54(5), Sep., pp.

1161-82.

23. Kardi, 2003, Structural and Single Equation Estimation of the NATREX

Equilibrium Real Exchange Rate, Working Paper, Central Bank of Hungary.

24. Kefei You and Nicholas Sarantis, 2012, Structural Breaks and the

Equilibrium Real Effective Exchange Rate of China: A NATREX Approach,

Centre for International Capital Markets, London Metropolitan University,

UK.

25. MacDonald, R. and P. Dias, 2007, Behavioural equilibrium exchange

rate estimates and implied exchange rate adjustments for ten countries,

Workshop on Global imbalances, Peterson Institute of International

Economics, Washington D.C., February.

26. Menzie D Chinn, 2002, The Measurement of Real Effective Exchange

Rates: A Survey and Applications to East Asia, University of California, Santa

Cruz.

27. Robert Lafrance, Patrick Osakwe, and Pierre St-Amant, 1998, Evaluating

Alternative Measures of the Real Effective Exchange Rate, Bank of Canada

Working Paper 98-20.

73

28. Stein, 1995, 1997, The Dynamics of Real Exchange Rate and Current

Account in a Small Open Economy: Australia, New York: Oxford University

Press.

29. Stein và Paladino, 1998, Recent Developments in International Finance:

A Guide to Research, Moneytary Policy and International Finance.

30. Stein và Sauernheimer, 1996, The Equilibrium Real Exchange Rate of

Germany, Economic Systems, 20 (2-3), pp. 97-131.

31. Stolper, Thomas, and Monica Fuentes., 2007, GSDEER and Trade

Elasticities, Paper presented to a workshop at the Peterson Institute sponsored

by Bruegel, KIEP, and the Peterson Institute, February.

32. Wang, Tao, 2004, Exchange Rate Dynamics, in Eswar Prasad (editor),

China’s Growth and Integration into the World Economy , Occasional Paper

No. 232 (Washington, D.C.: IMF), pp. 21-28.

33. Wren-Lewis, Simon., 2004, The Needed Changes in Bilateral Exchange

Rates, In C.F.

34. Xiaolei Tang, Jizhong Zhou, 2013, Nonlinear relationship between the

real exchange rate and economic fundamentals: Evidence from China and

Korea, Journal of International Money and Finance.

Tài liệu tiếng Việt:

35. Nguyễn Thị Quy, 2008, Biến động tỷ giá ngoại tệ (đồng USD, EUR) và

hoạt động xuất khẩu, Nhà xuất bản Khoa học xã hội.

36. Nguyễn Văn Tiến , 2009, Giáo trình tài chính quốc tế, Nhà xuất bản

Thống kê.

37. Tổng cục thống kê, 2008, Niên giám thống kê 2007,

http://www.gso.gov.vn.

38. Tổng cục thống kê, 2009, Niên giám thống kê 2008,

http://www.gso.gov.vn.

74

39. Tổng cục thống kê, 2010, Niên giám thống kê 2009,

http://www.gso.gov.vn.

40. Tổng cục thống kê, 2011, Niên giám thống kê 2010,

http://www.gso.gov.vn.

41. Tổng cục thống kê, 2012, Niên giám thống kê 2011,

http://www.gso.gov.vn.

42. Trần Ngọc Thơ, Nguyễn Ngọc Định, Nguyễn Thị Ngọc Trang, Nguyễn

Thị Liên Hoa, Nguyễn Khắc Quốc Bảo, 2001, Tài chính quốc tế, Nhà xuất bản

Thống Kê.

75

PHỤ LỤC

Country

Vietnam China, P.R.: Hong Kong

Vietnam China, P.R.: Hong Kong

Vietnam China, P.R.: Mainland

Vietnam China, P.R.: Mainland

Vietnam Japan

Vietnam Japan

Concept

Goods, Value of Exports

Goods, Value of Imports

Goods, Value of Exports

Goods, Value of Imports

Goods, Value of Exports

Goods, Value of Imports

430,690,000 318,088,000 235,749,000 315,896,000 317,238,000 340,200,000 368,700,000 380,100,000 353,100,000 453,000,000 582,500,000 877,200,000 1,034,100,000 1,464,177,792 2,205,720,000

404,371,000 514,991,000 673,059,000 1,401,137,000 1,606,200,000 2,158,800,000 3,138,600,000 4,595,100,000 5,899,700,000 7,391,300,000 12,710,000,000 15,973,600,000 16,441,000,000 20,018,827,001 24,593,720,000

1,675,430,000 1,514,489,000 1,786,238,000 2,575,201,000 2,509,801,000 2,437,000,000 2,908,600,000 3,542,100,000 4,340,300,000 5,240,100,000 6,090,000,000 8,467,800,000 6,291,800,000 7,727,659,550 10,781,150,000

1,509,284,000 1,481,663,000 1,618,293,000 2,300,947,000 2,183,100,000 2,504,700,000 2,982,100,000 3,552,600,000 4,074,100,000 4,702,100,000 6,188,900,000 8,240,300,000 7,468,100,000 9,016,084,835 10,400,330,000

1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011

598,880,000 474,097,000 557,344,000 440,139,000 504,734,000 746,388,000 598,068,000 1,536,391,000 537,600,000 1,417,400,000 804,800,000 1,518,300,000 990,900,000 1,883,100,000 1,074,300,000 2,899,100,000 1,235,000,000 3,228,100,000 1,440,800,000 3,242,800,000 1,950,700,000 3,646,100,000 2,633,300,000 4,850,100,000 825,600,000 4,909,000,000 860,381,951 7,308,800,253 969,750,000 11,125,030,000 Phụ lục 1a: Bảng xuất nhập khẩu với các đối tác

76

Country

Vietnam Korea, Republic of

Vietnam Korea, Republic of

Vietnam Malaysia

Vietnam Malaysia

Vietnam Singapore

Vietnam Singapore

Vietnam United States

Vietnam United States

Concept

Goods, Value of Exports

Goods, Value of Imports

Goods, Value of Exports

Goods, Value of Imports

Goods, Value of Exports

Goods, Value of Imports

Goods, Value of Exports

Goods, Value of Imports

417,018,000 229,144,000 319,857,000 352,637,000 406,082,000 468,700,000 492,100,000 608,100,000 663,600,000 842,900,000 1,243,400,000 1,793,500,000 2,064,500,000 3,092,225,431 4,715,450,000

1,564,486,000 1,420,860,000 1,485,834,000 1,753,552,000 1,886,800,000 2,279,600,000 2,625,400,000 3,359,400,000 3,594,100,000 3,908,400,000 5,340,400,000 7,255,200,000 6,976,400,000 9,761,342,444 13,175,930,000

141,647,000 115,216,000 256,489,000 413,861,000 337,224,000 347,800,000 453,800,000 624,300,000 1,028,300,000 1,254,000,000 1,555,000,000 2,030,400,000 1,681,600,000 2,093,117,890 2,832,410,000

226,790,000 248,957,000 304,997,000 388,935,000 464,400,000 683,300,000 925,000,000 1,215,300,000 1,256,500,000 1,482,000,000 2,289,900,000 2,596,100,000 2,504,700,000 3,413,391,716 3,919,720,000

1,215,916,000 740,880,000 876,362,000 885,916,000 1,043,734,000 961,100,000 1,024,700,000 1,485,300,000 1,917,000,000 1,811,700,000 2,234,400,000 2,713,800,000 2,076,300,000 2,121,313,573 2,285,650,000

2,127,957,000 1,963,966,000 1,878,496,000 2,694,251,000 2,478,300,000 2,533,500,000 2,875,800,000 3,618,400,000 4,482,300,000 6,273,900,000 7,613,700,000 9,378,000,000 4,248,400,000 4,101,144,202 6,390,580,000

286,769,000 468,949,000 504,065,000 732,954,000 1,065,335,000 2,452,800,000 3,938,600,000 5,024,800,000 5,924,000,000 7,845,100,000 10,104,500,000 11,886,800,000 11,355,800,000 14,238,131,500 16,927,760,000

251,530,000 326,427,000 323,103,000 363,962,000 410,800,000 458,300,000 1,143,300,000 1,133,900,000 862,900,000 987,000,000 1,700,500,000 2,646,600,000 3,009,400,000 3,766,911,317 4,529,220,000

1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011

Phụ lục 1b: Bảng xuất nhập khẩu với các đối tác

77

Country

Japan

Malaysia

Singapore Vietnam

China, P.R.: Hong Kong

China, P.R.: Mainland

0.1290989

Korea, Republic of 0.0005900

0.1207759

0.0076953

0.2569439

0.5968368 0.0000814

1997

0.1290989

0.1207919

0.0086505

0.0008306

0.2631579

0.6022282 0.0000720

1998

0.1286836

0.1207802

0.0097847

0.0008787

0.2631579

0.6002401 0.0000713

1999

0.1282709

0.1208109

0.0087032

0.0007908

0.2631579

0.5775339 0.0000689

2000

0.1282545

0.1208196

0.0075873

0.0007613

0.2631579

0.5402485 0.0000663

2001

0.1282380

0.1208123

0.0083403

0.0008430

0.2631579

0.5758710 0.0000649

2002

0.1288162

0.1208211

0.0093371

0.0008385

0.2631579

0.5879586 0.0000639

2003

0.1286422

0.1208240

0.0096043

0.0009661

0.2631579

0.6120700 0.0000634

2004

0.1289906

0.1239127

0.0084767

0.0009885

0.2645503

0.6008893 0.0000628

2005

0.1286256

0.1280623

0.0084069

0.0010755

0.2831658

0.6520605 0.0000623

2006

0.1281805

0.1369000

0.0087719

0.0010683

0.3024346

0.6938662 0.0000621

2007

0.1290239

0.1463143

0.0110193

0.0007940

0.2886836

0.6948305 0.0000589

2008

0.1289408

0.1464515

0.0108625

0.0008587

0.2920134

0.7125552 0.0000557

2009

0.1286256

0.1509913

0.0122775

0.0008812

0.3243068

0.7766990 0.0000528

2010

0.1287747

0.1587075

0.0128667

0.0008682

0.3147624

0.7688168 0.0000480

2011

Phụ lục 2: Bảng tỷ giá

78

Country

Concept

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

Exports

65.00

60.14

60.10

69.77

65.63

69.16

77.34

89.60

100.00

109.50

119.07

125.35

110.08

134.84

148.18

China, P.R. Hong Kong

Imports

69.65

61.60

59.93

71.05

67.13

69.32

77.42

90.50

100.00

111.73

122.74

129.70

115.95

144.60

161.46

Exports

23.99

24.11

25.58

32.71

34.92

42.73

57.51

77.87

100.00

127.22

159.83

187.50

157.72

207.13

249.25

China, P.R.: Mainland

Imports

21.54

21.25

25.11

34.08

36.89

44.71

62.52

85.01

100.00

119.93

144.84

171.40

152.10

211.48

263.99

Exports

70.77

65.21

70.50

80.57

67.79

70.05

79.32

95.09

100.00

108.72

120.06

131.47

97.62

129.40

138.28

Japan

Imports

65.79

54.47

60.45

73.70

67.79

65.48

74.37

88.27

100.00

112.56

120.35

148.10

106.91

134.47

165.86

Exports

47.88

46.52

50.52

60.57

52.88

57.13

68.14

89.25

100.00

114.43

130.61

148.37

127.81

163.98

195.21

Korea, Republic of

Imports

54.05

34.87

44.76

59.98

52.72

56.84

66.84

83.89

100.00

115.62

133.37

162.68

120.75

158.92

196.00

Exports

55.89

52.00

60.07

69.73

62.47

66.21

70.54

89.26

100.00

113.99

124.91

141.56

111.62

140.99

161.91

Malaysia

Imports

69.08

50.93

57.15

71.64

64.56

69.81

71.63

92.04

100.00

114.57

127.76

136.66

108.17

143.89

163.86

Exports

54.42

47.85

49.94

60.01

53.02

54.51

62.78

86.50

100.00

118.36

130.32

147.26

117.50

153.22

178.32

Singapore

Imports

66.20

52.35

55.52

67.26

57.99

58.21

63.95

81.91

100.00

119.33

131.55

159.85

122.86

155.36

182.84

Exports

76.48

75.70

77.22

86.78

80.91

76.92

80.43

90.87

100.00

113.86

127.42

142.88

117.20

141.88

164.28

United States

Imports

51.81

54.43

61.06

72.58

67.96

69.17

75.10

87.91

100.00

110.55

116.45

125.04

92.52

113.49

130.59

Exports

28.19

28.85

35.57

44.53

46.32

51.49

62.11

81.64

100.00

122.76

149.69

193.22

176.00

222.66

298.70

Vietnam

Imports

31.62

31.36

31.62

122.45

170.51

219.56

190.28

227.90

283.02

43.97

100.00

53.71

86.96

42.54 68.70 Phụ lục 3: Bảng chỉ số giá Xuất Nhập Khẩu

79

Country Concept

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

124.205 125.720 120.571 116.479 114.413 110.520 103.881 100.150

100

99.465 102.586 103.901 103.510 103.792 107.865

China, P.R.: Hong Kong

88.494

86.963

76.625

76.337

76.079

76.394

77.133

95.559

100 104.075 111.382 119.626 118.624 126.343 135.692

China, P.R.: Mainland

110.221 110.161 108.758 107.401 106.114 104.469 102.678 101.289

100

98.891

97.996

96.783

96.297

94.192

92.404

Japan

79.341

86.895

85.989

86.843

90.195

93.109

96.425

99.350

100

99.857 101.934 104.901 108.497 112.419 114.145

Korea, Republic of

69.945

75.889

75.924

82.647

81.339

83.884

86.652

91.859

100 103.981 109.057 120.386 113.173 117.834 124.335

Malaysia

99.336

97.582

94.964

98.390

96.137

95.292

93.855

97.969

100 102.047 108.431 107.203 110.056 110.290 110.910

Singapore

84.896

85.817

87.043

89.021

91.059

92.459

94.307

96.892

100 103.074 105.810 107.876 108.707 110.023 112.183

United States

63.512

69.125

73.090

75.580

77.053

80.101

85.443

92.431

100 107.266 116.104 141.805 150.354 168.186 203.267

Vietnam

Gross Domestic Product, Deflator Gross Domestic Product, Deflator Gross Domestic Product, Deflator Gross Domestic Product, Deflator Gross Domestic Product, Deflator Gross Domestic Product, Deflator Gross Domestic Product, Deflator Gross Domestic Product, Deflator

Phụ lục 4: Bảng GDP giảm phát

80

Vietnam

Country

GDP, PPP (current international $)

GDP per capita, PPP (current international $)

88,430,143,301.16 94,841,580,776.70 100,825,966,963.73 109,999,015,557.66 120,249,059,437.22 130,853,872,890.19 143,418,832,104.36 158,936,807,340.90 178,074,797,838.71 198,945,717,428.96 222,024,640,845.10 241,255,506,224.09 256,332,228,190.61 277,381,935,803.86 300,172,745,524.09

1,190.0664 1,256.9074 1,316.3226 1,416.9489 1,529.4776 1,645.1598 1,782.3000 1,951.6367 2,161.2724 2,387.9313 2,636.2116 2,834.2221 2,979.7411 3,190.7737 3,417.2671

Concept 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011

Phụ lục 5: Bảng GDP (PPP) và GDP (PPP) bình quân đầu người

81

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

4,641,567,000 3,826,905,000 4,725,148,000 6,812,856,000 7,096,814,000

8,525,900,000 11,069,600,000 14,563,800,000

Giá trị xuất khẩu

430,690,000 474,097,000 1,675,430,000 417,018,000 141,647,000 1,215,916,000 286,769,000

318,088,000 440,139,000 1,514,489,000 229,144,000 115,216,000 740,880,000 468,949,000

235,749,000 746,388,000 1,786,238,000 319,857,000 256,489,000 876,362,000 504,065,000

317,238,000 1,417,400,000 2,509,801,000 406,082,000 337,224,000 1,043,734,000 1,065,335,000

340,200,000 1,518,300,000 2,437,000,000 468,700,000 347,800,000 961,100,000 2,452,800,000

368,700,000 1,883,100,000 2,908,600,000 492,100,000 453,800,000 1,024,700,000 3,938,600,000

380,100,000 2,899,100,000 3,542,100,000 608,100,000 624,300,000 1,485,300,000 5,024,800,000

China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States

315,896,000 1,536,391,000 2,575,201,000 352,637,000 413,861,000 885,916,000 732,954,000

Giá trị nhập khẩu

6,683,298,000 6,514,208,000 6,788,516,000 9,500,852,000 9,567,200,000 11,423,000,000 14,681,100,000 18,549,000,000

598,880,000 404,371,000 1,509,284,000 1,564,486,000 226,790,000 2,127,957,000 251,530,000

557,344,000 514,991,000 1,481,663,000 1,420,860,000 248,957,000 1,963,966,000 326,427,000

504,734,000 673,059,000 1,618,293,000 1,485,834,000 304,997,000 1,878,496,000 323,103,000

537,600,000 1,606,200,000 2,183,100,000 1,886,800,000 464,400,000 2,478,300,000 410,800,000

804,800,000 2,158,800,000 2,504,700,000 2,279,600,000 683,300,000 2,533,500,000 458,300,000

990,900,000 3,138,600,000 2,982,100,000 2,625,400,000 925,000,000 2,875,800,000 1,143,300,000

1,074,300,000 4,595,100,000 3,552,600,000 3,359,400,000 1,215,300,000 3,618,400,000 1,133,900,000

China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States

598,068,000 1,401,137,000 2,300,947,000 1,753,552,000 388,935,000 2,694,251,000 363,962,000

Wij

9.091% 7.757% 28.121% 17.497% 3.253% 29.527% 4.753%

8.466% 9.236% 28.973% 15.956% 3.522% 26.156% 7.691%

6.431% 12.328% 29.569% 15.683% 4.877% 23.927% 7.184%

5.130% 18.144% 28.162% 13.759% 4.811% 21.136% 8.858%

5.740% 18.433% 24.772% 13.777% 5.169% 17.518% 14.593%

5.280% 19.501% 22.876% 12.106% 5.354% 15.147% 19.735%

4.392% 22.632% 21.426% 11.982% 5.556% 15.413% 18.599%

China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States

5.602% 18.007% 29.890% 12.911% 4.921% 21.946% 6.724%

Phụ lục 6a: Bảng tính REER

82

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

GDP giảm phát

China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States Việt Nam

124.205 88.494 110.221 79.341 69.945 99.336 84.896 63.512

125.720 86.963 110.161 86.895 75.889 97.582 85.817 69.125

120.571 76.625 108.758 85.989 75.924 94.964 87.043 73.090

116.479 76.337 107.401 86.843 82.647 98.390 89.021 75.580

114.413 76.079 106.114 90.195 81.339 96.137 91.059 77.053

110.520 76.394 104.469 93.109 83.884 95.292 92.459 80.101

103.881 77.133 102.678 96.425 86.652 93.855 94.307 85.443

100.150 95.559 101.289 99.350 91.859 97.969 96.892 92.431

Tỷ giá China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore Việt Nam

0.1290989 0.1207759 0.0076953 0.0005900 0.2569439 0.5968368 0.0000814

0.1290989 0.1207919 0.0086505 0.0008306 0.2631579 0.6022282 0.0000720

0.1286836 0.1207802 0.0097847 0.0008787 0.2631579 0.6002401 0.0000713

0.1282709 0.1208109 0.0087032 0.0007908 0.2631579 0.5775339 0.0000689

0.1282545 0.1208196 0.0075873 0.0007613 0.2631579 0.5402485 0.0000663

0.1282380 0.1208123 0.0083403 0.0008430 0.2631579 0.5758710 0.0000649

0.1288162 0.1208211 0.0093371 0.0008385 0.2631579 0.5879586 0.0000639

0.1286422 0.1208240 0.0096043 0.0009661 0.2631579 0.6120700 0.0000634

REER

0.6093332

0.6123936

0.6017038

0.5843354

0.586138

0.5859329

0.5650789

0.5650223

Phụ lục 6b: Bảng tính REER

83

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

17,454,400,000 20,689,600,000 25,455,900,000 32,619,600,000 29,413,100,000 38,045,425,989 50,873,170,000

Giá trị xuất khẩu

353,100,000 3,228,100,000 4,340,300,000 663,600,000 1,028,300,000 1,917,000,000 5,924,000,000

453,000,000 3,242,800,000 5,240,100,000 842,900,000 1,254,000,000 1,811,700,000 7,845,100,000

582,500,000 3,646,100,000 6,090,000,000 1,243,400,000 1,555,000,000 2,234,400,000 10,104,500,000

877,200,000 4,850,100,000 8,467,800,000 1,793,500,000 2,030,400,000 2,713,800,000 11,886,800,000

1,034,100,000 4,909,000,000 6,291,800,000 2,064,500,000 1,681,600,000 2,076,300,000 11,355,800,000

1,464,177,792 7,308,800,253 7,727,659,550 3,092,225,431 2,093,117,890 2,121,313,573 14,238,131,500

2,205,720,000 11,125,030,000 10,781,150,000 4,715,450,000 2,832,410,000 2,285,650,000 16,927,760,000

China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States

Giá trị nhập khẩu

21,404,600,000 26,185,500,000 37,794,100,000 48,723,100,000 41,473,600,000 50,938,083,466 63,979,250,000

1,235,000,000 5,899,700,000 4,074,100,000 3,594,100,000 1,256,500,000 4,482,300,000 862,900,000

1,440,800,000 7,391,300,000 4,702,100,000 3,908,400,000 1,482,000,000 6,273,900,000 987,000,000

1,950,700,000 12,710,000,000 6,188,900,000 5,340,400,000 2,289,900,000 7,613,700,000 1,700,500,000

2,633,300,000 15,973,600,000 8,240,300,000 7,255,200,000 2,596,100,000 9,378,000,000 2,646,600,000

825,600,000 16,441,000,000 7,468,100,000 6,976,400,000 2,504,700,000 4,248,400,000 3,009,400,000

860,381,951 20,018,827,001 9,016,084,835 9,761,342,444 3,413,391,716 4,101,144,202 3,766,911,317

969,750,000 24,593,720,000 10,400,330,000 13,175,930,000 3,919,720,000 6,390,580,000 4,529,220,000

China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States

Wij

4.087% 23.490% 21.654% 10.957% 5.880% 16.468% 17.465%

4.040% 22.686% 21.210% 10.136% 5.837% 17.249% 18.842%

4.316% 25.600% 20.540% 11.124% 5.688% 14.865% 17.867%

2.623% 30.118% 19.411% 12.754% 5.906% 8.922% 20.265%

2.612% 30.711% 18.817% 14.445% 6.188% 6.993% 20.234%

2.765% 31.100% 18.442% 15.578% 5.8790% 7.554% 18.682%

China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States

4.005% 25.859% 19.413% 10.409% 6.079% 15.570% 18.664% Phụ lục 6c: Bảng tính REER

84

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

GDP giảm phát

China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States Việt Nam

100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00

99.465 104.075 98.891 99.857 103.981 102.047 103.074 107.266

102.586 111.382 97.996 101.934 109.057 108.431 105.810 116.104

103.901 119.626 96.783 104.901 120.386 107.203 107.876 141.805

103.510 118.624 96.297 108.497 113.173 110.056 108.707 150.354

103.792 126.343 94.192 112.419 117.834 110.290 110.023 168.186

107.865 135.692 92.404 114.145 124.335 110.910 112.183 203.267

Tỷ giá

China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore Việt Nam

0.1289906 0.1239127 0.0084767 0.0009885 0.2645503 0.6008893 0.0000628

0.1286256 0.1280623 0.0084069 0.0010755 0.2831658 0.6520605 0.0000623

0.1281805 0.1369000 0.0087719 0.0010683 0.3024346 0.6938662 0.0000621

0.1290239 0.1463143 0.0110193 0.0007940 0.2886836 0.6948305 0.0000589

0.1289408 0.1464515 0.0108625 0.0008587 0.2920134 0.7125552 0.0000557

0.1286256 0.1509913 0.0122775 0.0008812 0.3243068 0.7766990 0.0000528

0.1287747 0.1587075 0.0128667 0.0008682 0.3147624 0.7688168 0.0000480

REER

0.5670488

0.5635834

0.5639724

0.57041

0.5520427

0.550279

0.5511711

Phụ lục 6d: Bảng tính REER

85

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

64.997 23.990 70.766 47.876 55.892 54.424 76.484 28.186

60.138 24.111 65.215 46.521 52.002 47.854 75.702 28.855

60.098 25.583 70.496 50.518 60.070 49.937 77.218 35.571

69.766 32.706 80.573 60.569 69.730 60.007 86.775 44.532

65.631 34.923 67.788 52.884 62.473 53.016 80.914 46.320

69.155 42.732 70.054 57.128 66.207 54.508 76.919 51.495

77.336 57.514 79.316 68.145 70.540 62.783 80.433 62.109

89.605 77.869 95.093 89.250 89.263 86.496 90.870 81.638

69.646 21.537 65.786 54.054 69.075 66.203 51.815 31.615 9.091% 7.757% 28.121% 17.497% 3.253% 29.527% 4.753% 2.697443

61.602 21.252 54.470 34.865 50.933 52.347 54.428 31.357 8.466% 9.236% 28.973% 15.956% 3.522% 26.156% 7.691% 2.684408

59.933 25.112 60.447 44.758 57.153 55.517 61.060 31.620 6.431% 12.328% 29.569% 15.683% 4.877% 23.927% 7.184% 2.705815

71.046 34.084 73.701 59.979 71.639 67.257 72.579 42.540 5.602% 18.007% 29.890% 12.911% 4.921% 21.946% 6.724% 2.701509

67.130 36.890 67.794 52.719 64.562 57.986 67.962 43.968 5.130% 18.144% 28.162% 13.759% 4.811% 21.136% 8.858% 2.70171

69.323 44.709 65.483 56.836 69.809 58.210 69.175 53.715 5.740% 18.433% 24.772% 13.777% 5.169% 17.518% 14.593% 2.688027

77.419 62.520 74.365 66.835 71.626 63.954 75.101 68.703 5.280% 19.501% 22.876% 12.106% 5.354% 15.147% 19.735% 2.677998

90.499 85.008 88.273 83.890 92.036 81.908 87.914 86.964 4.392% 22.632% 21.426% 11.982% 5.556% 15.413% 18.599% 2.679382

Chỉ số giá xuất khẩu China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States Việt Nam Chỉ số giá nhập khẩu China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States Việt Nam Wij China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States ET

Phụ lục 7a: Bảng tính ET

86

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

100 100 100 100 100 100 100 100

119.068 159.825 120.064 130.613 124.914 130.317 127.424 149.686

125.347 187.499 131.468 148.373 141.559 147.258 142.877 193.222

109.497 127.223 108.721 114.431 113.985 118.358 113.860 122.761

110.083 157.724 97.623 127.815 111.624 117.498 117.197 175.995

134.840 207.135 129.404 163.976 140.990 153.220 141.884 222.664

148.177 249.252 138.279 195.208 161.913 178.317 164.279 298.704

100 100 100 100 100 100 100 100

122.740 144.839 120.353 133.373 127.760 131.546 116.446 170.513

129.704 171.404 148.104 162.684 136.656 159.852 125.038 219.563

111.734 119.932 112.556 115.620 114.574 119.326 110.548 122.452

115.951 152.100 106.913 120.753 108.169 122.863 92.521 190.280

144.595 211.479 134.470 158.923 143.888 155.359 113.494 227.903

161.462 263.986 165.862 196.001 163.860 182.842 130.594 283.020

4.087% 23.490% 21.654% 10.957% 5.880% 16.468% 17.465% 2.688773

4.040% 22.686% 21.210% 10.136% 5.837% 17.249% 18.842% 2.68904

4.316% 25.600% 20.540% 11.124% 5.688% 14.865% 17.867% 2.661977

2.623% 30.118% 19.411% 12.754% 5.906% 8.922% 20.265% 2.663844

2.612% 30.711% 18.817% 14.445% 6.188% 6.993% 20.234% 2.67793

2.765% 31.100% 18.442% 15.578% 5.8790% 7.554% 18.682% 2.693067

Chỉ số giá xuất khẩu China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States Việt Nam Chỉ số giá nhập khẩu China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States Việt Nam Wij China, P.R.: Hong Kong China, P.R.: Mainland Japan Korea, Republic of Malaysia Singapore United States ET

4.005% 25.859% 19.413% 10.409% 6.079% 15.570% 18.664% 2.660889 Phụ lục 7b: Bảng tính ET

87

Vietnam

Country

Population ages 65 and above

Labor force, total

RDEPO

Concept

4,458,414 4,527,378 4,595,802 4,657,854 4,717,260 5,567,709 5,632,788 5,700,639 5,767,545 5,831,910 5,895,477 5,958,561 6,021,750 6,085,275 6,148,800

38,521,382 39,568,515 40,650,263 41,589,708 42,620,713 43,567,448 44,581,976 45,564,496 45,537,055 47,486,865 48,418,789 49,375,128 50,268,444 51,213,394 52,068,206

11.5739 11.4419 11.3057 11.1995 11.0680 12.7795 12.6347 12.5111 12.6656 12.2811 12.1760 12.0679 11.9792 11.8822 11.8091

1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011

Phụ lục 8: Bảng tính tỷ lệ phụ thuộc người già

88

Vietnam

Country

Population ages 0-14

Labor force, total

RDEPY

25,264,346 24,900,579 24,510,944 24,841,888 24,372,510 23,861,610 23,335,836 22,802,556 22,246,245 21,661,380 21,055,275 21,280,575 20,646,000 19,994,475 20,203,200

38,521,382 39,568,515 40,650,263 41,589,708 42,620,713 43,567,448 44,581,976 45,564,496 45,537,055 47,486,865 48,418,789 49,375,128 50,268,444 51,213,394 52,068,206

65.5853 62.9303 60.2971 59.7309 57.1847 54.7694 52.3437 50.0446 48.8531 45.6155 43.4858 43.0998 41.0715 39.0415 38.8014

Concept 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011

Phụ lục 9: Bảng tính tỷ lệ phụ thuộc người trẻ

89

Năm REER

LIQC TAX( τ )

GI

ER'

RDEPO RDEPY

RY

RYGR

ET

11.57

65.59 1190.066 2.3260092 2.697443

1997 0.6093332 19.84885 17.70725 108370.4 2.649962

11.44

62.93 1256.908 1.9810408 2.684408

1998 0.6123936 20.12386 16.51394 117133.6 3.367575

11.31

60.30 1316.323 1.8421160 2.705815

1999 0.6017038 28.18658 16.70968 131171.4 3.916235

11.20

59.73 1416.949 2.2080439 2.701509

2000 0.5843354 35.25908 18.00017 151183.6 2.210799

11.07

57.18 1529.478 2.2319807 2.701710

2001 0.5861380 39.29039 19.05027 170496.4 2.624361

12.78

54.77 1645.160 2.1769131 2.688027

2002 0.5859329 43.13803 19.81365 200145.6 2.437338

12.63

52.34 1782.300 2.2620009 2.677998

2003 0.5650789 48.37233 20.85719 239246.6 2.078408

12.51

50.04 1951.637 2.3814000 2.679382

2004 0.5650223 58.72245 21.74996 290927.6 0.896948

12.67

48.85 2161.273 2.4883389 2.688773

2005 0.5670488 65.85558 22.84584 343135.3 1.705594

12.28

45.62 2387.931 2.4613233 2.689040

2006 0.5635834 71.21610 24.25743 404711.5 2.087144

12.18

43.49 2636.211 2.4510579 2.660889

2007 0.5639724 93.35616 23.48432 532091.3 1.236951

12.07

43.10 2834.223 2.1588984 2.661977

2008 0.5704100 90.18375 24.44508 616731.8 2.216293

11.98

41.07 2979.741 1.8324656 2.663844

2009 0.5520427 112.7151 22.50382 708829.1 2.334270

11.88

39.04 3190.774 2.1055825 2.677930

2010 0.5502790 124.9693 24.29496 830281.8 0.752097

11.81

38.80 3417.268 2.1061322 2.693067

2011 0.5511711 111.6324 23.12224 877902.1 1.217672

Phụ lục 10: Bảng tổng hợp dữ liệu chưa lấy logarit tự nhiên.