Ả
Ỷ
Chuyên đ :ề T GIÁ H I ĐOÁI VÀ TÀI KHO N Ố VÃNG LAI C A TRUNG QU C
Ố
Ủ
ng d n: PGS-TS Võ Th Liên Hoa
ị
ẫ
ả
ướ
ọ
ọ
ầ
Gi ng viên h Nhóm 5 – NHĐ5 – k18 - Hoàng Xuân Tình - Phan Th Ng c Y n ế ị - Lê Th Ng c Hân ị - Tr n Đình Khôi - Vũ Minh Đ cứ
1. GI
I THI U
Ớ
Ệ
N i dung trình bày g m … ph n
ầ
ồ
ộ
2.B I C NH Ố Ả
ỷ
ố
ố
ả
th
T giá h i đoái c a Trung Qu c. ủ Cán cân tài kho n vãng lai, tài kho n ả ng m i c a Trung Qu c ố
ạ ủ
ươ
Bi u đ v t
giá
ồ ề ỷ
ể
Bi u đ 1:
T giá danh nghĩa chính th c và t
giá th c
ỷ
ứ
ỷ
ồ gi a RMB/USD t
ự .
ể ữ
ừ
tháng 01/1986 đ n tháng 11/2008 ế
Bi u đ v t
giá
ồ ề ỷ
ể
T giá danh nghĩa đã đ
giá th c RMB/ USD t
c đi u ch nh và t
ể
ồ
ượ
tháng 01/1986 đ n tháng 11/2008. ế
ự
ừ
ề
ỷ
ỷ
ỉ
Bi u đ 3: Ngu n:ồ Source: IMF, International Financial Statistics, Fernald et al. (1999) và tính toán c a tác gi
ủ
ả
Cán cân TK vãng lai
Cán cân tài kho n vãng lai (t
USD) và t
l
Bi u đ 5: ể
ả
ỷ
ỷ ệ ủ
c a tài kho n vãng lai/ GDP. S ố
ả
ồ ố
li u th ng kê c a IMF năm 2008. ủ ệ
Ngu n:ồ IMF, World Economic Outlook (October 2008).
Cán cân th
ng m i TQ - M
ươ
ạ
ỹ
ng m i song ph
Bi u đ 6: ể
Ngu n:ồ CEIC, BEA/Census via Haver, và tính toán c a tác gi
ỏ ướ ươ ươ ồ ữ ạ ố ỹ ỷ c cán cân th ươ USD/năm. Cán cân gi a Trung Qu c và M đ n gi n ch là d li u trung bình c a Trung Qu c và M . ỹ ỉ ả ng gi a Trung Qu c và M , t ố ng m i và th a ố Cán cân th ữ ỹ ơ ủ ủ ạ ữ ệ ả
Nh n xét ậ
ặ
ồ
l n th ng d c a Trung Qu c ố Hoa Kỳ. Bi u đ 6 cũng th ể
ư
l ộ ỷ ệ ớ c t ượ ừ ặ
ng m i song ạ
ư ủ ể ươ ng v i Hoa Kỳ, nh n m nh r ng s ự ấ ng m i t ng th c a
ằ ể ủ
M t t có đ hi n th ng d trong th ệ ph ớ ươ th t là cán cân th ươ ậ Trung Qu c khác xa so v i cán cân th
ng m i c a Trung Qu c v i Hoa Kỳ.
ạ ạ ổ ớ ố
ố ạ ủ
ươ
ớ
ỷ
ủ
ố
ằ
T giá h i đoái cân b ng c a Trung Qu cố
Có nhi u ph
giá cân
ỷ
ươ
ố
ề ủ
ứ
ằ ứ
ng xác nh m xác đ nh t ằ ặ ươ
ạ
ế
ị ự ố ộ ệ
ứ ẽ
ặ
giá cân
ọ
ỷ
ệ ố ộ ề ộ ữ c g i là mô hình t ượ ằ ữ
ả
ộ
ng pháp ti p c n.
b ng c a Trung Qu c, ho c là d a vào công ng đ i (PPP) ho c th c ngang giá s c mua t ặ là tính đ n chi phí c nh tranh, đ l ch trong mô hình ngang giá s c mua tuy t đ i, m t mô hình k t h p ch t ch nh ng tác đ ng nhi u kênh ế ợ thông tin (đôi khi đ b ng hành vi) ho c là mô hình cân b ng dòng ặ ằ ti n. B ng 1 cung c p m t trong nh ng ấ ề ph ậ
ươ
ế
ủ
ố
ằ
3.T giá h i đoái cân b ng c a Trung Qu c ỷ 3.1. Ph ế
ố ng pháp ti p c n ươ
ậ
ng đ i cho bi
c tính b ng giá c hay ch s giá và không có y u t
c tính toán
.
ứ đ ự ế ượ
ỉ ố
ằ
ả
quy t đ nh đ ế ị
ượ
t s d ng so sánh v i giá gi m phát đ tính toán t
giá th c t
ứ
ả
ỷ
c làm m u nh m t ch c
ế ố . ể ự ế giá th c (tính toán qua vi c s d ng ch s giá) đ ượ ệ
giá th c t ế ử ụ ằ ỉ
ử ụ
ớ ự
ỉ ố
ỷ
ư ộ
ứ
ẫ
ứ
ủ
ộ
c ngoài, quan h th
ng
ấ ể ự
ả
ệ ươ
ng m i (th ạ
ươ
ứ
ế
ặ
ố
giá th c thì ti m n trong m t tài kho n vãng lai
ạ ơ ả
ỉ ươ ợ
ự
ả
Purchasing Power Parities – PPP: ngang giá s c mua Ghi chú: PPP t t t ế ỷ ươ ố Ngang giá s c mua tuy t đ i cho bi ệ ố Balassa-Samuelson (v i năng su t) ch ra r ng t ấ ớ năng c a m c đ năng su t khu v c T giá h i đoái th c có th th c hi n - BEER ch ra mô hình ghép s d ng tài s n ròng n ự ỷ ng m i, th m i t ạ ươ ạ ở ng h p n i x ra s cân b ng v t Kinh t ự ườ ế ng” (ho c s k t h p gi a tài kho n vãng lai và dòng v n b n b , cho cách ti p c n cán cân n i đ a). “thông th ả
ự ệ ố ng đ i) đ n ch s giá phi th ươ ỉ ố vĩ mô cân b ng cho th y nh ng tr ữ ữ
ướ ử ụ ng m i m ho c nh ng hình th c khác. ữ ằ ề
ấ ự ế ợ
ề ẩ ậ
ộ ộ ị
ề ỷ ỉ
ằ ặ
ườ
ế
ố
ỷ
ủ
ố
ố
ằ
3.T giá h i đoái cân b ng c a Trung Qu c 3.2. Công th cứ
ả
ự ấ
V n đ chính gi ề
ồ
ả ổ ủ
ắ
ữ
ể ừ
ệ ấ
ố ủ là Trung Qu c đi ch ch ố c, ít nh t ướ
nguyên t c tho thu n gi a các n ả ề
ph
ng pháp ngang giá s c
ươ
i thích cho s m t cân đ i c a tài kho n vãng ấ giá hoán đ i c a đ ng nhân dân t lai t ệ ỷ ng đáng k t h ậ ướ là v giá tr đ ng ti n. ị ồ ề Các tác gi phân tích đ l ch t ả ệ ố
ứ ử ụ
ự
ươ
ả
ệ
ễ
ố
ệ ộ
ỏ ằ
ậ
ắ ệ
ứ
ớ
ố ộ ủ
ế ồ ạ
ứ ự
ườ
ố
ố ả
ắ
ự ở ộ
ừ
ắ
trong vi c
c l
ệ ng h s ệ ố ệ ướ ượ
ế
ố
ừ ộ ệ mua tuy t đ i và thu nh p bình quân th c b ng cách s d ng ằ ậ ng RMB vào ph ng pháp b ng h i quy. B ng cách đ t đ ặ ườ ằ ồ kinh nghi m th c ti n c a qu c trong m i quan h có đ c t ố ủ ự ượ ừ gia phát tri n và đang phát tri n trong m t kho ng th i gian dài, ờ ể ả ể giá th t cách ti p c n này nh m vào câu h i r ng khi nào thì t ỷ ậ c a đ ng nhân dân t Trung Qu c cân x ng v i m c cân b ng. ằ ủ Bên c nh vi c tính toán c ng đ c a s thi u cân đ i, chúng ế ệ c l ng trong b i c nh c a s không ch c tôi đánh giá các ướ ượ ủ ch n mang tính th ng kê. T đây, chúng tôi m r ng vi c xem ố xét c v ý nghĩa th ng kê và kinh t ả ề d báo.
ự
ỷ
ủ
ố
ố
ằ
3.T giá h i đoái cân b ng c a Trung Qu c 3.2. Công th cứ
R hàng hóa bao g m (α) là phi th
ng m i (bi u th b ng ký t
N) - và
ồ i là hàng hóa th
ự T). Khi đó:
ph n còn l
ị ằ ạ ng m i (bi u th b ng ký t ự
ể ị ằ
ươ ạ
ể
ươ
ạ
ổ ầ
pt = αpN,t + (1-α)pT,t
(1)
B ng thao tác đ n gi n, ng
giá th c đ
c cho b i:
ả
ằ
ơ
ườ
i ta th y r ng t ấ ằ
ỷ
ự
ượ
ở
qt ≡ st – pt + pt* = (st – pT,t + p*T,t) −α [pN,t – pT,t] +α[ pN,t* − p*T,t]
(2)
Vi
t l ế ạ
ạ
ố
(st – pT,t + p*T,t) [ pN,t - pT,t]- [p*N,t
ng m i liên qu c gia) = ng đ i liên qu c gia) ≡ t l ế ạ
i, thay th qT,t (giá th ế ươ ng m i t và ωt (giá phi th ố ố ươ ạ ươ i nh sau: − p*T,t] d n đ n (2) đ c vi ế ư ượ ẫ qt = qT,t - α ωt
(2’)
ố
ng đ i c a hàng hoá m u d ch
giá h i đoái th c có th đ ể ượ ố ủ
c đánh giá cao vì ị
ệ
ề ữ ữ
ươ
ậ ị
ặ
ậ
ố kinh t
Đi u này cho th y t ấ ỷ nh ng thay đ i xu t hi n trong giá t ấ ổ gi a các qu c gia ho c giá t ng đ i c a hàng hóa phi m u d ch phát ố sinh trong m t qu c gia, liên quan đ n m t qu c gia khác. V nguyên ộ t c, các nhân t ắ
ự ươ ố ủ ế ộ
ộ ề có th tác đ ng đ n m t ho c c hai. ế
ố ộ
ế
ể
ặ
ả
ố
ỷ
ủ
ố
ố
ằ
3.T giá h i đoái cân b ng c a Trung Qu c 3.2. Công th cứ
ị
ố
ồ
ể
ụ
ị
ậ ệ
, nó đã đ
ả
ượ
ệ ậ ầ
ự
ể ở
c tiên,
. Tr
ả ở ộ
ậ
ứ
ỗ
ằ ặ ủ
ế
ắ
ế ị ả
ề ệ
ị
ầ
ố
. Th ba, tác gi xem xét s n đ nh m i ứ ố ự ổ i ng đ i và thu nh p bình quân đ u ng ườ ả ươ ng đ i b ng cách s d ng: a) m u b sung v kho ng th i ờ
ử ụ
ậ ổ
ề
ả
ẫ
Chúng ta t n d ng m i quan h này đ xác đ nh xem li u đ ng ệ nhân dân t có b đánh giá th p hay không. Cách ti p c n này ế ấ c th c hi n g n đây hi n nhiên không ph i là m i l ệ ớ ạ b i Frankel (2006) và Coudert and Couharde (2005). Tuy nhiên, m r ng cách ti p c n này ra y u t các tác gi ướ ế ố ế ậ chúng tôi tranh lu n cách ti p c n này b ng vi c k t h p y u t ế ợ ệ ậ ế ố ế đ nh rõ đ c đi m c a s không chu i th i gian. Th hai, tác gi ự ủ ể ả ị ờ ch c ch n liên quan đ n các quy t đ nh c a chúng tôi v s m t ề ự ấ ắ cân đ i c a ti n t ố ủ quan h gi a giá c t ệ ữ t ố ằ ươ gian và nhóm các qu c gia c đ nh, b) các bi n ki m soát. ố ị
ế
ể
ố
ỷ
ằ
ủ ố ơ ả
ố ử ụ
ố ệ
ố ế
ư
ặ
ả
3.T giá h i đoái cân b ng c a Trung Qu c 3.3. Các k t qu 2 bi n s c b n: s d ng s li u đ c tr ng ế năm 2007
Tác gi
160 qu c
ậ
ả
ệ ừ
ố ầ
ế
ữ
nh ng ch ỉ ữ i c a Ngân hàng
ố
i (WDI). B i vì m t s d li u b ị
c
ộ ố ữ ệ ượ
ố ệ
ả
thu th p tài li u t gia trong giai đo n 1975-2005. H u h t ạ nh ng d li u đ c l y t ượ ấ ừ ữ ệ s phát tri n th gi ế ớ ủ ể Th gi ở ế ớ thi u sót nên b n s li u không đ ế cân đ i. ố
Tác gi
ậ
ả
ầ
thu th p tài li u t ệ ừ ế
ố ữ ệ
ỉ ố ở
ế
ộ ố ữ ệ c cân đ i. ố
160 qu c gia trong giai đo n 1975-2005. H u h t nh ng d li u đ c l y t ữ ạ ượ ấ ừ i c a Ngân hàng Th nh ng ch s phát tri n th gi ế ớ ủ ể ữ ế gi i (WDI). B i vì m t s d li u b thi u sót nên b n ả ị ớ s li u không đ ố ệ ở ộ
M r ng cách ti p c n chéo (cross-section) ậ
ượ ế
c a ủ
ứ
ồ
ờ c th hi n trong các đi u ki n liên quan đ n ề
ể ệ
ệ
c tính m i quan h gi a Frankel (2006), chúng tôi ệ ữ ố ướ giá th c và thu nh p b ng cách s d ng m t dãy t ỷ ộ ử ụ ằ ậ t c các d li u th i gian chéo h i quy (OLS), n i t ơ ấ ả ữ ệ bi n đ ế ượ ế Hoa Kỳ;
rit = β0 + β1yit + uit
(5)
ồ
ự
ướ
Bi u đ 7: ể ơ
T l ỷ ệ ậ
RMB phân tán d a trên ố
ị
ữ ệ
ố
c tính chung OLS v i PPP – căn c vào m t ộ ứ ớ c l y t World Economic ượ ấ ừ
đ n v thu nh p v n, 1975 – 2005; D li u Trung Qu c 2006 đ c d a trên d li u ICP 2007. Outlook; Quan sát “Trung Qu c m i 2005” đ ữ ệ
ượ
ự
ố
ớ
ỷ
ằ
ủ ố ơ ả
ố ử ụ
ố ệ
ố ế
ư
ặ
ả
3.T giá h i đoái cân b ng c a Trung Qu c 3.3. Các k t qu 2 bi n s c b n: s d ng s li u đ c tr ng ế năm 2007
c bi u di n t
ể
ng đi c a RMB đ ủ
ấ ng t
i giá tr cân b ng đ
ị
ể ậ
ồ ướ
i bi u đ 7 r t thú v . B t đ u t ớ
m t khuôn c d ượ ự
ạ
ượ
ấ
ượ ườ c đánh giá quá cao, qua ba th p k sau đó nó h t cao quá m c, do đó, ứ ờ
(trong đi u ki n tuy t đ i là 50%). ng đã d đoán theo
ng đ th c a RMB khác so v i đ
ườ
ậ ự
ễ ạ ỷ giai đo n năm 2005-2006, nó đ ở th i kỳ quan sát (log terms) ệ ề ớ ườ
ị ắ ầ ừ ộ ằ c đ nh giá khá ượ ị ệ ố ự
ế ủ
ậ ả
ạ
ộ
ố
ố
ng đ i. M t khác, Nh t B n - m t qu c gia th ườ ộ
ng đ ố
ả ọ
ế ủ ố
ả ươ
ả ư
ữ
ự
ữ
ậ
c l
ượ ướ ượ
ố ả
ệ
ừ ữ
ụ ị
ữ
ẩ
ầ
ị
ệ ấ ở ố ượ
ng này. c gi a nh ng năm 1980, ngay c ả c a c khen ng i cho vi c h giá đ ng nhân dân t ệ ủ ệ ạ
ồ
ề ữ Đ u tiên, RMB liên t c b đ nh giá th p b i tiêu chu n này t vào năm 1997 và 1998, khi Trung Qu c đ ợ mình b t ch p s đe d a đ n v th c nh tranh c a nó.
ị ế ạ
ọ ế
ấ ự
ủ
ấ
Xem xét đ m u đ ẫ ượ đoán và sau đó v th p vào kho ng 60% trong ả Đó th t s là m t bài toán khó vì đ ồ ị ủ ộ gi thuy t c a Balassa-Samuelson. So sánh các quan sát trong năm 1975 và 2004, chúng tôi ả th y r ng các qu c gia nh Indonesia, Malaysia, và Singapore cũng gia tăng thu nh p c a h ậ ủ ọ ấ ằ ố ư c dùng i gi m m c giá t nh ng l ặ ượ ươ ứ ư thuy t c a Balassa-Samuelson, có m t m i quan h trong minh h a cho tác đ ng trong gi ệ ộ tích c c gi a thu nh p và m c giá t ng đ i. Chúng tôi b o l u nh ng phân tích sâu h n n a ơ ữ ứ ng lai. cho các nghiên c u trong t ươ ứ Trong b i c nh này, chúng tôi th c hi n hai quan sát v nh ng sai l ch đ ự
ỷ
ằ
ủ ố ơ ả
ố ử ụ
ố ệ
ố ế
ư
ặ
ả
3.T giá h i đoái cân b ng c a Trung Qu c 3.3. Các k t qu 2 bi n s c b n: s d ng s li u đ c tr ng ế năm 2007
ớ
ọ
ẽ
ứ
ị
ả
ẩ
ấ ề
ố ả
ượ i đ ệ ạ ượ
ố
ẩ
ế
ng t
ị
ư
t xa giá tr d đoán v i sai ị ự c xem nh là giá tr cân ư áp d ng chung, ụ ự
ệ
ể
ủ
ư ậ
ấ ẳ
ẩ ề ặ ị
ố c tính c a vi c đánh giá th p đ ng RMB ứ ộ ướ
ươ ồ
ấ
ố
ể
ờ
ố
là quan tr ng nh t là trong năm 2005, RMB v s tiêu chu n trong kho ng 1-2, đi u mà trong b i c nh hi n t ố b ng. Hay nói cách khác, theo tiêu chu n th ng kê chu n mà các nhà kinh t ằ đ ng RMB không b đánh giá th p v m t ý nghĩa th ng kê (nh trong năm 2005). T ồ nh v y, chúng tôi không th kh ng đ nh m c đ là có ý nghĩa th ng kê trong năm 2006. S m r ng quan sát trong các bi u đ phân tán s ẽ ự ở ộ ngăn nh ng ai có l ề ứ ộ ữ
ủ ự
ồ
Th hai, và có l
ồ i tuyên b hùng h n v m c đ chính xác c a s sai l ch . ữ
ể
ể
ồ
ự c công ướ ng th p và theo
ự c kém phát tri n, tăng tr
ấ ng cao so v i tăng tr
ệ ở ộ ố ưở
ể
ệ
ớ ướ ổ
ạ
ờ
ể ằ
ặ
ỉ
t c các m u, nh ng h u nh không có tr
ng ch ra r ng đ ng RMB ư
ư ấ ả
ế ầ
ấ
ớ ế c l ể ướ ượ ầ ư ự ươ
ệ
ẫ ả ậ ậ
ố ế ố
ự
ạ
ả
ủ ệ
ạ
ắ
ộ
ắ ấ ớ
ế ấ ố
ữ ệ
ự
ằ
c l
ứ này đ cho phép s phát tri n không đ ng nh t theo các nhóm qu c gia (n nghi p so v i n ấ ưở vùng lãnh th ) và theo các giai đo n th i gian. Sau khi ti n hành các ki m tra khác nhau v đ b n, chúng tôi k t lu n r ng m c dù các đi m ồ ậ ằ ề ộ ề ng h p nào b đ nh giá th p trong h u nh t ợ ườ ị ị c dùng đ ng quan n i ti p đ là sai l ch mang ý nghĩa th ng kê, và qu th t, khi s t ượ ể ố m c i thích, ph m vi c a s thi u liên k t th m chí không có ý nghĩa th ng kê gi ở ứ ế c l ng 50%. Nh ng phát hi n này nh n m nh đ không ch c ch n xung quanh các ướ ượ th c nghi m c a “các t giá h i đoái cân b ng th c" là r t l n, do đó nh n m nh s khó ự ự ạ ỷ ủ ng chính xác đ ng RMB b đ nh giá th p nh th nào. khăn trong vi c ị ệ ướ ượ
ấ ư ế
ấ
ồ
ị
Theo Cheung và nh ng nhà nghiên c u khác (2007b), chúng tôi m r ng s phân tích
ỷ
ố
3.T giá h i đoái cân b ng c a Trung Qu c ố ơ ả
ố ệ
ằ ữ
ủ ặ
ư
ặ
ậ
3.3 C p nh t nh ng đ c đi m c b n: s li u đ c tr ng ể ậ năm 2008
K t qu này đ
ơ
ạ
ế
ể
ượ
ứ
ồ ậ
ớ
ấ
ủ ử ụ
ữ
ứ
ư ế
ả
ấ
[1].
ể ủ
c đây c a chúng tôi đã bi n m t trong phân tích này ế
ứ
ể
ế
c đó c a chúng tôi r ng các b ng ch ng th ng kê cho
ứ
ằ
ố
ự ủ ấ
ế ắ
ự
ả ủ ắ ườ
ướ ị
ủ
ề
ả
ố
ỉ
c minh ho rõ ràng trong bi u đ 8, n i trình ả bày bi u đ phân tán c a m c giá so v i thu nh p bình quân ể ớ ồ i, nh ng s d ng nh ng d li u m i nh t. Nh ng con đ u ng ữ ệ ữ ườ ầ s này t ng k t nghiên c u c b n c a chúng tôi: đó là m t đ ộ ộ ủ ơ ả ổ ố c tìm th y trong phân tích l ch đáng k (vào kho ng 40%) đ ượ ệ tr ấ ướ Ng i ta dùng s phát tri n này nh m t minh ch ng cho k t ư ộ ườ lu n tr ằ ướ ậ vi c đ nh giá th p là không đúng. Tuy nhiên, các k t qu c a ị ệ c đây là d a trên mô hình không ch c ch n. S chúng tôi tr ự ng, đi u đi u ch nh v trí c a Trung Qu c ph n ánh sai s đo l ề ố mà chúng tôi đã không quan tâm trong quá trình phân tích tr c ướ đó.
ỷ
ủ
ố ố ệ
ố ậ
ơ ả
ư
ữ
ể
ặ
ậ
3.T giá h i đoái cân b ng c a Trung Qu c ằ 3.3 C p nh t nh ng đ c đi m c b n: s li u đ c tr ng năm ặ 2008
Ngân hàng Th gi
i có báo cáo
c tính m i v GDP c a Trung
ướ
ớ ề
ế ớ
ố
ằ
ế
ứ ự
ả
ể
ự ế
ữ ệ
ớ ề
ượ
ằ
ố
ấ ằ
c tính cũng b ng s đó. S d ng d li u đ i ta th y r ng quan sát năm 2005 c a Trung ng h i qui, đ ồ
ả ữ ệ ủ ạ
ườ
ố
ằ ể
ớ
ướ
ả
c tô đ m là “TQ c tính m i đã ớ ướ . Tuy ế
c tính c a các tác gi ề ấ
ỏ ự ệ
ủ i thích đúng đ n v v n đ này liên quan đ n m t ề ữ ệ ơ
ủ
ề
ề
ố
ượ
ằ
ổ ng l
ử c l
ủ Qu c và m c giá trong năm 2005, đo b ng PPP. Nh ng c ữ ướ tính này, d a trên k t qu c a D án So sánh Qu c t , k t h p ố ế ế ợ ả ủ d li u đi m chu n m i v giá. K t qu cu i cùng là gi m GDP ẩ ả ố c tính c a Trung Qu c kho ng 40%, và i bình quân đ u ng ố ủ ườ ướ ầ tăng m c giá c ướ ử ụ ứ c p nh t, ng ậ ườ ậ Qu c v c b n n m trên đ ượ ề ơ ả m i 2005” trong bi u đ 7. Nói cách khác, các ồ xóa b s đánh giá th p theo ấ nhiên, vi c gi ộ ắ ả cách ti p c n h i khác. Đi u này là do d li u c a nhi u qu c ậ ế c s a đ i đáng k . Đi u này có nghĩa r ng chúng ta gia đã đ c n ph i ầ
ề ể i s h i quy ạ ự ồ
ả ướ ượ
ỷ
ủ
ố ố ệ
ố ậ
ơ ả
ư
ữ
ể
ặ
ậ
3.T giá h i đoái cân b ng c a Trung Qu c ằ 3.3 C p nh t nh ng đ c đi m c b n: s li u đ c tr ng năm ặ 2008
Bi u đ 8:
c tính chung OLS v i PPP
T l
ể
ỷ ệ
ớ
RMB phân tán d a trên – căn c vào m t đ n v thu nh p v n, d li u tiêu bi u 2008. ậ
ướ ữ ệ
ộ ơ
ự ố
ồ ứ
ể
ị
ỷ
ủ
ố ố ệ
ố ậ
ơ ả
ư
ữ
ể
ặ
ậ
3.T giá h i đoái cân b ng c a Trung Qu c ằ 3.3 C p nh t nh ng đ c đi m c b n: s li u đ c tr ng năm ặ 2008
ồ
ả
ạ
ể
ậ
K t qu này đ ượ ủ
ứ ữ ệ
ố
ơ ầ ổ ể
c tìm th y trong phân tích tr
c đây c a Các tác gi
ấ
ơ ả ượ
ữ ộ ộ ệ ướ
ả
c
[1]. ể
ướ
ứ
ế
ậ
c minh ho rõ ràng trong bi u đ 8, n i trình bày bi u ể ế đ phân tán c a m c giá so v i thu nh p bình quân đ u ng i, nh ng ớ ư ườ ồ s d ng nh ng d li u m i nh t. Nh ng con s này t ng k t nghiên ế ấ ớ ữ ử ụ : đó là m t đ l ch đáng k (vào kho ng c u c b n c a Các tác gi ả ả ủ ứ 40%) đ đã bi n ế ủ m t trong phân tích này ấ Ng ườ ủ
ả ằ
ằ
ị tr ả ướ
ấ ự
ắ
ắ
ố
ị
ề
ả
ả
ố
i ta dùng s phát tri n này nh m t minh ch ng cho k t lu n tr ư ộ ự r ng các b ng ch ng th ng kê cho vi c đ nh giá đó c a Các tác gi ố ứ ệ c đây là th p là không đúng. Tuy nhiên, các k t qu c a Các tác gi ế ả ủ d a trên mô hình không ch c ch n. S đi u ch nh v trí c a Trung Qu c ủ ỉ ự ề đã không quan tâm trong ph n ánh sai s đo l quá trình phân tích tr
ng, đi u mà Các tác gi c đó.
ườ ướ
ả
không ki m soát các hi u ng thêm vào trong nh ng h i ồ
ệ ứ
ể
ả ơ ả
ữ ậ
ổ ớ ế ch c. Xem cheung et
cá nhân và t
ế ồ
ứ
ế
ổ
[1] Các tác gi qui này. Tuy nhiên, k t qu c b n thì không thay đ i v i k t lu n v ề các bi n khác bao g m các nhân t ố al (2009).
ộ
ươ
4. Đ co giãn th 4.1 Đ co giãn th
ng
ộ
ng m i ạ ng m i đa ph ạ
ươ
ươ
Tr
ng m i c a Trung
ạ ủ ướ
ướ
ướ ố ươ
i c a th gi ạ ủ ữ
c tính các ẩ
ậ
ẩ
Qu c đ i v i các n ố ớ ph theo quan đi m c a ng
c tiên, chúng ta hãy xem xét dòng ch y th c còn l ớ ườ
ả ươ i. Chúng ta ế ớ ng trình sau đây, v i nh ng ký hi u v xu t xu t kh u nh p kh u ấ ấ ề ệ i Trung Qu c: ố
ủ
ể
ext = β0 + β1 yt* + β2 qt + β3 zt +u1,t ,
(4)
và
(5) c đ nh nghĩa quy ị
imt = γ0 +γ1 yt +γ2 qt +γ3 wt +u2,t , giá th c (đ ộ
ượ
Trong đó y là m t bi n đ ng, q là t ộ
ể
ự ế
ộ ơ
ướ ế
ế
ộ
ộ
ể
ậ
c tính b ng cách s d ng ph
ể ng trình trên đ ươ
ế ị ấ khác đ làm tăng nhu c u nh p kh u. Các ế ố c ượ ướ
ầ ử ụ
ươ
ớ ự
ạ ủ ủ
ế
c ỷ đ tăng m t đ n v m t giá), và z là m t bi n cung. Bi n w là m t bi n chuy n cho các y u t ẩ ph ng pháp h i ồ ằ quy OLS linh ho t c a Stock -Watson (1993) v i s thay đ i đ u tiên ổ ầ “leads và lags” c a các các bi n bên ph i. ả ụ
ề
ậ
ấ
ẩ
Đ i v i các bi n ph thu c, chúng ta đã thu th p d li u v xu t kh u đ u nh ng năm 1980 đ n năm 2006 trên
ữ ệ ế
ố ớ ậ
ẩ
t chia thành dòng
ộ ố ừ ầ ữ ệ
ữ
ng m i thông th
ng, gia công và t ng ph n
ế và nh p kh u Trung Qu c t ữ c s hàng tháng. Nh ng d li u này đ ơ ở ch y th ả
c l n l ượ ầ ượ ừ
ươ
ườ
ầ
ạ
ộ
ươ
4. Đ co giãn th 4.1 Đ co giãn th
ng
ộ
ng m i ạ ng m i đa ph ạ
ươ
ươ
Có hai k t qu đ
t c các k t qu h i quy . Tr
ấ
ế
ế
ế
ằ
ồ ạ
ả ồ ệ ố
c th ng nh t trong t ố ị ấ
ố
ấ
ự
ủ ị
ứ ạ
ấ ả không t n t ẽ ệ
c tiên, bi n thu nh p ậ ướ i) và h s có ý nghĩa th ng kê. Th hai, t ố ỷ ự ấ
ả ượ n m trong m t giá tr r t cao (có l ộ giá h i đoái th c n m trong d u hi u ph đ nh hoàn toàn - có nghĩa là s m t giá m nh đ ng RMB gây ra s s t gi m xu t kh u.
ấ
ả
ế
ế
ế
ữ
ồ ở
ẩ
ư ủ
ố
ự
ả ủ ế ị
i tr c giác, Các tác gi ạ ự ậ ụ ố ủ
ằ ư ụ B i vì nh ng k t qu trên có v nh ch ng l ả ấ ng t ườ
ỉ ố ỷ ướ
ẻ ả t m c giá t ứ ỷ ả
ể
ứ
ố
ả ướ ươ c đo c a c a phía cung b ng cácb s d ng th
là t t c a m c giá hàng hóa m u d ch t ằ
chú ý đ n bi n cung. giá c đo ậ ươ giá h i đoái gi m phát CPI, đây có th ho c không th ể ặ ng đ i Do đó, Các tác gi thêm vào m t ộ ả c đo c a ngu n v n s n xu t Trung ả ố ướ
ố ậ ị ử ụ
ủ
ấ
ồ
ệ ố ế
ượ
ệ
ế
ả
ị
ử ụ ấ
ệ ố
ằ ổ
ạ
ậ
ị
ườ
phân đ nh nh p ị
ố ố
ủ
ể
ả
ả
ậ
ư Nh p kh u t ng h p xu t hi n ph n ng m nh đ n thu nh p theo h
c d đoán.
ng đ
ơ chuy n sang ki m tra nh p kh u c a Trung Qu c. Các tác gi ẩ kh u thành t ng dòng gi ng nh xu t kh u. ẩ ạ
ố ấ
ượ
ự
ế
ệ
ậ
ẩ ố Mô hình hàng hóa b t hoàn h o c a xu t nh p kh u ph thu c ch y u vào ch s t ộ ấ ng đ i c a hàng hóa m u d ch. Tuy nhiên, th hoán đ i th c đo l ổ giá h i đoái c a Các tác gi t ố ủ ỷ c đo t là th ố ủ th ủ ủ ướ Qu c.ố Các k t qu có đ ế hi n gi ờ ệ v h p lý h n, th m chí chúng th ậ ẻ ợ Các tác gi ể ẩ ậ ặ
c b ng vi c s d ng bi n cung này khá thú v . Theo đó, h s bi n cung là có ý nghĩa n đ nh duy nh t. Bên c nh đó, vào lúc này, h s giá và thu nh p có ng không có ý nghĩa th ng kê. ậ ấ ả ứ ế
tái t o các k t qu liên quan đ n co giãn giá c a Marquez và ế
ướ ủ
ả
ạ
ả
ứ
ế
ề
ề
ế
ẩ
ẫ
ả
ơ
ộ ồ ậ
ậ
ẩ
ỉ
ỗ ạ
ể ứ
ườ
ế
i ta m i có đ ớ i vi c tìm ki m
ng t
ng.
ừ ợ ẩ ổ M t khác, Các tác gi Schindler. M t đ ng RMB y u d n đ n nh p kh u nhi u h n ch không ph i ít đi. Đi u này ậ ng. Ch khi chuy n sang nh p kh u hàng hoá ch đúng cho nh p kh u hàng hoá thông th ườ ẩ gia công và t ng ph n, ng c m t s b ng ch ng h n t p, và vì th các k t ượ ầ ừ ế ế m t h s sai h qu đó v n h ộ ệ ố ệ ớ ướ
ỉ ộ ố ằ ướ
ẫ
ả
ộ
ươ
4. Đ co giãn th 4.1 Đ co giãn th
ng m i song ph
ộ
ng m i ạ ạ
ươ
ươ
ng M - TQ ỹ
Đ co giãn thu nh p đ
ậ ư ả ố c tính d a trên d li u Hoa Kỳ là kh quan, nh ng không có ý nghĩa th ng kê. c giá th c song ph ự ố ươ ự ở ượ đ nh giá ộ ặ ị ng. Nói cách khác, b i vì RMB đ ệ ị ấ ẩ ố ồ ỹ ượ ủ ẩ ồ ố ầ ẩ ạ ố ị ố ớ l n h n so v i các n ướ ố ơ ớ ủ khác. Tuy c tính này không th c và không mang nhi u ý nghĩa th ng kê. Cu i cùng, bi n cung c p c trong khu v c ASEAN và các n n kinh t ố ế ế ự ề ấ ố c ữ ệ ượ ướ M t khác, có m t h s có ý nghĩa th ng kê trên t ộ ệ ố ỷ đ nh giá th p so v i đ ng đô la, xu t kh u Trung Qu c vào M tăng. Ngoài ra, khi đ ng nhân dân t ấ ớ ồ ng xu t kh u c a Trung Qu c vào M tăng. Thêm vào đó, khi đ ng nhân dân t th p so v i đ ng USD, l ớ ồ ệ ỹ ấ ấ ng m i, th ph n xu t kh u c a Trung c a Trung Qu c đ nh giá th p h n so v i các qu c gia đ i tác th ị ấ ươ ơ ấ ố ủ Qu c vào M chi m m t t l ế ề ự ộ ỷ ệ ớ ỹ nhiên, tác đ ng ướ ộ đi kèm v i h s ý nghĩa th ng kê. ớ ệ ố ố
Thú v là khi Các tác gi ỹ
Chúng ta nên chú tr ng nh ng
s d ng d li u c a Trung Qu c, Các tác gi ị ữ ệ ủ ố ượ ự ả có đ ng. Do đó, Các tác gi ẫ c m t h s tiêu c c v thu ề giá h i đoái ố ộ ệ ố tin r ng t ằ ả ỷ ị ả ng đ n dòng ch y th ng không nh h ưở ng m i song ph ng. ả ử ụ ế ả nh p M . Tuy nhiên, các k t qu khác v n không b nh h th c song ph ươ ả ưở ậ ự ươ ế ả ạ ươ
Ng
tin r ng các k t qu d a trên d li u c a Hoa Kỳ ng nào? Các tác gi c l ướ ượ ả ự ữ ệ ế ả ằ ủ ố ớ ọ ơ ế ậ ấ ẩ ộ ố ữ có đ tin c y cao h n, ít nh t là trong ph m vi có liên quan đ n xu t kh u c a Trung Qu c. Đ i v i hàng ấ nh p kh u c a Trung Qu c t M , d li u c a Trung Qu c có th đáng tin c y h n. ố ạ ố ừ ỹ ữ ệ ủ ậ ủ ủ ể ậ ẩ ơ
ả ượ ủ ấ ẩ ố ố ỹ i thích t c cho l ng đ i t thu nh p và t ậ ủ ỷ ự ủ i v i k t qu thu đ ả ố ươ ự ố ố ượ t t ố ố ừ ả ộ ố ế ố ỹ ỷ ng xu t kh u c a Trung Qu c sang M , nh p kh u c a Trung Qu c ậ giá h i đoái th c c a Trung Qu c - ít nh t là cho d ữ ng đ ướ ố ng t ượ giá h i đoái th c. Cho c đ co giãn có ý nghĩa th ng kê và theo h ủ c nh n bi ậ ượ ự ệ ấ t nào. M c dù có s t ặ ứ ự ươ ử ụ ữ ố c l ẩ ượ ạ ớ ế M đã đ t c gi ố ấ ừ ỹ c tiên đoán khi s li u M - t ử ượ ỹ ỷ ệ ng m i khác m t giá h i đoái c a Trung Qu c liên quan đ n các đ i tác th d ng d li u M . Tuy nhiên, t ộ ạ ươ ữ ệ ụ i không đi theo b t kỳ mô hình đ l n n a l trong vi c x lý chu i ữ ạ ỗ ử ế ầ d li u th i gian c a M và Trung Qu c, khi nh ng nhà nghiên c u sau s d ng (when the latter are used), ờ ữ ệ các h s t ng không còn ý nghĩa th ng kê, cũng không còn là d u hi u tiêu c c. giá th c t ủ ỹ song ph ự ế ệ ố ỷ ươ ự ệ ấ ố
K T LU N
Ậ
Ế
Nghiên c u này nh m làm sáng t
Đ u tiên v i giá tr th c c a đ ng nhân dân t ị ự ứ
Các tác gi ể ỏ
ỏ ố ằ ữ ứ ậ ệ ủ ộ ố đ c bi ố ặ ọ giá h i đoái c a Trung Qu c và cán cân đ i quy t đ nh t ố ỷ ế ị ngo i c a Trung Qu c. Trong tài li u th c nghi m, Các tác gi t quan tr ng: đã nêu b t m t nhân t ả có nhi u m i quan h th c nghi m đ ệ ạ ủ ề ồ ả ầ ệ ố ớ ố ệ ự ủ ố ệ ữ ườ ứ ồ ủ ắ không th c s ch c ch n. Và th m chí ự ư ề ệ ổ ế ề ệ ố ộ ố i nh ng phát hi n c a Cheung và nh ng ủ ầ ắ ắ ữ i và giá tr ị i c a ề ự ồ ạ ủ ậ c khi ai đó thêm vào mô hình không ch c ch n và l ườ ư ắ ẫ ỗ i đo l ng, Các tác gi ệ bình quân đ u ng có th khá ch c ch n v s t n t ự ả ứ ỏ ả ự ắ c ch ng minh rõ ràng nh là ng, nó v n đ ượ không th bác b gi ế ể ủ ị ớ ớ ọ thuy t ph đ nh: ệ vi c c p nh t giá đ ng nhân dân t ả ự ấ ạ i ích t ắ m c ý nghĩa th ng kê thông th ườ ố ở ứ ầ ề ấ ờ ớ ừ ệ ủ ị ệ ồ ữ ế ấ ả ả ỏ ộ ậ ị ậ b đ nh giá th p 40%. ệ ị ươ ả ề ể ệ ữ , v i nh ng l ợ ồ ỏ ằ áp d ng cho nh ng phát hi n c a Các tác gi ự ợ ấ ng m i, có l ạ ả ủ ể ề c thông qua, Các tác gi ủ giá h i đoái. Theo quan đi m c a Các tác gi ả ượ ế ậ nh ng y u t ế ố ệ ự ệ c xác đ nh là có ít ý nghĩa. ị ượ nh c l , Các tác gi ữ ắ ạ nhà đ ng nghiên c u (2007b) cho r ng m i quan h gi a thu nh p th c t ự ế ậ ằ th c c a ti n theo ngang giá s c mua là khá ph bi n. Các tác gi ự ể ả m i quan h đó, nh ng s chính xác v h s đ d c thì Các tác gi ố tr ướ k t qu . Do đó, ả ế không đ nh giá th p. T t nhiên, đi u quan tr ng c n nh là s th t b i khi bác b m t vô hi u khác v i vi c ị ấ thuy t ph đ nh ch p nh n gi [1]. Ngay c bây gi ệ ậ và d li u thu nh p, Các tác gi cũng không th bác b r ng đ ng nhân dân t ả ậ ữ ệ Các mô t ng t ụ ng h p c a t ơ ủ ỷ ươ ầ ữ ữ ệ ổ ề ơ ấ ữ ệ ổ ơ ấ ộ ề ả ệ ng thay th v kh năng cung c p c a s d ng m t bi n pháp đo l ng v n, thúc đ y Các tác gi ả ử ụ ế ề ườ ủ ệ ả ấ ẩ ố ộ th m chí v co giãn th t ẽ ậ ả ươ , k t qu đó xu t hi n b i m t s nhi u h n tr ộ ố ở ệ ả ế ấ ườ ố ch d a vào d li u c a m t qu c ng pháp ti p c n đ lý do. Đ u tiên, trong ph ộ ữ ệ ố ủ ỉ ự gia, thay vì l y d li u gi a các qu c gia. Th hai, các d li u liên quan đ n m t n n kinh t đang tr i qua ế ứ ả ế ố ấ nh ng thay đ i v c c u nhanh chóng. Nh ng thay đ i c c u này bao g m c vi c gia tăng nhanh chóng ồ ữ ữ th tr ị ườ Trung Qu cố [2]. ả ủ ế ậ ậ ừ ộ ố ậ ằ ạ ế ọ ủ ặ ố ộ ố ạ ừ ưở ả l ầ ng nh p kh u trong giai đo n t ế ng, ườ t, ệ năm 2005-2006 ả ụ ậ ẩ ả ti ự ả ậ ở , hoàn toàn theo cách ti p c n thông th cũng th a nh n r ng cách ti p c n c a Các tác gi ả vĩ mô g n đây c a Trung Qu c. Đ c bi có th b qua m t s khía c nh quan tr ng trong hành vi kinh t ế m t s quan sát đã ghi nh n s suy gi m trong tăng tr ậ ự ậ liên quan đ n s suy gi m trong tiêu dùng, l n l ự ụ ầ ượ ẫ ả ế và làm tăng t ệ h gi a thu nh p kh d ng/GDP ỷ ệ ữ ủ c ki m tra l ng đ n xu t nh p kh u cho nên s b qua các y u t t d n đ n s s t gi m t ự t ki m/thu nh p kh d ng (IMF-2006). B i vì s rõ ràng c a hành vi tiêu dùng có nh l ỷ ệ ế ậ ấ này c n ph i đ ầ ả ụ ự ỏ ả ượ ế ố ưở i. ạ ế ể ẩ
k t lu n r ng có m t s b ng ch ng cho th y dòng
V i s c n tr ng, Các tác gi
ứ
ọ
ộ ố ằ
ổ
ỷ
ạ ủ
ạ ớ ự
ậ ằ ả ứ
ấ giá h i ố c tính co giãn giá
i v i s thay đ i trong t ướ
ư ớ
ậ
ả
ng c a Các tác gi
là b ng cách s ử
ằ
ố
ậ
ả
ủ ự
ể
ng đã đ
ố ậ
ươ
ể
ng đ i nh và đôi khi đ i l p v i h c l
ố ng tin c y, và lo i b nh ng
ạ ỏ
ử ụ
ữ
tăng 10% giá tr s d n đ n s s t gi m
ậ ộ ố ướ ượ th y r ng đ ng Nhân dân t ệ ồ
giá th c có tác đ ng lên dòng ch y ộ ả c d ớ ướ ượ ự ng sai l m, c l ầ ướ ượ ả ự ụ ế ng m i Trung Qu c;
ả ấ ằ ỹ
ơ
đô la M (tính
đô la M (tính theo đ n v 2000$) trong cán cân th ị ớ
ị ẽ ẫ ươ ả
ớ ự ụ
ẫ
ỷ
ố ỹ
ơ
ị
ả ế ớ ự ẩ ch y th ng m i c a Trung Qu c ph n ng l ố ươ ả đoái th c và cũng nh v i các m c thu nh p. Tuy nhiên, ậ ứ ự c tính là c m tính. không đáng tin c y, và m t s ộ ố ướ K t lu n cu i cùng v đ co giãn c l ề ộ ướ ượ ế c l ng đi m đi n hình, t d ng các ỷ ể ướ ượ ụ th ng m i t ng th là t ỏ ạ ổ ươ đoán. S d ng m t s Các tác gi 46 t ạ ỷ tuy nhiên, nó v n không quá l n khi so sánh v i s s t gi m 401 t theo đ n v 2000$) vào năm 2006. ế
ỗ
ủ
ỉ
ng m i c a Trung Qu c, đ c bi
ệ ư ươ
ỷ ặ
ủ
ệ
Nh ng phát hi n này cho th y n u ch có m i chính sách t ấ ạ ủ ự
ả
ố ấ ủ ủ
ướ ọ ự
ự
ơ
ữ ả ộ ượ ộ
ố c còn l ạ ủ ọ ậ
ể ế
ố
giá s không đ làm ẽ t khi đ c trong b i c nh c a ố ả ặ ng gia tăng năng l c s n xu t c a Trung Qu c. Tuỳ theo s phân tích ự i c a th gi ế ớ ơ ng đáng k đ n thâm h t ể ế
c ch n l a, s phát tri n ch m h n c a các n ể ẩ ậ
ướ ớ ự ưở
ậ ủ ơ
ả
ỹ
gi m th ng d th ặ m t xu h đ i tác đ ng đáng k đ n xu t kh u c a Trung Qu c. V i s ít th n tr ng h n, có th ể nói r ng s tăng tr ụ th
ấ ng ch m h n c a M có nh h ưở ằ ủ ng m i c a M v i Trung Qu c. ỹ ớ ươ
ự ạ ủ
ố
