Tiểu luận: Chính sách tỷ giá hối đoái của Trung Quốc và thương mại khu vực Đông Nam Á

Chia sẻ: Gnfvgh Gnfvgh | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:25

Thêm vào BST

Báo xấu

88
lượt xem 10
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tiểu luận: Chính sách tỷ giá hối đoái của Trung Quốc và thương mại khu vực Đông Nam Á nhằm chỉ ra rằng theo thực nghiệm cho thấy cán cân thương mại của Trun g Quốc rất nhạy cảm với sự biến động tỷ giá hoái đối thực của đồng Nhân dân tệ.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Tiểu luận: Chính sách tỷ giá hối đoái của Trung Quốc và thương mại khu vực Đông Nam Á

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ------ BÀI NGHIÊN CỨU CHÍNH SÁCH TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI CỦ A TRUNG QUỐC VÀ THƯƠNG MẠI KHU VỰC ĐÔNG N AM Á GV HD : TS. Nguy ễn Khắc Quố c Bảo Lớp : Cao học Ngân hàng Đ êm 2 - Khóa 22 Nhóm thực hiện : Nhóm 17 TP.HCM, năm 2013
CHÍNH SÁCH TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI CỦA TRUNG Q UỐC VÀ THƯƠNG MẠI KHU VỰC ĐÔNG NAM Á Tóm tắt Bài báo này chỉ ra rằn g theo thực nghiệm cho thấy cán cân thương mại của T run g Quốc rất nhạy cảm với sự biến độn g tỷ giá hoá i đối thực của đồng Nh ân dân tệ . Tuy nhiên, với chính sách tỷ giá hoái đố i thì một m ình nó khôn g thể giải quy ết sự mất cân bằng này thặng dư thương mại hiện tại. Việc cắt giảm thặng dư thươn g m ại thì có giới hạn bởi vì nhập khẩu của Trung Quốc khôn g phản ứng như mong đợi với chính sách nân g giá đồng Nhân dân tệ. Trong thực tế, chún g có xu hướn g giảm nhiều hơn là tăng lên. Bằn g cách ước lượng cán cân t hươn g m ại của Trung Quốc với các đố i tác thươn g mại lớn, chún g tôi thấy rằng ph ản ứn g của nhập kh ẩu đối v ới chính sách hối đoái được định giá cao ch ỉ xảy ra đối với các nước Đôn g Nam Á ch ứ khôn g ph ải là các đố i tác thươn g m ại khác. Việc này có thể là là m ột tác động trực tiếp của việc hộ i nhập theo chiều dọc của Châ u Á bởi vì phần lớn hàng nhập khẩu của Trung Quố c từ các nước Đông Nam Á là hướn g đến tái xuất. Ch úng ta cũng nhận thấy rằng tổng lượn g xuất khẩu từ các nước Đôn g Nam Á cũng bị tác độn g x ấu do chính sách nâng giá đồn g Nhân dân t ệ, nhữn g nước mà việc xuất khẩu hàn g hóa ph ụ thuộc vào Trung Quốc. 1. Giới thiệu: a. Tổng q uan nội dung c hính của paper và các vấn đề nghiên cứ u: Giao lưu thươn g m ại với các nước trên thế giới của Trun g Quố c đã tăng trưởn g hết sức nhanh chóng trong thời gian vừa qua. Sự thật, Trung Quốc đã trở thành m ột trong nhữn g quốc .(1) gia x uất khẩu lớn nh ất trên thế giới cùn g với Đức, và Hoa Kỳ Cán cân thương mại của T run g Quốc đã tăng nhiều trong nhữn g năm gần đây. Theo số liệu thống kê của Hải quan Trung Quốc, t hặng dư thươn g mại đã tăn g v ượt mức 32 tỷ USD (khoảng 1,7% GDP) trong năm 2004 ( Biểu đồ 1). Trong giai đoạn 2005-2007 thươn g m ại đã tăng vọt, nó đã ch ạm tới gần 180 tỷ USD trong năm 2006 (gần 7% GDP của T rung Quốc) và có lẽ tăn g cao hơn trong năm 2007. Thật tế, con số thặng dư tài khoản vãng lai đã v ượt mức 10% GDP của .(2) năm 2007 Một mặt, các nhà ho ạch định chính sách T run g Quốc, họ đã duy trì một tỷ giá thấp hơn thực tế, vì thế đạt được lợi nhuận từ nh u cầu trên thế giới và thành công khi mà đạt được tốc độ m ức tăng trưởng cao. Mặt khác, có nh ững giả định rằn g tỷ giá hố i đoái là một công cụ h iệu quả trong việc giảm thặng dư thươn g mại, bởi vì T run g Quốc là m ột nền kinh tế đang ch uy ển đổi khi mà giá cả v ẫn giữ v ai trò nhất định trong quyết định cun g cầu thị trườn g. Biểu đồ 1: Cán cân thương mại của Trung Q uốc và chỉ số hàng tháng tỷ giá hối đoái thực đa phương
REER, 2000 =100 cột bên trái Cán cân thươn g m ại, t ỷ USD, cột bên ph ải Nguồn: Thống kê của cơ quan Hải Quan Trung Quốc, d ữ liệu công ty CEI C, công ty tài ch ính quốc tế (IFC) (1) Dựa theo thống kê thương mại trực tiếp (tháng 3 năm 2007). Giao lưu thương mại của Trung Quốc trong tổng nhập khẩu đ ã cao hơn giao lưu thương mại của Đức, Hoa Kỳ . Tuy nhiên, theo số liệu thống kê của các nước n ày, giá trị xuất khẩu từ Đức, Hoa Kỳ v ẫn cao hơn gi á trị xuất khẩu của Trung Quốc. (2 ) Thống k ê cán cân thanh toán của Trung Quốc đã đ ưa ra th ặng dư thương mại lớn h ơn m chút so với ột thống kê của Hải quan Trung Quốc. Theo cán cân thanh toán, thặng dư thương mại Trung Quốc nă m 2006 khoảng 218 tỷ USD ho ặc hơn 8 % G DP.
Với những tranh luận đầu tiên, Trun g Quốc đan g đối m ặt với sức ép m ạnh m ẽ từ các quốc gia côn g nghiệp phát triển phải nâng giá cao đồn g Nhân dân tệ. Thật ra, tỷ giá hối đoái thực đa phương đã trải qua một giai đoạn đánh giá chính xác từ năm 1994 tới tận c uối năm 1997 nhưng khuynh hướng này giảm từ sau năm 1997, cho đến khi chuyển san g ch ế độ tỷ giá hố i đoái thả nổi được công bố vào thán g 7 năm 2005. Sau đó, đồng Nh ân dân tệ đã được định giá lại h iệu quả thực tiễn hơn. Thặng dư thươn g mại của Trung Quốc càn g lớn làm phát sinh nhữn g vấn đề quan trọng không ch ỉ của Trun g Quốc m à còn tới ph ần còn lại của thế giới. Mặc dù, về tổng quan thì có lợi,nhưn g nhữn g n ghiên cứu trước đây thì chưa thể kết luận được điều này. Việc thiếu những dữ liệu thích hợp và trong một khoản g thời gian dài đã khôn g khuyến khích nghiên cứu v ề m ối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái đồn g Nhân dân tệ và thươn g m ại của Trung Quố c. Kể từ mùa hè n ăm 2003, khi có nh ững tranh cãi về vi ệc định giá thấp đồng Nhân dân tệ được nổ ra đầu tiên, n gh iên cứu về chính sách tỷ giá hối đoái của Trung Quố c m ới bắt đầu được triển khai nh ưn g phần lớn thì tập trung vào ước lượn g m ức cân bằn g tỷ giá hối đoái trong dài hạn của Trun g Quốc ho ặc thăm dò về những đườn g lố i điều hành ph ù hợp nhất của nền kinh tế Tr un g Quốc. Trong khi cả hai câu hỏi có liên quan thì đã rõ ràn g, vấn đề khẩn cấp nhất- khi đưa ra quy mô mất cân bằng trong nền kinh tế toàn cầu – thì liệu Trung Quốc có nên n âng giá nộ i tệ thích hợp như là m ột công cụ để làm giảm thặng dư thương mại khổng lồ của nó. b. Sự cần thiết của nghiên cứ u: Trong bài n ghiên cứu của ch úng tôi, việc ph ân tích dựa trên câu hỏi dùn g cách ph ân tích đồn g liên k ết và dữ liệu cho giai đoạn 1994-2005. Dựa vào nh ữn g kết quả này, n ân g giá thực đồn g Nhân dân tệ làm giảm thặng dư thương mại của Trung Quốc trong một thời gian dài nhưng mức ảnh hưởng ch ỉ ở giới hạn. Nh ữn g tác động có liên quan t hì nhỏ - so sánh với quy m ô m ức mất cân bằn g - là m ột cách giải thích chủ yếu bằn g sự co giãn r iêng biệt về giá, ch úng tôi đã tìm trong nhập khẩu: cụ thể là nhập khẩu của Trung Quố c ảnh hưởn g tiêu cực bởi sự tăn g giá thực của đồn g Nhân dân tệ. Bằn g cách ước lượng cán cân nhập khẩu song phương, ch úng tôi tìm ra rằng nhập khẩu của Trung Quốc từ các nư ớc châu Á có khuynh hướng giảm . Kết quả trái ngược với mong đợi được giải thích tốt bởi nền thươn g m ại châu Á, cụ thể là xu hướn g liên kết dọc. Thật sự, nhập khẩu của Trung Quốc từ các quốc gia Đôn g Nam Á thì hầu như đan g h ướn g đến tái xuất khẩu. Thêm vào đó, chúng tôi đưa ra bằn g ch ứn g rằn g các quốc gia Châ u Á không dườn g như không thể được bù đắp lượng giảm x uất khẩu của họ tới Trung Quố c bằng cách tăng xuất khẩu từ các quốc gia khác. Vì thế tổng x uất khẩu các nư ớc này bị ảnh h ưởn g xấu do sự định giá đồn g Nh ân dân tệ. Phần khác, xuất khẩu từ các quố c gia Đông Nam Á dườn g như được bổ sun g hơn là sự thay thế các mặt hàng của T run g Quốc.
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây: Nhữn g n ghiên cứu trước đây về tác động của sự tăng giá thực của đồn g Nhân dân tệ tới nền thương mại của Trung Quốc có lẽ được chi a làm 2 nhóm tùy thuộc v ào chính sách tác độn g. T hứ nhất (ý kiến ch ủ đạo) chỉ ra nhữn g bằng chứng r ằn g chính sách t ỷ giá hối đo ái thực của đồng Nhân dân tệ làm giảm cán cân t hươn g m ại, thông qua x uất khẩu hoặc nhập khẩu hoặc cả h ai. Quan điểm t hứ 2 không có bằn g chứn g thực n ghiệm rằn g có sự tác độn g, ảnh hưởn g tới cán cân thương mại hoặc đôi kh i chỉ là một số yếu tố tích cực. Bảng 1 sẽ trình bày về nhữn g tồn tại trong nghi ên cứu cũn g như ph ươn g pháp ngh iên cứu đã được sử dụng. Trong phạm vi quan điểm đầu tiên, Cerra và Dayal- Gulati (1999) ước tính đô co giãn của xuất khẩu và nhập khẩu theo giá của Trung Quố c trong giai đo ạn 1983-1997 với mô hình hiệu chỉnh sai số và nhận thấy mức ảnh hưởn g tiêu cực lên xuất khẩu (-0,3) và ảnh hưởn g tích cực lên nhập kh ẩu (0,7). Ngo ài r a, ch úng còn cho thấy r ằng cả h ai chỉ số này co giãn tăn g theo quá thời gian. Dees (2001) cải thiện thêm những phân tích trước đây bằn g cách chia xuất khẩu và nhập khẩu của Trung Quốc làm 2 nhóm, ngành gia côn g ( nhập khẩu linh ki ện để lắp ráp) và ngành thông thườn g . Ông ấy cũn g đã tìm ra, trong dài hạn việc nâng cao tỷ giá làm giảm xuất khẩu. Ôn g ấy cũng đưa ra bản báo c áo rằng hoạt độn g x uất khẩu truy ền thống thì nhạy cảm về giá hơn là phương pháp x uất khẩu và nhập khẩu gia công trong trườn g hợp định giá cao đồng Nhân dân tệ. Bénassy- Quéré và Lahrè che- Révil (2003) dựa trên ảnh hưởng của việc đồng Nhân dân tệ mất giá 10% và ghi nhận sự tăn g trưởn g trong xuất khẩu Trung Quốc tới các quốc gia OECD v à giảm nhập khẩu hàn g hóa của Trung Quốc từ các nền k inh tế mới nổi ở châu Á trong trườn g hợp nếu tỷ giá hố i đoái c ác n ước này duy trì cố định. Kam ada và Takagawa (2005) cũn g dựa trên một vài mô hình để đo lường tác độn g của cải cách tỷ giá hố i đoái. Hai ông cũn g chỉ ra rằng việc tăn g giá 10% sẽ thúc đẩy nhập kh ẩu của Trung Quố c một chút trong khi những tác độn g tới x uất khẩu thì l ại không đán g k ể. Bốn lý thuyết chỉ ra rằn g v ới chính sách n âng giá đồn g Nhân dân tệ sẽ ảnh hưởn g tiêu c ực lên xuất khẩu và ảnh hưởn g tích cực lên nhập khẩu . T ất cả các nghiên c ứu này sử dụng dữ liệu trước khi mà Trung Quốc trở thành thành viên c ủa WT O. Trong m ột vài nghi ên cứu gần đây việc sử dụn g các dữ liệu thực tế trước khi gia nh ập WT O- chỉ tập trung n ghiên c ứu vào x uất khẩu của Trun g Quố c. Yue và Hua (2002) và Ecka us (2004) cả hai ôn g đã xác nhận rằn g các kết quả trước đó gh i nhận sự nân g giá của đồn g Nhân dân tệ làm giảm x uất khẩu của Trung Quốc. Giống như Cerra và Dayal- Gulati, nhưn g v ới sử dụn g c ác dữ liệu cập nhật hơn, Yua và Hua cho thấy rằn g x uất khẩu Trun g Quốc thì trở nên nhạy cảm hơn về giá. Voon,Guan gzhong và Ran (2006) sử dụn g dữ liệu hình ngành cho giai đoạn 1978-1998 và kết hợp các mức độ định giá định giá quá cao của đồn g Nhân dân tệ khi dự đoán cán cân xuất khẩu của T run g Quốc, họ cũn g tìm ra những liên kết tiêu cực giữa sự đánh giá cao đồng Nhân dân tệ và xuất khẩu của Trung Quốc.
Bài n ghiên cứu này sử dụn g nhiều dữ liệu gần đây để củn g cố những kết quả trước đây về tác dụn g ngược ch iều lên x uất khẩu của tỷ giá hối đo ái linh hoạt nhưn g không chỉ ra kết quả là sự n âng giá đồn g Nhân dân tệ sẽ làm tăng nhập khẩu tới Trung Quốc.La u, Mo, và Li (2004) ước lượn g x uất nhập khẩu của Trung Quốc từ G3 sử dụng dữ liệu hàn g quý. Trong dài hạn , việc nâng giá tỷ giá hối đo ái thực có tác độn g đối với giảm x uất khẩu. Thay vào đó, khôn g ph ải nhập khẩu thông thườn g m à c ũng không phải nh ập khẩu để gia côn g dườn g như chịu tác động bởi tỷ giá hối đoái t hực đa phương. Trong m ọi trường hợp , kết quả này khó giải thích bởi không có sự rõ ràn g trong tác động làm thế nào giảm xuất khẩu và nhập khẩu và con số quan sát được khá thấp. Thorbecke (2006) sử dụng mô hình trong số cho n gh iên cứu tác độn g của sự thay đổi tỷ giá hố i đoái trong m ô hình kinh do anh ba bên ở ch âu Á. Cuố i cùn g , ôn g ấy phân ch ia x uất khẩu ra làm trung gian giữa vốn và hàng hóa cuối cùng . Kết quả ôn g ấy ch ỉ ra rằn g sự nâng giá 10% đồn g Nhân dân tệ làm giảm xuất khẩu cuối cùn g của Trun g Quốc gần 13%. Tuy nh iên, sự nân g giá này khôn g quan trọng ảnh hưởng đán g kể nhập khẩu Trung Quốc từ Hoa Kỳ. Cuố i cùng, S u và Yip (2006) ước tính h ảnh hưởng của biến độn g tỷ giá hối đo ái đến nền kinh tế Tr ung Quốc cũng nh ư tổng thể và thấy rằng một sự nân g giá có thể làm giảm xuất khẩu bởi vì ảnh hưởn g tác độn g thau thế, do sự co giãn vừa ph ải trong tổn g cầu. Trong khi những n ghiên cứu trước đó đã đi đến m ột kết luận rằng sự nâng giá của đồng Nhân dân tệ đưa t ới sự giảm sự thặn g dư thươn g m ại của Trung Quố c. Chủ yếu qua tác động tiêu cực của nó đố i với hàn g x uất khẩu T run g Quốc, một số bài nghiên cứu khác cun g c ấp m ột cái nhìn hơi khá c nhau về cách ch ính sách tỷ giá hối đoá i có t ác động tới thặng dư thươn g m ại Trung Quố c. Ví dụ, Jin (2003) đánh giá m ối quan hệ giữa lãi suất thực, tỷ giá hối đoái thực, cán cân thanh toán Trun g Quố c và kết luận rằn g sự nâng giá thực của đồng Nhân dân tệ có xu h ướng tăng trong thặn g dư cán cân thanh toán của Trun g Quốc. Cerra và Saxena (2003) sử dụn g dữ liệu ngành để n ghiên cứu hành vi của nh à xuất khẩu Trung Quố c và t ìm ra rằn g giá x uất khẩu cao hơn đã làm tăng nguồn cun g cho x uất khẩu, đặc biệt trong thời gian gần đây. Tác độn g từ tỷ giá hối đoái danh n ghĩa lên x uất khẩu thì không phải m ạnh mẽ. T rong mọi trườn g hợp, nhữn g k ết quả n gh ien cứu này kết quả cũng nh ư ngh iên cứu khác với dữ liệu ngành- nên được thực h iện một cách cẩn thận vì chỉ một nửa kim ngạch xuất khẩu Trung Quốc đã ghi nhận trong dữ liệu ngành v à chất lượn g được báo cáo không được điều chỉnh trọng giá những mặ hàn g này. Một trong nhữn g nỗ lực gần đây ước lượn g cán cân x uất khẩu và nhập khẩu Tr un g Quốc thì có Marquez và Schinder (2006). Họ dùng thị phần của tổng thương mại của thế giới thay vì khối lươn g x uất khẩu và nhập khẩu để tránh sử dụn g cho giá x uất khẩu và nh ập khẩu ủy thác của Trung Quốc. Kết quả đạt được, sự nân g giá thực của đồn g Nhân dân tệ khôn g ch ỉ ảnh hưởn g tiêu cực đến thị phần x uất khẩu của T run g Quốc mà còn ảnh hưởn g tới thị phần nhập kh ẩu, ít nh ất là cho thươn g m ại bình thườn g. Trong kh i đó, tác độn g ước tính trên thị phần xuất nhập khẩu
không thể suy luận có thể được trong thương mại qua tài khoản. Thêm vào đó, do khôn g sử dụng lý thuyết đồn g liên k ết cho nên chỉ có độ co giãn n gắn hạn có thể ước tính. Phần tóm tắt dưới đây, phần đông các nghiên cứu trước đây đã được tìm ra rằn g sự nâng giá thực của đồng Nhân dân tệ làm giảm xuất khẩu của Trung Quốc. Kết quả thì đủ mạnh để thay đổi trong phươn g pháp nghiên cứu, giai đoạn và phạm vi dữ liệu. Tuy nhiên, kết quả trên sự co giãn tỷ giá hối đoái t rong nhập khẩu thì có nhiều mơ hồ. Trong khi các n ghi ên cứu trước đây tìm ra nâng giá đồn g Nhân dân t ệ làm tăng nhập khẩu của T rung Quốc, các nghiên cứu gần đây cũng tìm ra kết quả khá c nhau. Nhìn chung, khôn g có kết luận rõ ràng về tác độn g c ủa sự định giá lại đồng Nhân dân tệ vào cán cân thươn g mại Trun g Quốc được dựa trên ngh iên cứu trước đây. Bài n ghiên cứu này, ch úng tôi đã xem xét tác độn g c ủa tỷ giá hố i đoái thực tế lên thươn g m ại Trung Quố c với nh iều cơ sở dữ liệu gần đây. Ngoài ra, lý th uyết đồng liên kết được sử dụng để tập trung vào cấu tr úc phát triển. Ch úng tôi cũn g m ở rộng phân tích từ tổng h ợp cán cân x uất khẩu và nhập khẩu các quố c gia song phương để mà điều tra xem có sự khác biệt lớn tồn tại giữa các đối tác thương mại của Trung Quốc. Điều này đặc biệt quan t rọng đối với các quố c gia còn lại của châu Á cũng nh ư ch ún g tôi phân tích dưới đây Bảng 1: tóm tắt các lý thuyết đã có Tác Độ co Biến động Phương Tác động T HĐ thực song G giá điểu Tác gi ả Dữ liệu của pháp phương lên XK/NK ước chỉnh Nhu tính cầu khác Bén assy- Sự giảm giá thực tế đồn g Nhân dân Quéré Và Năm MH tệ tăng kim ngạch x uất khẩu của –1.2 Lahrèch e- 1984- tương Trung Quốc san g các nước OECD - - (XK) Rév il, 2001 hỗ và làm giảm xuất khẩu của châu Á 2003 sang T run g Quốc Quan dòn g trọng vốn FDI, Khôn g ảnh hưởn g đến x uất khẩu / và tích Cerr a và MH –0.3 sản xuất Quý nhập khẩ u cho 1983-1997. Năm cực Daya l- hiệu (XK) công 1983- 1988 đến năm 1997, tác động tiêu cho Gulati, chỉnh 0.7 nghi ệp, 1997 cực và đáng kể vào xuất khẩu và giai 1999 sai số (NK) khoảng tích cực và đáng kể vào nhập khẩu đoạn cách đầu 1988- ra 1997 1985- Độ co giãn của giá đố i với h àng XK 2001: - DL PP bình tăng dần đến cuối thời kỳ này. 1.0 Cerr a và ngành, tín dụn g phươn g NEER không có một tác động đáng 1994- Saxena, theo quý - trong tối t hiểu kể mạnh mẽ và kết quả các cấp độ 2001: 2003 1985 - nước động ngành côn g n ghiệp được phối hợp 3.8 2001 với nhau . (nguồn XK)
Tác Độ co động Biến Phương Tác động T HĐ thực song G giá điểu Tác gi ả Dữ liệu của pháp phương lên XK/NK ước chỉnh Nhu tính khác cầu Mô Tích phỏng TGHĐ thực cao làm giảm xuất -0.3 cực v à của một khẩu. Ảnh hưởn g m ạnh vào x uất (XK) đán g MH cú số c khẩu n guyên liệu thô hơn trên hàng 0.2 kể cho hiệu cho nền Dees, 2001 hóa chế biến . Không ảnh hưởng (NK xuất chỉnh kinh tế đán g kể nhập khẩ u hàn g NVL hàng khẩu DL theo sai số cung cấp nhưn g làm tăng nhẹ hàn g chế biến chế và tháng cho các nhập khẩu . biến) nhập 1994- kết quả khẩu. 1999 tương tự Tác Tác động tiêu cực và đáng kể vào –0.3 động PP bình Ecka us, DL theo xuất khẩu sang Mỹ và thị phần (XK tích phươn g 2004 năm nhập khẩu tại Hoa Kỳ của Trung sang cực v à tối thiểu 1985- Quốc Mỹ) có ý 2002 nghĩa Mô hình lý Định giá lại gây r a tác dụng sự thúc Kam ada và thuyết đẩy nhập khẩu một lần theo như mô Takagawa, DL theo và bình - - - hình nhưn g BP nhỏ nhất cho thấy 2005 tháng phươn g không có ảnh hưởng đán g kể 1994- tối t hiểu 2000 dự toán Tác Vốn –1.47 DL động FDI, PP bình Tác động tiêu cực và đáng kể vào (XK) – Lau, Mo ngành, tích hoàn và Li, theo quý phươn g xuất khẩu và nh ập khẩ u để chế 1.28 cực thuế tối thiểu biến. Không ảnh hưởn g đáng kể (NK) 2004 1995 - vào GTGT động nhập khẩu thông thường. để chế 2003 xuất và xuất biến khẩu khẩu định giá cao PP bình 10% Tích phươn g làm cực tối giảm cho thiểu, thị nhập nghiên phần khẩu cứu tác Định giá cao làm giảm nhập khẩu xuất Marquez DL theo nhưn g động bình thường nhưng đố i với nhập khẩu và tháng tác lên thị khẩu chế biến cótác động không của Vốn FDI Schindler, 01/1997- động phần m ạnh mẽ. Ảnh hưởng đến x uất Trung 2006 02/2004 không của khẩu cũn g không mạnh m ẽ. Quốc rõ Trung tăng ràng Quốc 0,5% lên thế giới và thị xuất vê XK phần khẩu. và NK nhập khẩu 0,1%
Tác Độ co động Biến Phương Tác động T HĐ thực song G giá điểu Tác gi ả Dữ liệu của pháp phương lên XK/NK ước chỉnh Nhu tính khác cầu Tác DL theo MH động Shu và quý hiệu –1.3 tích Định giá cao làm giảm xuất khẩu Thị phần Yip, 2006 1995 - chỉnh (XK) cực v à 2006 sai số có ý nghĩa Tích cực v à đán g kể cho Trong m ô hình trọng số, một sự xuất định giá cao làm giảm xuất khẩu khẩu. MH của Trun g Quố c. Trong VEC và Co trọng Biến DL theo OLS, xuất khẩu sang Mỹ giảm giãn số, hiệu động tỷ Thorbecke, năm trong trường hợp định giá cao. –1.3 thu chỉnh giá hối 2006 1982 - Khôn g có trọng số đố i với hàng (XK) nhập sai số, đoái và 2003 nhập khẩu. Khi n ghiên cứu thương đối BP tối độ lệch m ại Mỹ-Trung Quốc trong một mô với thiểu hìnhtrọng số, không có kết quả rõ hàng ràng. nhập khẩu không rõ ràng. PP BP tối thiểu, Từ - DL theo Năn g lực TSLS 0.97 Khôn g Yue and năm Định giá thấp tăn g x uất khẩu. tỷ giá sản xuất Hua, 2003 1980 - và PP tăng trong những năm 1990. đến - có ý trong tác .16 nghĩa 2000 nước động (XK) nhân tố cố định 3. Phương phá p nghiên cứu: Để đánh giá độ nhạy của n ền x uất nhập kh ẩu Trun g Quốc đối với c ác thay đổi về tỷ giá thực tế của đồng Nh ân dân tệ, ch ún g tôi sẽ ước lượng các phương trình xuất nhập khẩu chuẩn. Chúng tôi sử dụng kỹ thuật đồng liên kết vì quan t âm đến các mối liên hệ dài hạn. Ngoài ra, ch úng tôi sẽ sử dụng dạn g công thức r út gọn của các phươn g trình x uất nhập khẩu để tránh độ lệch do phương trình đồng thời ch ỉ có thể gây ra bởi các hàm số cun g cầu ước lượn g. Tuy nh iên, để tránh các vấn đề tiềm ẩn liên quan đến các biến số bị lo ại bỏ, chúng tôi sẽ đưa thêm các yếu tố quyết định cun g cầu vào ph ươn g trình dạn g thức r út gọn. (3) Hai phương trình ước lượn g chi phí nh ư sau:
trong đó, là khối lượn g x uất khẩu từ Tr ung Quố c, là khối lượn g nhập khẩu từ Tr ung Quốc, là tỷ giá thực đa phương của đồn g Nhân dân tệ, là nhu cầu tiêu thụ từ nước n goài và là nhu cầu tiêu thụ nội địa. Các thông số ước tính gồm: là độ co giãn t ỷ giá xuất khẩu, là độ co giãn x uất khẩu theo thu nhập, là độ co giãn nhập khẩu theo tỷ giá và là độ co giãn nhập khẩu theo thu nhập. Căn cứ vào tầm quan trọng của lĩnh v ực gia côn g đối với kinh tế Trung Quốc, ch úng tôi sẽ đánh giá các ph ươn g trình riên g biệt cho xuất khẩu thường và xuất khẩu h àn g gia công. Cũng (4) theo cách đó, ch ún g tôi phân biệt giữa nhập kh ẩu hàng gia côn g v à nhập khẩu thườn g. Các biểu đồ A1.1 v à A1.2 (Phụ lục) cho thấy các kh uynh hướn g trong x uất nhập kh ẩu thường và xuất nhập kh ẩu hàn g gia công: cả h ai đều tăng trưởn g rất nhanh kể từ n ăm 2001 trở đi, cùn g thời điểm Trung Quốc gia nhập Tổ Chức T hương Mại Thế Giới (WTO). Khó khăn cần lưu ý khi nghiên cứu với dữ liệu thươn g m ại của Trung Quố c là không thể x ử lý các giá trị và định lượn g m ột cách rõ ràng vì không tồn tại bất kỳ chỉ số giá x uất nhập khẩu nào ở dạng tổng hợp. Do đó, chúng tôi cần sử dụng dữ liệu thay thế cho dữ liệu giá. Ch úng tôi sử dụng chỉ số giá tiêu dùn g ( CPI) của T run g Quốc làm dữ liệu thay thế cho giá x uất khẩu. Lý do ch ún g tôi chọn định lượng giá ch ung ch ung như vậy là vì Cục Thống Kê Quốc Gia Trung Quốc khôn g cun g cấp cho nhà sản xuất các dữ liệu về chỉ số giá và chỉ số giá bán sỉ khôn g tồn (5) tại cho toàn bộ điều tra mẫu của ch ún g tôi. ________________________________ (3) . Xem bài phê bình của Goldstein và Khan (1985 ) về giả định phổ biến thời bấy giờ về các ph ương trình xuất khẩu trong đó nguồn cung co dãn vô tận . (4) . Nhập khẩu hàng gia công b ao gồ m nh ập khẩu các phụ tùng và linh kiện sử dụng trong lĩnh v ực gia công là m nguyên liệu đầu vào cho sản xu ất hàng xuất khẩu . Hàng xuất khẩu b ao gồm các tổ hợp linh kiện Trung Quố c xuất khẩu sang các nước kh ác và các cụm hàng hóa xu ất khẩu sử dụng linh kiện nhập khẩu. Mậu dịch thông thường liên quan đến các mặt h àng không cần gia công nhiều v à không sử dụng đ ến linh kiện nhập khẩu . (5) . Chúng tôi cũng m uốn dùng chỉ số CPI hơn các hệ số bình ổn giá bên ngoài khác như chỉ số gia quyền trung bình của giá nhập khẩu từ các đối tác của Trung Quốc. Điều này là do cổ phiếu thị trường Trung Quốc tăng trưởng nhanh chóng và Trung Quốc đã trở thành nước xuất khẩu chính trên thế giới, do đó, rất khó để biện luận rằng Trung Quốc là nướ c chấp nhận giá thuần túy. Đối với giá nhập khẩu, ch úng tôi tính toán trọng số gia quyền giá xuất khẩu của hai mươi lăm đối tác thương mại quan trọng nhất của Trun g Quốc và sử dụn g giá nhập khẩu của T rung Quốc với chỉ số này (có thể tìm thấy nguồn dữ liệu tại biểu đồ A1.1, phụ lục). T rong m ột thử nghiệm thô, chúng tôi sử dụn g giá xuất khẩu Hồng Kôn g như dữ liệu thay thế cho giá x uất khẩu của (6) Trung Quốc và kết quả vẫn giữ nguyên. Tỷ giá thực đa phương (REER) được suy ra từ các thống kê t ài chính quốc tế của T ổ Chức Tiền Tệ Quố c Tế (IM F) và được suy định như sau:
Trong đó, N là số loại tiền tệ có trong chỉ số, là tỷ trọng của đồng tiền ith và là tỷ giá (7) thực tế son g phươn g với m ỗi đối tác thương mại của T r un g Quốc. Ch úng tôi cũn g sử dụng REE R do BI S suy định nh ư là thử ngh iệm thô nhưng kết quả vẫn không thay đổi. Chúng tôi cho rằn g độ giãn tỷ giá x uất khẩu sẽ là âm khi sản ph ẩm Trun g Quốc cạnh tranh trên thị trường thế giới. Dấu hiệu dự đoán cho độ giãn tỷ giá nhập khẩu ít rõ ràn g hơn đối với trường hợp của Trung Quốc. Việc nân g giá thực tế có thể thúc đẩy nhập khẩu nếu sức m ua cao hơn so v ới nhu cầu tiêu thụ giảm do x uất khẩu giảm . Phản ứng c ũn g sẽ ph ụ thuộc nhiều vào cơ cấu h àn g nhập khẩu. Nếu hàn g nh ập khẩu là nguồn thay thế chính cho sản xuất nội địa, độ giãn giá có thể đạt dương, nghĩa là nâng giá có thể th úc đẩy nhập khẩu. Tuy nh iên, nếu hàng nhập khẩu chủ yếu là linh kiện và hàn g hóa đầu tư trực tiếp cho ngành x uất khẩu vốn có quy mô rất lớn tại Trung Quốc, hàn g hóa nhập khẩu và x uất khẩu đều bị ảnh hưởn g khôn g tốt khi t ăng giá. Nhu cầu nước ngo ài đối với hàng xuất khẩu Trung Quốc được tính bằn g hàng hóa nhập khẩu trên thế giới (trừ hàn g nhập khẩu vào Trung Quố c) và được bình giá bởi chỉ số giá nhập khẩu toàn cầu. Hiển nhiên, m ột số phươn g pháp định lượn g trên cơ sở sản lượn g c ũng có thể dùn g được, nhưng dữ liệu theo tháng khôn g tồn tại. Hơn nữa, loại dữ liệu này có thể gây ra khó khăn đáng kể hơn trong v iệc nắm bắt sự tăng trưởng nhanh chón g của thương mại thế giới nhữn g năm vừa qua, rõ ràng là nhanh hơn tăn g trưởn g GDP, do sự x uất hiện các nền kinh tế m ới nổi. Về nhu cầu nội địa của Tr ung Quốc đố i v ới h àn g nhập khẩu thông thường, ch úng tôi lấy giá trị sản lượn g công ngh iệp. GDP tất nhiên có thể là một định lượng rộng hơn cho sản lượng kinh tế nhưng các cơ quan thốn g kê T run g Quốc vẫn còn ch ưa công bố các số liệ thống k ê GDP quý cho giai đoạn 1994-2005 cho đến khi cuộc sửa đổi công tác thống kê 2005. Đố i với nh u cầu hàng hóa nhập khẩu cho gia công, ch úng tôi sử dụn g hàn g hóa xuất khẩu gia công nh ư là hệ số nhu cầu tiêu thụ dài hạn. Dự đoán đố i với độ giãn thu nhập là dươn g cho cả hàng xuất khẩu và nhập khẩu. Các phươn g trình xuất nhập khẩu được bổ sung thêm các điều chỉnh phù hợp từ các tài liệu thương mại cũng như trườn g hợp cụ thể của Trun g Quốc. Đối với hàn g hóa x uất khẩu, chún g tôi kiểm tra tính tương thích của các m ức chiết khấu thuế giá t rị gia tăng ( VAT) được sử dụn g tại Trung Quốc như là ch ính sách côn g cụ kh uyến khích hoặc n găn chặn hàng xuất khẩu phụ thuộ c vào chu kỳ kinh tế. Dự đoán đố i với các m ức chiết khấu VAT này hiển nhiên cũng đạt dươn g.(8) ______________________________________ (6 ) . Giả thuyết cơ bản là đa phần hàng xuất khẩu Hồng Kông được sản xuất từ Trung Quốc Đại Lục và mức kê lời tại Hồng Kông đối với các hàng hóa này là tương đối ổn định . (7) . Xem th êm chi tiết trong Bayoumi và những người khác. (2005). (8) . Dữ liệu về các mức chiết khấu VA T bắt đầu từ năm 1995 và kết thúc năm 2004 . Để đưa các xem xét về nguồn cun g vào phương trình dạng côn g thức r út gọn, ch úng tôi dùn g cách tính mức sử dụn g năn g lực sản x uất. Giả định r ằng mức sử dụn g năn g lực sản x uất cao có thể chỉ rõ các y ếu tố tiềm ẩn ràn g buộc nguồn cun g, đó là nh ững cái làm cản trở tăng trưởng x uất khẩu. Mức sử dụng năn g lực sản xuất được định nghĩa là sự khác biệt giữa sản
lượn g công ngh iệp và x u hướn g c ủa nó, x u hướn g này được tính toán bằn g cách sử dụng bộ lọc Hodrick Prescot t. Biến kiểm soát cuối cùng tron g phươn g trình x uất khẩu là trữ lượn g thực tế vốn đầu tư trực tiếp từ nước ngoài (FDI). Trong khi quan hệ giữa thương m ại và hàn g hóa xuất khẩu được thiết lập rất tốt trên lý thuyết, điều này có thể đặc biệt ph ù hợp v ới Trung Quốc nếu căn cứ trên lượn g vốn FDI trực tiếp từ lĩnh vực x uất khẩu. M ặc dù nhìn ch ung n gười ta có thể dự đoán vi ệc tăng dự trữ FDI có thể thúc đẩy hàng hóa xuất khẩu của Trung Quố c, c ác cấu trúc phức tạp của dây chuyền sản xuất, trong đó các linh kiện và sản phẩm chưa hoàn thiện có thể được đưa qua nhiều n ước khác nhau t rước khi đến thị trườn g tiêu thụ cuối cùn g, có thể khiến giả định n ày trở (9) nên phức tạp. Với phương trình nhập kh ẩu, phải nói thêm thuế quan nhập khẩu đã giảm đán g kể đặc biệt từ khi gia nhập WT O. Yếu tố điều ch ỉnh thứ hai vẫn lại là dự trữ FDI. Về cơ bản, ch úng tôi cho rằn g tìm ra một hệ số dươn g trên dự trữ FDI trong ch ừn g mực m à các công ty nước n goài có vẻ m uốn sử dụn g m áy móc nhập khẩu, linh kiện và phụ tùn g trong sản xuất hơn là các công ty Trung Quốc. T uy nhiên, khi m à các công ty nước n goài bắt đầu hướn g toàn bộ dây ch uyền sản xuất đến Tr ung Quố c thì nhu cầu nhập khẩu có thể giảm t rên thực tế cùn g với tăng trưởng dự trữ FDI. Tóm lại, xu hướng quyết định được bổ sung vào cả phương trình xuất và nhập khẩu khi nó có t ầm quan trọng về m ặt thống kê. Biến số x u h ướn g có thể giúp nắm bắt các c ải tiến sản lượn g và các cải cách đan g diễn r a trong nền kinh tế Trung Quốc m à ch ún g ta không dễ gì định lượn g. Tất cả các biến số khác, trừ mức chiết khấu VAT và thuế nhập khẩu – vốn được đo lườn g như là sự ch ia sẻ giá trị xuất và nhập khẩu, đều là các lô garit. Vì Trung Quốc có thể không theo kiểu thị trường thời vụ tiêu ch uẩn, ch úng tôi sử dụng các biến số giả chư a dàn xếp để (10) tránh đưa v ào các thông tin hư cấu cho thời điểm năm m ới và tháng 12 của Trung Quốc. Chúng tôi sử dụng dữ liệu tháng cho giai đoạn 1994-2005. Bắt đầu phân tích trước 1994 đem l ại rất ít ý nghĩa vì năm 1994 là bước n goặt cho các cải cách thị trường Tr un g Quố c. Một số cải cách đặc biệt phù hợp v ới v ấn đề mà chúng tôi đang đặt ra. Cụ thể là v iệc h ợp nhất hai hệ thống tỷ giá, loại bỏ bắt buộc đối v ới hàng nhập khẩu, giảm bớt các yêu cầu và hạn ngạch cấp phép. (11) Cải cách về giá cũn g được thúc đẩy , đồn g Nhân dân tệ bắt đầu có thể ch uyển đổ i trên tài khoản vãng lai và lợi ích của v ực tư nhân tăn g lên từ luật do anh n ghiệp mới. Nhữn g chuyển biến kinh tế thị trường đã cho phép Trun g Quốc gia nhập WTO vào tháng 12/2001. Do sự ch uẩn bị trong một thời gian dài cho công cuộ c gia nhập và thỏa thuận về thời kỳ chuy ển đổi n ên thật khó để ước tính tư cách hội v iên WT O của T rung Quốc ảnh hưởng từ lúc nào và ảnh hưởng bao nhiê u đến thương mại Trung Quốc. Trên thực tế, năm 2000 là thời điểm mà việc gia nhập của Trun g Quố c trở nên rõ ràng. Chúng tôi cũng ủn g hộ việc chọn năm 2000 để n gắt mẫu điều tra mẫu của ch úng tôi bằn g các kỹ thuật thống kê của chúng tôi, cụ thể là chún g tôi t ìm ra sự thay đổ i cơ cấu kinh tế vào đầu năm 2000 nhờ vào ki ểm định Chow. Cuối cùn g, ch ún g tôi kiểm định xem nền ngoại thươn g T run g Quốc có trở nên nhạy cảm hơn về giá với WT O bằng cách ch ia kiểm tra mẫu của chúng tôi t hành hai thời kỳ: từ 1994 đến cuối 1999 và từ đầu 2000 đến cuối đợt điều tra m ẫu. ___________________________________ (9) . D ữ liệu tháng của Trung Quốc về FDI chỉ tồn t ại từ 1997. (10) . Phân tích hồi quy cuối cùng chỉ bao gồm các dữ liệu h ư cấu khi quan trọng về mặt thống k ê.
(11) . Theo Kh ảo Sát Kinh Tế OE CD (2005), cổ phi ếu giao dịch theo giá thị tr ường giữa hàng hóa s ản xuất tăng từ 46% năm 1991 lên 78 % năm 1995. 4. Nội dung, kết quả nghiên cứu: a. Nội dung nghiên c ứu chính c ủa paper và các kết quả nghiên cứu đã p hát hiện được: Mở đầu, ch ún g tôi kiểm t ra trật tự liên kết các biến số trong phân tích của chúng tôi. Chúng tôi sử dụng kiểm định Dickey Fuller Bổ Sun g (ADF) đối với sự tồn tại của một đơn vị gố c. Gần như mọi biến số đều không dừng tại ở các m ức độ khác nha u nhưng dừng tại ở chênh lệch đầu tiên(1 2). Sau đó, chúng tôi kiểm tra sự tồn tại của các vectơ liên kết bằn g cách sử dụng quy trình Johansen. Chúng tôi tìm thấy ít nhất một vectơ liên k ết cho m ỗi nhóm biến số. Nh ư đã từng được đề cập bởi Phillip s và Loretan (1991), (1 3 )điều này cho phép ch ún g tôi ước tính quy hồi của các định thức tụt hậu và sai lệch của chúng bằng phươn g pháp bình phươn g tối thiểu phi tuyến. Phương pháp này sẽ cung cấp các ước tính không chệch và đáng tin về các thông số dài hạn cũng nh ư n gắn hạn. (14) Như đã đề cập trước đó, chúng tôi rút gọn phương trình xuất nhập khẩu cho điều tra m ẫu (1994-2005), và cho giai đoạn n gắn hơn (từ 2000 đến 2005), ch ủ yếu tập trung vào các trải nghi ệm hậu WT O. Trong cả hai trườn g hợp, ch úng tôi cân nh ắc tầm quan trọng khi ph ân biệt giữa trao đổ i hàng hóa thông thường và trao đổi hàn g hóa gia côn g, và theo đó lập các ph ương trình riên g biệt cho mỗi loại trong trường hợp x uất và nhập khẩu. Con số tối đa của độ trễ n gắn hạn đưa vào phươn g trình là ba và cuố i cùng, chúng tôi chỉ bổ sung chún g khi nó quan trọng cho thống kê. Có thể xem kết quả đầy đủ cho phươn g trình xuất khẩu tại Biểu đồ A1.2 (Phụ lục). (1 5 ) Vì độ giãn tỷ giá dài hạn của hàn g hóa x uất khẩu Trun g Quốc – cả gia công và thông thườn g – là âm và quan trọng với điều tra mẫu đầy đủ của ch ún g tôi kể từ thời điểm gia nhập WT O. Khi được biến đổi ph ù hợp (xem Bản g 2), tác động dài hạn dự tính của tỷ giá thực vào khoản g -1.3 đối v ới hàng xuất khẩu gia côn g cho cả ha i giai đoạn. Đối với hàn g x uất khẩu thườn g thì giảm từ -2.3 cho toàn bộ giai đo ạn x uốn g còn -1.6 cho giai đo ạn mới nh ất. Các k ết quả của chúng tôi gần sát với các kết quả được tìm thấy trước đó bởi các tác giả sử dụng phân tích liên kết (-1.5 cho toàn bộ hàng xuất khẩu theo Lau, Mo và Li, 2004 và -1.3 theo Shu và Yip, 2006). Các kết quả này cũng giống với độ giãn giá x uất khẩu ước tính cho các nước công nghiệp lớn (-1.5 và -1.6 lần lượt đối với Mỹ và Anh, theo Hooper và nhữn g n gười khá c, 1998). ______________________________________ (12) . Chỉ có hai ngoại lệ: m sử dụng năng lực sản xu ất được biểu diễn là I(0) , và trữ lượng FDI không tĩnh tại ngay ức cả trong chênh lệch đầu tiên. Kết quả liên quan đến trữ lượng FDI có thể do số lượng khá lớn các độ trễ theo như đề xuất bởi các tiêu chuẩn thông tin Akaike. Nếu chúng tôi chỉ sử dụng một độ tr ễ theo như đề xuất bới tiêu chu ẩn Schw arz, chúng tôi có th ể loại bỏ đơn vị gốc thậm chí ở mức 1 %. (13) . P hương pháp này khắc phục vấn đề về tính đồng thời bằng cách bổ sung các giá trị độ trễ của độ lệch tĩnh tại từ quan hệ liên kết. (14) . Các kết quả cho ki ểm định đ ơn vị gố c và kiểm định liên kết s ẽ đư ợc cung cấp khi có yêu cầu t ừ các tác giả. (15) . Tất cả các kết quả báo cáo đều thỏa mãn kiểm định tương quan chuỗi các số sai l ệch. Ảnh hưởng tích cực dài hạn từ nh u cầu tiêu thụ của thế giới đối v ới hàng xuất khẩu của Trung Quốc là rất nhỏ và không có tầm quan trọn g về mặt thống kê trong toàn bộ điều tra mẫu của chún g tôi, nhưng lại trở n ên quan trọng sau kh i Trung Quốc gia nhập WTO. Trườn g hợp này đún g cho cả hàn g x uất khẩu thông thườn g và gia côn g. Kết quả n ày cùn g lo ại v ới quan điểm cho rằng trước khi gia nhập WT O, Trung Quốc đang phải đố i mặt với các rào ch ắn đán g kể để có thể hưởn g lợi từ sự tăng trưởn g của các quốc gia khác. Hơn nữa, trong điều tra mẫu m ới nhất, độ co
giãn theo thu nhập của hàn g x uất khẩu Trung Quốc r ất sát với độ co giãn dự đoán trong điều tra mẫu. Bảng 2 – Tỷ gi á hối đoá dài hạn và các độ gi ãn nhu cầu tiêu thụ Hàn g XK Hàn g XK Hàng NK Hàn g NK thường gia côn g thường gia côn g Độ giãn 1994-2005 -2.3 -1.3 -1.0 -0.8 tỷ giá 2000-2005 -1.6 -1.4 -0.4 (-0.3) Độ giãn 1994-2005 (0.5) (0.2) -0.3 (0.2) nhu c ầu 2000-2005 1.0 0.8 0.3 0.4 Các giá trị trong ngoặc đ ơn không quan trọng về mặt thống kê. Đối v ới các biến số điều chỉnh, m ức sử dụng năn g lực sản x uất có tác độn g đáng kể đến hàng xuất khẩu chỉ khi cùn g lúc ho ặc trễ hơn một tháng . Mức sử dụn g năn g lực sản x uất mang dấu âm, cùn g loại với quan điểm rằn g m ột lượn g lớn sản lượn g n ằm trong thị trườn g nội địa trong các thời kỳ tăng trưởng nhanh. Các mức chiết khấu VAT không có ý nghĩa quan t rọng về mặt thống kê và vì thế, chúng tôi loại ch úng ra khỏi các ước tính cuối cùn g vì ch úng có thể rút ngắn thời gian ước tính do vấn đề ràn g buộc dữ liệu. (16) Như đã đề cập ở trên, dữ liệu về dự trữ FDI bắt đầu năm 1997 và được giới thiệu như một biến số giải trình chỉ trong giai đoạn mới đây. Tuy nhiên, phần nào gây n gạc nhiên là dự trữ FDI không ảnh hưởn g đán g k ể và mang tính thống kê đến h àn g xuất khẩu Trung Quốc. Biến xu hướng này có tính tích cực và quan trọng đối v ới mọi phươn g trình, trong kh i thị trườn g thời điểm Năm Mới và T hán g Mười Hai của Tr un g Quốc giảm lượng hàn g x uất khẩu kh á đán g kể. Nếu chúng tôi biến đặt xu hướng này khỏi các ước tính, các hệ số liên quan đến nhu cầu tiêu thụ của thế giới v à dự trữ FDI có thể trở thành dương và có t ầm quan trọng rõ ràng. Tuy nhi ên, kết quả của ch ún g tôi liên quan đến độ co giãn tỷ giá lại không thay đổi nhiều. Các hệ số ước tính của ph ươn g trình nhập khẩu được trình bày tại bản g A1.3, ph ụ lục. Các yếu tố về nhu cầu tiêu th ụ dườn g nh ư có v ai trò tương đố i vừa phải tron g giải thích hàng nhập khẩu trong quá khứ. (17) Trong điều tra mẫu con sau n ày, lượng h àn g nhập khẩu cho gia công có phản ứn g tích cực với nh u cầu tiêu thụ bên n goài, được tính bằn g lượn g hàng xuất khẩu gia côn g. Sản lượn g công n ghi ệp nội địa làm tăng lượn g hàng nhập khẩu thông thườn g như dự tính. _______________________________________ (16) . Không thể bổ sung các mức chiết khấu VA T nh ư là biến số ngắn hạn vì chúng tôi chỉ có dự lệu năm về biểu giá và do đó , các thay đổi rất hi ếm xảy ra trong qua trình điều tra mẫu. (17) . Trường hợp h àng nhập khẩu thông thường, độ giãn lợi tức nên dương v à quan trọng trong thời ký 1994-2005 nếu chúng tôi đặt biến số xu hướng ra khỏi phân tích hồi quy. Như mong đợi, dự trữ FDI dường như có tác độn g tích cực dài hạn đến cả hàn g hóa nhập khẩu thường lẫn gia côn g. Cuối cùn g, việc giảm thuế nhập khẩu dườn g như thúc đẩy lượng hàn g nhập khẩu cho gia công tron g dài hạn. (18) Còn về hàn g x uất khẩu, các biến giả cho thị trườn g Năm Mới của Trung Quốc v à Tháng Mười Hai giữ vai t rò quan trọng trong h ầu hết trường h ợp. Cuối cùn g, độ giãn tỷ giá hàn g nh ập khẩu luôn âm và nhìn ch ung là quan trọng. Ngoại lệ duy nhất là trường hợp hàng nhập khẩu cho gia công trong thời kỳ mà hệ số âm trên tỷ giá hối đo ái
chỉ quan trọng ở m ức 15%. Ngoài mối liên hệ trực tiếp từ tỷ giá, hàng nhập khẩu cho gia công còn bị ảnh hưởn g gián tiếp thông qua yếu tố nhu cầu tiêu thụ, đó là lượn g xuất khẩu gia côn g. Khi mối quan hệ gián tiếp này được tính toán, phản ứng âm của lượng nhập khẩu cho gia công đối với việc nân g giá thực của đồn g tiền thật sự lớn hơn nhiều so với phản ứn g c ủa lượn g hàng nhập khẩu thông thườn g. Tóm lại, việc nâng giá thực của đồn g Nhân dân t ệ trên thực tế có kh uynh hướn g làm giảm lượng nhập khẩu hơn là tăng. Dườn g như khác thườn g khi t iếp cận lần đầu, nhưng độ co giãn âm này đã được báo cáo trong nhiều tài liệu mới đây, vì dụ như Mar quez và Schindler (2006). Điều vừa phát hiện này ch ủ yếu chỉ ra rằn g lượn g h àng nhập kh ẩu – cả nh ập khẩu thông thường – có mức nh ạy cảm cao hơn với lượn g xuất khẩu giảm do nâng giá đồn g Nhân dân tệ và mức nhạy cảm với sự tăng trưởng sức mua. ________________________________ (18) . Biểu giá nhập khẩu có thể đư ợc bổ sung như biến số ngắn h ạn vì chúng tôi chỉ có các dữ liệu năm về biểu giá, do đó, các thay đổi rất hi ểm xảy ra trong qua trình điều tra mẫu. b. Thảo luận về k ết q uả nghiên cứ u đạt đư ợc: Thật ra, ảnh hưởn g tiêu cực của sự tăng giá thực đồng Nh ân dân tệ đối v ới lượn g hàn g nhập khẩu là một hiện tượn g thú vị cần ph ân tích kỹ lưỡn g. Điều này càn g cụ thể hó a c ác m ối liên hệ tiêu cực đố i với việc giảm thặng dư mậu dịch Trun g Quốc tron g trườn g hợp nân g tỷ giá thực. Giả định c ủa ch ún g tôi là điều này có li ên quan đến các th uộc tính đặc biệt của nền mậu dịch Trung Quốc nh ư đã được minh họa bằng các mức ch ênh lệch giá rất lớn trong cán cân thươn g mại song phương c ủa Trung Quố c với các n ước (Biểu đồ 2 và 3). Trung Quốc nhập khẩu một lượng lớn các hàng hóa trun g gian từ các nước ch âu Á để gia công rồi tái xuất khẩu. Do đó, m ức độ cao trong liên kết dọc giữa các n gành xuất khẩu châu Á khiến cho hàn g x uất khẩu của các nước này càng man g tính bổ sun g hơn là thay thế cho hàn g hóa Trung Quố c. Điều này ám chỉ r ằn g sự nân g giá đồn g Nhân dân tệ có thể gây r a giảm không chỉ lượn g h àng xuất khẩu m à c ả lượn g hàn g nhập khẩu c ủa T run g Quốc. Khi mà liên kết dọc càng có hiệu quả đối v ới n gành gia côn g, t hì cũng khôn g thể quên rằng nhiều m ặt hàng nhập khẩu thông thường có chức năn g giốn g như n guyên liệu đầu vào cho lĩnh vực x uất khẩu, ví dụ nh ư c ác m ặt hàn g đầu tư. Nh ìn chung, dườn g như chỉ một thị phần nhỏ các sản phẩm nhập khẩu có thể cạnh tranh với hàng sản xuất nội địa của Trun g Quốc. Đó là vì thị phần hàn g tiêu dùn g chất lượn g trun g bình trong lượn g nhập khẩu của T run g Quốc tươn g đối nhỏ. Hơn nữa, một phần đáng kể các mặt hàng nhập khẩu gồm nguyên vật liệu thô, năng lượng và m ột vài sản phẩm nhập khẩu ch ỉ ăn theo đầu tư trực tiếp từ nư ớc n goà i. Biểu đồ 2 – C án cân thương m ại song phương của Trung Q uốc với các nước năm 2005, bằng USD
Ghi chú: Dữ liệu từ ph ía đối tá c. Nguồn: Dữ liệu thống kê IMF DOTS, dữ liệu từ Cục Ngoại Thương Đài Loan. Biểu đồ 3 - Cán cân thương mại song phương của Trung Q uốc với các nước năm 2005, % GDP của m ỗi nước Ghi chú: Dữ liệu từ ph ía đối tá c. Nguồn: Dữ liệu thống kê IMF DOTS, dữ liệu từ Cục Ngoại Thương Đài Loan. Để khảo sát vấn đề kỹ hơn với các dữ liệu sẵn có, ch ún g tôi t hực hi ện quy hồ i son g ph ươn g đối với mười đố i tác thươn g m ại lớn nhất c ủa Trung Quốc nhằm đánh giá c ác tác động kh ác nhau có thể xảy ra do việc nâng giá thực của đồng Nh ân dân tệ đố i với m ỗi nước. Giả định của ch úng tôi là lượn g hàn g nhập kh ẩu từ các nước Đông Nam Á ph ản ứn g tiêu cực v ới sự nâng giá đồng Nhân dân tệ, ch ủ y ếu là các sản ph ẩm trung gian được Tr un g Quốc lắp ráp và tái x uất khẩu. Nói cách khác, lượn g hàng nhập khẩu từ các nước khác dự tính sẽ phản ứn g không rõ ràn g hơn đối với sự nâng giá đồn g Nhân dân tệ tùy th uộc vào cơ cấu x uất khẩu của các nước này. Ph ương trình song ph ương ước tính có dạn g như sau: Trong đó, hàng xuất khẩu và nhập khẩu của Tr ung Quố c đến/từ nư ớc j ( lần lượt là và ) được giải thích bằn g tỷ giá thực song phương ( ), nhu cầu tiêu t hụ ngoài và t rong nước ( và ) và các biến số điều chỉnh khác. Thật không may, chúng tôi khôn g thể tách biệt hàn g x uất nhập khẩu cho sản phẩm t hông thườn g và gia côn g vì các dữ liệu như thế này khôn g tồn tại. Nh ư đã thực hiện trước đó, chỉ số CPI được dùng như hệ số bình ổn giá cho hàn g x uất khẩu từ Trung Quốc v à hàn g nhập khẩu vào T rung Quốc được chuyển đổi thành các khối lượng lớn bằn g cách sử dụng chỉ số giá x uất khẩu của m ỗi đối tác thương mại. (19) Tỷ giá thực son g phương giữa đồng
Nhân dân tệ và đồn g tiền của mỗi đối tác xuất nhập khẩu c ủa Tr un g Quốc được tính theo chỉ số CPI từn g thời kỳ. Nh u cầu đối với hàng xuất khẩu của Tr ung Quốc được đại diện bởi giá trị GDP thực của mỗi đố i tác xuất khẩu của Trung Quốc, trong khi đó, nh u cầu nội địa của Trung Quốc có được lại nh ờ v ào sản lượng côn g nghiệp. Chún g tôi cũng đưa dự trữ FDI son g ph ương vào các phươn g trình xuất khẩu cũn g như nhập khẩu. Trước đó, chún g tôi đưa mức sử dụng năng lực sản xuất vào các phương trình xuất khẩu của Trun g Quốc. Kết quả là khuynh hướng sẽ (20) được bổ sun g khi nó có ý nghĩa thốn g kê. Các n guồn dữ liệu cũn g được báo cáo tại Bảng A1.1. Chúng tôi ước tính các ph ươn g trình mậu dịch song phương cho giai đoạn 2000-2005 vì đối v ới một số quốc gia, dữ liệu khôn g tồn tại trong toàn bộ thời kỳ. Việc này cho phép ch úng tôi so sánh kết quả giữa c ác n ước và so với kết quả của các ph ươn g trình tổn g hợp xuất nhập khẩu. Áp dụn g quy trình nh ư trên, chúng tôi t iến h ành các k iểm định đơn v ị gốc cho tất cả các biến số son g phươn g. Hầu như tất cả các biến số này đều là I(1) và tìm thấy ít nhất m ột vectơ liên kết cho mỗi phươn g trình xuất nhập khẩu son g ph ươn g. (21) ___________________________________________ (19) . Khi lập công thức cho các phương trình song phương, chúng tôi sẽ không sử dụng dữ liệu thương mại của Trung Quốc mà sử dụng dữ liệu thống kê của cá c đối tác thương mại để giảm bớt tính toán không chính xác giữa thương mại Trung Quốc-Hồng Kông. Số liệu thống kê của Trung Quốc cho thấy một lượng lớn hàng xuất khẩu sang Hồng Kông, nh ưng thực tế chỉ là qu á cảnh Hồng Kông để đến các nướ c khác. Trong mọi trư ờng hợp , dữ liệu mà chúng tôi sử dụng luôn có các cảnh báo phổ biến. Ví dụ, do tình trạng lỏng lẻo và có cầu cảng lớn , Hà Lan thường được ký hiệu là điểm đến cuối cùng mặc dù hàng hóa có thể tiếp tục chuyển sang các nước ch âu Âu khác. Điều này giải thích vị thế quan trọng của Hà Lan – một trong c ác đối tác thương mại lớn của Trung Quố c – và c ả tình trạng nhập siêu với Trung Quốc. Trên thực tế, phương trình thương mại song ph ương giữa Trung Quốc và H à Lan ph ản ánh các động lực th ương mại giữa Trung Quố c và Châu Âu một cách tổng quát hơn. (20) . Số lượng các độ trễ ngắn hạn bổ sung vào các ước tính cuối cùng lại dựa trên tầm quan trọng thống kê. Hiện tại, chúng tôi sử dụng dữ liệu do các tác giả điều chỉnh theo thời vụ chương trình CensusX12 để tránh các biến động giá thời vụ trong dữ liệu củ a đối tác thư ơng mại của Trung Quốc. Nếu qu an trọng về mặt thống kê, chúng tôi tiếp tục đưa d ữ liệu hư cấu vào thời điểm Nă m Mới của Trung Quốc và Tháng Mười Hai . (21) . Mức sử dụng năng lực s ản xuất lại là I(0) . Kết quả củ a các kiểm định đơn vị gốc và kiểm định liên kết sẽ được các tác giả cung cấp khi có y êu cầu. Kết quả cho các phươn g trình xuất khẩu son g ph ươn g rất giốn g với các ước tính tổng hợp của (22) chún g tôi v à trải rộng trên nhiều n ước ( bản g A1.4). Sự nân g tỷ giá thực son g ph ươn g của đồn g Nhân dân tệ so với các đối tác lớn của Tr ung quố c làm giảm lượng x uất khẩu của Trung Quốc, m ặc dù m ối liên hệ không có ý nghĩa về m ặt thống kê đối v ới Mỹ và Đà i Loan. Ngoại lệ duy nhất là Hồn g Kôn g với h ệ số dương nhưn g khôn g quan trọng về m ặt thống kê. Kết quả v ới Hồn g Kông không gây ngạc nhiên do các khó kh ăn khi giải trình các dữ liệu thươn g mại giữa Trung Quốc Đại Lục và Hồn g Kông. Sau ch uyển đổ i (xem bản g 3), độ giãn tỷ giá là cao nh ất đối với hàn g x uất khẩu san g Singapore nếu chúng tôi bỏ qua hệ số vô nghĩa đối với hàn g x uất khẩu san g Mỹ. Chúng tôi cũng thấy rằn g hoạt độn g kinh tế tại các nư ớc đối tác thương mại của Tr ung Quố c làm tăng lượng hàn g x uất khẩu của T r un g Quốc như dự tính. Độ co giãn thương mại son g ph ương giữ vai trò rất quan trọng đối với tất cả các quốc gia, n goại trừ Đức. Đối với Mỹ và các nước (23) châu Âu, các độ giãn như thế n ày là rất lớn. Điều này có thể do khoảng thời gian khá n gắn kể từ ngày Trun g Quốc gia nhập WT O, chuyển đổi cơ cấu k inh tế quan trọng đối với nền mậu dịch thế giới. Hơn nữa, điều này chỉ rõ tầm quan trọng của các yếu tố nh u c ầu tiêu thụ nhằm giải thích sự mất cân đối thươn g m ại đang gia tăn g giữa T run g Quốc và Mỹ hoặc các n ước châu Âu.
Trong vài trườn g hợp, cách t ính năng suất tăng lên, biến số xu hướng, cũn g đạt dươn g và quan trọng. Tuy nhiên, đố i với Hàn Quố c và Đài Loan, xu h ướng lại âm. Đối với nguồn vốn FDI, tăn g trưởng về n guồn vốn FDI từ Hàn Quốc v à Đài Loan đổ vào T run g Quốc làm tăng lượn g hàng xuất khẩu của T rung Quốc san g các nước này, nh ưn g tác độn g này lại bị đảo n gược đối v ới Đức và Ý. Điều này có thể do hành vi ứn g x ử khác nhau giữa các quốc gia châ u Á và châ u Âu khi giao dịch với thị trườn g Trung Quốc. Nh ư đề cập ở trên, mối liên hệ tiêu cực có thể phản ánh sự chuy ển giao toàn bộ các quy trình sản x uất đến Trung Quốc. T rong khi t rước đây, đó có thể là các bán thành phẩm x uất khẩu từ Trung Quốc sang Đức và chỉ sau m ột số thay đổi mới được giao hàn g đến thị trườn g đích, bây giờ thì toàn bộ quy trình sản x uất có thể được ch uyển đến Trung Quố c và không cần phải tiếp t ục ch uyển h àng san g Đức nữa. Tuy nhiên, kết quả này nên được làm rõ một cách cẩn trọng vì cần có phân tích sâu h ơn. Kết quả cho các ph ươn g trình nhập khẩu son g ph ương ít đồng nhất hơn như trình bày t ại bảng (24) A1.5, phụ lục. Trước hết, các độ giãn giá dài hạn m à chúng tôi ước tính chỉ ra rằn g sự tăng giá thực đồn g Nhân dân tệ làm giảm lượn g h àng nhập kh ẩu từ tất cả các nước châu Á vào Trung Quốc. Hệ số này rất đán g kể đố i với Hàn Quố c và Thái Lan. Đối với các n ước có thu nhập cao – Mỹ, Đức và Nhật – hệ số là âm nhưng khôn g có ý n ghĩa về m ặt thống kê. Chỉ đối v ới Nga và Úc, hệ số đạt dươn g mặc dù cũng khôn g có ý nghĩa về m ặt thống kê. Nhìn ch ung, các độ giãn theo thu nhập đều dươn g m ặc dù khá thấp và l uôn không có ý n ghĩa về mặt thống kê. Lượn g h àn g xuất khẩu của hầu hết các n ước san g T run g Quốc đều tăn g theo dự trữ FDI son g phương. Lượng hàn g nhập kh ẩu của Trun g Quố c từ Nhật, Đài Lo an, Đức, Nga, Malaysia và Thái Lan đều tăn g theo nguồn vốn FDI từ các nước này. Hàn Quố c lại là trường hợp ngoại lệ với hệ số âm và khôn g thể hi ện mức ý n ghĩa liên quan đến nguồn vốn FDI. Bản g 3 tóm tắt các thay đổi về độ co giãn về giá và thu nhập trong dài hạn cho các phương trình xuất nhập khẩu song ph ươn g của Trun g Quốc. __________________________________ (22) . Chúng tôi không báo c áo phương trình cho l ượng hàng xuất khẩu của Trung Quố c sang Nhật vì ph ương trình này không thỏa mãn các kiểm định thông số sai lệch. Tất cả các kết quả đượ c báo cáo đều thỏa mãn kiểm định L M về tương quan chuỗi các số sai l ệch . (23) . Độ giãn lợi tức cao của hàng nh ập kh ẩu Trung Quố c s ang Mỹ do Mann và Plück tì m ra (2005). (24) . Ngoài m đị a điểm nhập khẩu quan trọng nhất của Trung Quốc, chúng tôi loại Sing apore vì các vấn đề liên ười quan đến toán kinh tế. Tất cả các k ết quả đượ c báo cáo đã thỏa mãn kiểm định L M về tương quan chuỗi các số sai lệch. Bảng 3 – Tỷ gi á hối đoái dài hạn song phương và các độ gi ãn nhu cầu tiêu thụ Phươn g trình xuất khẩu Phươn g trình nhập khẩu Tỷ giá song phương Nhu cầu Tỷ giá song phương Nhu cầu Mỹ (-2.0) 5.9 Nhật Bản (-0.4) (-0.7) Hồn g Kông (0.2) 1.5 Hàn Quốc -0.8 2.7 Nhật* Mỹ (-3.1) 1.2 Đức -0.6 (2.0) Đài Loan -1.1 6.8 Hàn Quốc -0.6 2.8 Đức (-0.5) (0.0) Hà L an -1.1 7.0 Sin gapor e* Anh -0.6 8.2 Nga (1.2) (-0.5)
Singapor e -1.6 1.8 Úc (0.1) 1.3 Ý -1.3 3.6 Malaysia (-0.3) (0.2) Đài Loan (-0.4) 5.6 Thái Lan -1.0 (0.5) Các giá trị trong ngoặc đơn không quan trọng về mặt thống kê. * Cá c ph ương trình song phương cho nền mậu dịch với Nhật và Singapore không thỏa m ãn các kiểm định thông số sai lệch. Để hi ểu thêm các kết quả khác nhau cho độ giãn t ỷ giá nh ập khẩu của T run g Quốc, ch úng tôi xem xét cơ c ấu hàn g nh ập khẩu của T run g Quốc từ m ỗi đối tác thương mại lớn của Tr un g Quốc (bản g 4). Úc và Nga chủ yếu xuất khẩu năn g lượn g và nguyên vật liệu thô sang Tr ung Quốc, điều này có thể giải thích phản ứng yếu từ các quốc gia này đố i với các thay đổi về tỷ giá thực son g ph ươn g của hàn g nh ập khẩu Trung Quốc. Phần nào gây ngạc nh iên là tăn g trưởn g ho ạt độn g kinh tế của Tr un g Quốc khôn g có tác động tích cực đáng kể đến lượn g hàng nh ập kh ẩu từ Nga. Trên thực tế, mối liên hệ là âm mặc dù vẫn có ý n ghĩa về mặt thống kê. Điều này có thể được giải thích bởi vận ch uyển kém phát triển giữa Nga và Trung Quốc. Nếu dung lượn g vận chuy ển đườn g ống đã khôn g tăng, sẽ khôn g có bất kỳ lượng dầu nào ch uyển đến Trun g Quốc bất kể m ức độ y êu cầu. Ngược lại, lượn g h àng nhập kh ẩu từ Úc tăng trưởng theo giá trị gia t ăng công nghiệp của Trung Quốc. Bảng 4 – C ơ cấu hàng nhập khẩu vào Trung Q uốc từ các đối tác lớn như là toàn bộ thị phần hàng nhập khẩu năm 2005 Nôn g Khoáng Hóa Dệt Kim loại Máy Điện Phương tiện Dụn g cụ nghiệp sản chất may thường móc tử vận tải quan g họ c Úc 4.5 52.8 10.2 8.2 12.7 1.9 0.8 1 0.4 0.2 0.2 6.9 0.6 7.8 35.9 13.1 11.9 6 Nhật 0.2 1.5 8.8 3.7 11.4 21.5 30.0 4.5 8.7 Hàn 0.6 4.7 10.2 3.8 9.7 9.5 33.6 2.8 14.8 Malaysia 6.4 2.6 4.1 0.7 1.8 8.6 63.0 0.1 1.3 Nga 5.0 13.9 13.9 0.0 16.2 0.5 0.4 1.2 0.0 Đài Loan 0.1 7.4 7.4 4.5 10 9.7 38.7 0.5 16.1 Thái Lan 6.1 4.4 4.4 2.6 2.9 27.5 26.5 0.3 1.3 Mỹ 8.6 11.3 11.3 4.3 6.7 17.1 17.5 8.9 7.8 Nguồn: CEI C. Nhóm thứ hai mà chún g tôi có t hể tách ra dựa trên kết quả gồm các quốc gia có thu nhập cao. Lượn g h àn g xuất khẩu từ Đức, Nhật và Mỹ không nhạy với các thay đổi về tỷ giá thực song phương. Trong khi lượng hàn g nhập khẩu rõ ràng bị chi phố i bởi n guồn vốn FDI trong các trường hợp của Đức và Nh ật, thì lượn g hàn g nhập khẩu từ Mỹ lại dường như hưởng lợi nh iều hơn từ toàn bộ sự phát triển kinh tế của Trun g Quố c. Điều này hoàn toàn tự nhiên khi xem xét kỹ cơ cấu nhập khẩu từ các quốc gia này. Trong khi gần một nửa lượn g hàng x uất khẩu từ Đức và Nhật san g Tr un g Quốc là m áy móc và hàn g điện tử - các sản phẩm này thường được sử dụng trong các n ền công ngh iệp định hướn g xuất khẩu và có sở h ữu n ước ngo ài – thì lượng nhập khẩu từ Mỹ lại phon g ph ú hơn nhiều, t ừ đậu n ành cho đến máy bay và v i mạch côn g nghệ cao. Trong
khi rất nhiều c ác sản phẩm này được chuyển vào kh u vực nội địa, không có sản phẩm thay thế hoặc cạnh tranh từ Trung Quố c đối v ới các sản ph ẩm này, điều n ày giải thích rất nhiều về độ giãn tỷ giá thấp và âm. Nhóm thứ ba gồm các quố c gia ch âu Á m ới nổi có lượn g x uất khẩu sang Trung Quố c chịu tác độn g tiêu cực từ sự nân g giá đồng Nh ân dân tệ. Các nước này ch ủ y ếu x uất khẩu sản phẩm , phụ tùng và linh kiện cho n gành côn g nghiệp xuất khẩu của T r un g Quốc v à vì t hế, hàn g hóa x uất khẩu từ các nước này sang Trung Quốc có m ối liên hệ tiêu cực với sự nân g giá đồng Nhân dân tệ. Như ch úng ta có thể thấy từ BIỂU ĐỒ 4, thị ph ần hàn g x uất khẩu vào Trung Quốc Đại Lục chiếm lượn g rất lớn từ các quố c gia châu Á. Nếu ch úng tôi giả định rằng một phần lượng hàng xuất khẩu sang Hồn g Kôn g c ũng có đích đến là Trung Quốc Đại Lục, thị phần này thậm chí sẽ trở nên lớn hơn. Ví dụ, lượng hàn g x uất khẩu từ Đài Loan san g T run g Quốc Đại Lục và Hồng Kôn g chi ếm gần 40% toàn bộ lượn g hàng xuất khẩu từ Đài Loan. Biểu đồ 4 – Thị phần h àng xuất khẩu vào Tr ung Quốc Đại Lục và Hồn g Kông từ các nước châu Á năm 2005, % Lượng hàn g x uất khẩu vào Trun g Quốc Đại Lục Lượng hàn g x uất khẩu vào Trun g Quốc Đại Lục và Hồn g Kôn g Nguồn: Dữ liệu thống kê IMF DOTS, dữ liệu từ Cục Ngoại Thương Đài Loan. Do đó, c ác kết quả mà chún g tôi có được chỉ rõ việc tăng giá đồn g Nhân dân tệ làm giảm lượn g nhập kh ẩu từ các n ước ch âu Á khác vào Trung Quốc có t hể trở thành mối lo ngại của nhiều quốc gia châu Á. Mối lo ngại này còn có thể lớn hơn nếu các quốc gia này không thể bù đắp lại tác độn g này bằng cách tăn g x uất khẩu đến các n ước khác. Điều này ph ụ th uộc rất nhiều vào mức độ liên kết giữa hàng hóa xuất khẩu ch âu Á và phản ứn g c ủa các dây chuyền cun g ứng của châu Á đối với sự định giá lại đồn g Nhân dân tệ. Trong khi việc kiểm định giả thuy ết này có thể cần đến các phân tích n gành chi tiết, chún g tôi nỗ lực đưa ra m ột đáp án sơ khởi bằn g c ách ước lượn g các phương trình x uất khẩu cho các đối tác thư ơn g m ại ch ính yếu của Tr un g Quốc tại châu Á.