Tiểu luận sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá thực đa phương cân bằng tiếp cận mô hình natrex

Ngoài ra, để nắm bắt sự tiến triển của các đối tácthương mại của Trung Quốc, chúng tôi sử dụng trọng số thương mại thời gian khácnhau tức là trung bình 3 năm để xây dựng tỷ giá thực đa p

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH

KHOA TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP

BÀI THUYẾT TRÌNH

SỰ PHÁ VỠ CẤU TRÚC VÀ

TỶ GIÁ THỰC ĐA PHƯƠNG CÂN BẰNG

TIẾP CẬN MÔ HÌNH NATREX

Giảng viên: PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa

NHÓM 1

Tp Hồ Chí Minh, ngày 23 tháng 2 năm 2013

DANH SÁCH NHÓM

5 Hoàng Thị Bích Phượng TC006

MỤC LỤC

DANH SÁCH NHÓM 1

MỤC LỤC 2

TÓM TẮT: 3

1 TỔNG QUAN 3

2 MÔ HÌNH NATREX MỞ RỘNG 6

2.1 Cấu trúc của mô hình 9

2.1.1 Tiết kiệm 9

2.1.2 Tỷ lệ mậu dịch và tỷ giá hối đoái thực 10

2.1.3 Đầu tư 11

2.1.4 Cân bằng thị trường hàng hóa 13

2.1.5 Cán cân tài khoảng vãng lai 13

2.1.6 Cân đối danh mục đầu tư 14

2.1.7 Vốn tích lũy và tài sản nước ngoài 14

2.2 Cân bằng trung hạn 14

2.3 Điều chỉnh động (Dynamic Adjustment) 15

2.4 Trạng thái ổn định 16

3 PHƯƠNG PHÁP THỰC NGHIỆM 18

4 ĐO LƯỜNG TỶ GIÁ THỰC ĐA PHƯƠNG(REER) 22

5 KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM 26

5.1 Tỷ lệ mậu dịch 31

5.2 Tỷsuất phụ thuộc vào giới trẻ 32

5.3 Giới hạn thanh khoản 33

5.4 Đầu tư chính phủ 34

6 NATREX VÀ ĐỘ LỆCH 34

7 KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH 39

SỰ PHÁ VỠ CẤU TRÚC VÀ TỶ GIÁ THỰC ĐA PHƯƠNG CÂN BẰNG

Ở TRUNG QUỐC TIẾP CẬN MÔ HÌNH NATREX

TÓM TẮT:

Bài viết này nghiên cứu tỷ giá thực đa phương REER cân bằng của đồng

nhân dân tệ Trung Quốc trong thời kỳ cải cách, 1982-2010 Chúng tôi mở rộng mô

hình NATREX trong một số quan điểm quan trọng và áp dụng nó lần đầu

vàoTrung Quốc Một loạt các yếu tố kinh tế cơ bản chỉ áp dụng cho nền kinh tếTrung Quốc được giới thiệu vào mô hình Chúng tôi xây dựng một tập hợp các dữliệu hàng quý và sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng liên kếtnhững phá vỡ cấu trúc nội sinh Ngoài ra, để nắm bắt sự tiến triển của các đối tácthương mại của Trung Quốc, chúng tôi sử dụng trọng số thương mại thời gian khácnhau (tức là trung bình 3 năm) để xây dựng tỷ giá thực đa phương Chúng tôi tìmthấy hai phá vỡ cấu trúc trong mối quan hệ đồng liên kết (năm 1988 và 1992) Tỷ

lệ mậu dịch hiệu quả, các yếu tố dân số, hạn chế thanh khoản và đầu tư của chínhphủ là nhân tố quyết định quan trọng của tỷ giá thực đa phương cân bằng Nhândân tệ được định giá quá cao so với rổ14 loại tiền tệ cho đến giữa những năm

1980 Trong thời gian 1986-2010, nó đã được định giá thấp trong hầu hết các năm,ngoại trừ thời gian châu Á khủng hoảng tài chính vào năm 1997 Chúng tôi thấyviệc định giá thấp đã dai dẳng (kéo dài) từ năm 2004 trở về sau Tuy nhiên, tỷ lệsai lệch là thấp nhiều hơn so với những báo cáo của các nghiên cứu trước đây vàviệc định giá thấp tỷ giá thật sự giảm mạnh trong năm 2008.Việc định giá thấptăng khiêm tốn trong năm 2009 và mạnh trong năm 2010, mặc dù nó vẫn còn thấphơn so với những gì đã được đề xuất trong các nghiên cứu khác

Thặng dư thương mại và nguồn dự trữ ngoại hối khổng lồ của Trung Quốc

đã gây ra cuộc tranh luận đáng kể giữa các chính trị giavà các học giả về giá trị

đồng nhân dân tệ (RMB) Một số nghiên cứu đã điều tra về tỷ giá thực đa phương

ở Trung Quốc, với dẫn chứng về việc định giá thấp đồng RMB từ giữa những năm

1990.1 Hầu hết các nghiên cứu trước đây sử dụng mô hình PPP (ngang giá sức

mua) (ví dụ như Dunaway, Leign & Li, 2006; Shi, 2006; Wang, 2004, 2005),

BEER (Tỷ giá cân bằng theo hành vi) (ví dụ Bénassy-Quéré, Duron Vigneron,

Lahrèche-Révil, Mignon, 2004; Chen,2009; Funke Rahn, 2005; Wang, Hui, &

Soofi, 2007; Zhang, 2002) hoặc FEER (Tỷ giá cân bằng cơ sở) (ví dụ Coudert &

Couharde, 2007; Jeong & Mazier năm 2003; Wang, 2004).

Trong bài viết này, chúng tôi phát triển và áp dụng mô hình NATREX mở rộngmà trước đây chưa được áp dụng ở Trung Quốc Ngược lại vớiPPP, BEER và

FEER, mô hình NATREX xem xét cấu trúc của toàn bộ nền kinh tế và cung cấp

1 Theo một đánh giá gần đây của văn học thực nghiệm về mức cân bằng tỷ giá của Trung Quốc

sử dụng các mô hình thay thế, xem Cline và Williamson (2008).

thêm thông tin về cách xác định tỷ giá cân bằng Thêm vào đó, nền kinh tế TrungQuốc có một hướng tăng trưởng nổi bật hơn các nền kinh tế khác Bài viết này xemxét một loạt các nghiên cứu về các khía cạnh khác nhau của nền kinh tế Trung

Quốc, trongkhuôn khổmô hình NATREX, kết hợp các yếu tốkinh tế cơ bản mà chỉ

áp dụng cho nền kinh tế Trung Quốc như là các nhân tố quyết định tỷ giá cân bằng.Các nhân tố này chưa được điều tra trong các nghiên cứu trước đó Đối với việc áp

dụng các mô hình NATREX chotỷ giá thực đa phương của Trung Quốc chúng tôi

xây dựng một tập hợp các dữ liệu hàng quý cho giai đoạn sau cải cách 1982-2010

Hơn nữa, nền kinh tế Trung Quốc đã trải qua những thay đổi lớn về kinh tế

và chính trị trong những thập kỷ gần đây Nếu những phá vỡ cấu trúc là đáng kểnhưng lại không được giải thích cho các mô hình thực nghiệm, thì có thể dẫn đếnkết luận sai Những phá vỡ cấu trúc tiềm ẩn theo đó là một nhân tố quan trọng cần

được xem xét khi ước tính giá trị cân bằng của RMB, nhưng lại bị phớt lờ trong

các nghiên cứu trước đây ở Trung Quốc.2 Chúng tôi cho phép sự hiện diện của haiyếu tố phá vỡ cấu trúc nội sinh trong các phương trình đồng liên kết bằng cách sử

dụng phương pháp Hatemi-J (2008, 2009), cũng như trong các kiểm định

nghiệm đơn vị.

Ngoài ra, tỷ giá thực đa phương trong các nghiên cứu trước đây ở Trung

Quốc có được từ Quỹ Tiền tệ quốc tế IMF (ví dụ như MacDonald & Dias, 2007;

Wang, 2004), được tính bằng cách sử dụng các trọng số cố định dựa trên dữ liệu

thương mại bình quân trong thời gian 1999-2001 (Bayoumi, Lee, Jayanthi, 2005).

2 Theo chúng tôi biết, chỉ những nghiên cứu của Funke và Rahn (2005) và Chen (2009) về tỷ giá thực đa phương Trung Quốc mới xem xét sự phá vỡ cấu trúc bằng cách sử dụng mô hình BEER Tuy nhiên, cả hai nghiên cứu xem xét chỉ một sự phá vỡ cấu trúc Cụ thể, Funke và Rahn (2005) xác định một thay đổi bằng cách tiếp cận phương pháp bình phương nhỏ nhất không bao gồm thời kỳ mẫu trước khi

có sự thay đổi Phương pháp đồng liên kết Johansen (1995) sau đó được áp dụng cho thời kỳ mẫu sau khi có sự thay đổi Do đó sự thay đổi không được tích hợp trong khuôn khổ đồng liên kết và thêm vào

đó mẫu là khá nhỏ (1994q1-2002q4) Chen (2009) sử dụng phương pháp đồng liên kết khác với Johansen (2000) để tính toán sự phá vỡ cấu trúc.Tuy nhiên, như đã thảo luận ở phần 3, phương pháp này đòi hỏi đầu vào ngoại sinh của sự thay đổi và không xem xét thay đổi độ dốc.

Chen (2009) cũng xây dựng tỷ giá thực đa phương của riêng ông, nhưng ông sử

dụng trọng số cố định giai đoạn 1999-2001 Một vấn đề hiển nhiên với trọng số cốđịnh phát sinh khi những đối tác thương mại thay đổi theo thời gian Bảng 1 chothấy rằng bình quân trọng số thương mại Trung Quốc trong thời gian 1999-2001 làkhác với các giai đoạn khác, chẳng hạn giai đoạn 2008-2010.3 Do đó, việc đánhgiá sự phát triển trong quan hệ thương mại của Trung Quốc nhưng vẫn chưa đề cậpđến biến động lớn của các trọng số, chúng tôi sử dụng một tập hợp các trọng sốthương mại vòng quay 3 năm giữa Trung Quốc và 14 đối tác thương mại lớn của

nó (xem hình 1)

Bài viết này được chia như sau Phần 2 vạch ra và phân tích các mô hình

NATREX mở rộng Phần 3 thảo luận vềphương pháp luận thực nghiệm Phần 4

mô tả việc xây dựng tỷ giá hối đoái thực đa phương Phần 5 trình bày các ước tínhthực nghiệm và phân tích các nhân tố quyết định mức cân bằng tỷ giá thực đaphương Phần 6 phân tích sự mất cân bằng RMB Phần 7 tóm tắt các kết quả chính

và xem xét tác động chính sách của họ

Mô hình Natrex được giới thiệu bởi Stein( 1995), là “ tỷ giá tự nhiên” sẽ xảy

ra nếu bỏ qua yếu tố đầu cơ trên thị trường ngoại hối và các nhân tố trong ngắn hạn

mang tính chu kỳ trong khi tỷ lệ thất nghiệp ở mức tự nhiên Trong trung hạn, cân

bằng trong điều kiện mà NATREX xác định là sự cân bằng cơ bản của cán cân

thanh toán và cân bằng danh mục giữa việc nắm giữ tài sản bị chi phối bởi đồng

nội tệ và đồng ngoại tệ Trong dài hạn, các yếu tố kinh tế cơ bản được xác định là

3 Để cụ thể hơn, so với 1999-2001, thương mại của Trung Quốc với các 3 đối tác hàng đầu Mỹ, Nhật Bản và Hồng Kông đã sụt giảm đáng kể giai đoạn 2008-2010 Trong khi Trung Quốc thực hiện mậu dịch với tất cả các đối tác thương mại khác, người ta mong đợi một sụt giảm 0,3% ở Pháp, tất cả cho thấy gia tăng rõ trong trọng số của họ.

sự thay đổi năng suất và sự ưa thích theo thời gian xã hội Chúng ảnh hưởng đến sựphát triển của vốn và nợ nước ngoài thông qua hàm đầu tư và tài khoản vãng lai.Khi vốn và nợ nước ngoài hội tụ về các giá trị ở trạng thái bền vững của nó,

NATREX trở thành một hàm của các yếu tố kinh tế cơ bản.

Mô hình của Stein đã được phát triển để nghiên cứu sự cân bằng đồng đô la

Mỹ và do đó được thiết kế để nắm bắt các đặc điểm của các nước công nghiệp tiêntiến 4 Bài nghiên cứu sau đây là nỗ lực đầu tiên để mở rộng mô hình NATREX

của Stein (1995) tại Trung Quốc.Chúng tôi kết hợp một loạt các yếu tố kinh tế cơ

bản riêng có của Trung Quốc vào trong khuôn khổ của mô hình NATREX mở

rộng Nhiều yếu tố kinh tế cơ bản đã không được nghiên cứu bởi các tài liệu hiện

có như là yếu tố quyết định của tỷ giá hối đoái cân bằng đối với Trung Quốc Cụ

thể, chúng tôi mở rộng mô hình NATREX ban đầu của Stein (1995) theo sáu quan

điểm quan trọng sau đây

Đầu tiên, hai biến trạng thái trong mô hình của Stein là vốn đầu tư cho mỗi

lao động hiệu quả và nợ nước ngoài của mỗi lao động hiệu quả Vì Trung Quốc làmột chủ nợ thuần, nên biến thứ hai trở thành tài sản nước ngoài cho mỗi lao độnghiệu quả

Thứ hai, sự ưa thích theo thời gian được coi là biến ngoại sinh trong mô

hình của Stein Theo Modigliani và Cao (2004), chúng tôi xử lý sự ưa thíchtheo

thời gian như một biến nội sinh được xác định bởi các yếu tố kinh tế cơ bản nhưcác yếu tố dân số và hạn chế tính thanh khoản

Thứ ba, mô hình Stein (1995) sử dụng hệ số q của Tobin để xác định đầu

tự Như lập luận của Song, Liu, và Jiang (2001) và Ông và Qin (2004),cho các thị

trường tài chính kém phát triển ở Trung Quốc, q của Tobin dường như không áp

4 Những ứng dụng khác của mô hình NATREX gốc bao gồm Lim và Stein (1995) cho Úc; Stein và Paladino (1999) cho Đức, Pháp và Ý, Connolly và Devereux (1995) cho Mỹ Latin; Rajan và Siregar (2002) cho Singapore và Hồng Kông.

dụng Trong nghiên cứu của chúng tôi, chúng tôi phân đầu tư thành đầu tư vào đầu

tư tư nhân trong nước, đầu tư của chính phủ và đầu tư trực tiếp nước ngoài và có

mô hình từng loại đầu tư riêng biệt Điều này lần đầu tiên cho phép chúng tôi phântích những tác động lên sự hiệu quả của tỷ giá hối đoái thực của các yếu tố kinh tế

cơ bản chẳng hạn như là chi phí tương đối trên mỗi đơn vị lao động và tỷ suất sinhlợi tương đối

Thứ tư, thay vì sử dụng giá trị xấp xỉ cho năng suất, chúng tôi sử dụng các

ước tính năng suất các yếu tố tổng hợp của You và Sarantis (2012a), nơi mà những

phá vỡ cấu trúc được xem xét trong dự toán của họ cho các hàm năng suất đối vớiTrung Quốc Chúng tôi cũng xem xét tốc độ tăng trưởng GDP thực tế tương đốiGDP bình quân thực tế được điều chỉnh theo PPP tương đối như là hai phương

pháp thay thế của năng suất như đề nghị của Chinn và Prasad(2003).

Thứ năm, cho rằng tầm ảnh hưởng của Trung Quốc về thương mại quốc tế

vẫn còn hạn chế mặc dù tầm quan trọng về thương mại quốc tế của nó đã tăng lên

(xem Kamin, Marazzi, Schindler, 2006), chúng tôi xem các tỷ lệ mậu dịch đối với Trung Quốc như là một biến ngoại sinh cơ bản như Lim và Stein(1995) Đó là một

giả thuyết thực tế hơn đối với nền kinh tế mới nổi như Trung Quốc

Thứ sáu, vì ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) dường như không

dùng để kiểm soát Trung Quốc (như Ma, Ho, and McCauley, 2004 và Liu và

Otani, 2005), phần bù rủi ro quốc gia được giới thiệu trong phương trình cân bằng

danh mục đầu tư để giải thích cho sự khác biệt từ UIP

Chú ý: thị phần (%) được tính bằng [(xuất khẩu sang một đối tác thương mại +

nhập khẩu của Trung Quốc từ một đối tác thương mại) / tổng kim ngạch xuất khẩucủa Trung Quốc và nhập khẩu của Trung Quốc]

2.1 Cấu trúc của mô hình

2.1.1 Tiết kiệm

Tiết kiệm tính bằng sản lượng nội địa, Y, cộng với thu nhập từ nước ngoài (lợi tức của tài sản nước ngoài) r’F, trừ tiêu dùng, C Sản lượng nội địa là một hàm của vốn (K) và nhân tố năng suất tổng hợp (TFP) Tiêu dùng là một hàm tài sản (vốn K cộng với tài sản nước ngoài F) và “sự ưa thích theo thời gian của xã hội”

(social time preference)5 Social time preferrence được mô hình hóa như một biến

5 Lưu ý rằng, cũng như trong mô hình ban đầu của Stein (1995), sản lượng, vốn, tài sản nước ngoài và các biến số lượng khác được đo trên 1 lao động hiệu quả.

nội sinh phụ thuộc vào các yếu tố dân số học và giới hạn tính thanh khoản Trong

nghiên cứu của họ về tiết kiệm ở Trung Quốc, Modigliani và Cao (2004) thấy rằng

chính sách một con đã dẫn đến giảm dần số lượng dân số trẻ (dưới 15) và do đó đãlàm giảm tỷ số tiêu dùng trên thu nhập Trong nghiên cứu của chúng tôi, chúng tôi

bao gồm cả tỷ suất phụ thuộc của giới trẻ (DEPY) và người già (DEPO) Sau này

dự kiến sẽ có tác động tích cực về tiêu dùng do trợ cấp và hệ thống chăm sóc y tếchậm phát triển của Trung Quốc Theo một thị trường tài chính bất hoàn hảo, sự

nới lỏng (giảm) trong các giới hạn thanh khoản (LIQC) là một yếu tố quan trọng

quyết định tiêu thụ ở Trung Quốc vì nó hàm ý các hộ gia đình có nhiều khả năng

sử dụng thu nhập trong tương lai để tiêu dùng bây giờ một cách dễ dàng (xem,ví

dụ, Yang và Li năm1997, Zhang năm 1997 và Zhang vàWan,2002).

S = Y(K;TFP) + r’F – C(K , F; LIQC, DEPY, DEPO) (1)

= S ( K,F; TFP, r’, LIQC, DEPY, DEPO )

+ + + +

-2.1.2 Tỷ lệ mậu dịch và tỷ giá hối đoái thực.

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

phẩm xuất khẩu 1 và phi mậu dịch n Các quốc gia nước ngoài thực hiện tương tự như vậy sản xuất sản phẩm xuất khẩu là sản phẩm 2 R n biểu thị giá tương đối của

sản phẩm phi mậu dịch (p n ) chia cho sản phẩm xuất khẩu (p 1)

N: tỷ giá hối đoái danh nghĩa (số ngoại tệ cho mỗi đồng Trung Quốc CNY)

Tỷ lệ mậu dịch (T) là giá tương đối của sản phẩm xuất khẩu (p 1) sản phẩm

nhập khẩu2 (p' 2) được đo bằng một đồng tiền chung:

T = N (p 1 / p’ 2 ) (3)

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

được điều chỉnh bởi giá:

Khối lượng giao thương cho phần phi mậu dịch trong chỉ số GDP điều

chỉnh, như đã giải thích ở mục 2, T được coi là biến ngoại sinh ở Trung Quốc.

2.1.3 Đầu tư

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

(DPI), đầu tư của chính phủ (GI) và đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) Theo Song

et al (2001) và He and Qin (2004), DPI là một hàm sản theo sản lượng (Y) và chi

phí vốn (c) GI được xem là biến ngoại sinh với Trung Quốc (xem Zhu & Liang,

năm 1999; Shen, năm 1999, 2000 cho một cách xử lý tương tự) FDI là một hàm

của chi phí tương đối trên 1 đơn vị lao động (RULC), tỷ suất lợi tức tương đối trên nguồn vốn (RRC) và rủi ro quốc gia (xấp xỉ bằng tài sản nước ngoài F).7

Vốn được sử dụng để sản xuất hàng phi mậu dịch nvà hàng xuất khẩu 1,

trong khi sản phẩm cơ bản bao gồm cả phi mậu dịch n và hàng nhập khẩu 2.Giá

tương đối giữa hàng phi mậu dịch và hàng nhập khẩu TR n = p n /p’ 2 , ảnh hưởng đến

những đóng góp vào đầu tư bằng hàng phi mậu dịch I n, và đầu tư bằng hàng nhập

khẩu I 2 , trong đầu tư tổng hợp là I Ví dụ, TR n tăng làm giảm I n và làm tăng I 2

I = I 2 + I n = I 2 (DPI(Y(K;TFP),c), GI, FDI( RULC, RRC,F), R n , T)

=( R n , K, F; TFP, c, GI, RULC, RRC, T)

7 Ho(2004) đánh giá các yếu tố quyết định của FDI cho Trung Quốc và thấy tiền lương và rủi ro quốc gia là những yếu tố quyết định quan trọng nhất.Trong bài nghiên cứu , chúng tôi xây dựng một đơn vị chi phí lao động hiệu quả để nắm bắt được tác động tương ứng của tiền lương lên FDI Trung Quốc Chúng tôi cũng đưa tỷ lệ tương đối của lợi tức của vốn vào, dự kiến sẽ

có tác động tích cực đối với FDI.

Theo He and quin (2004), chi phí sử dụng vốn được xác định như sau:

Với p k , p, r , δ và τ)] tương ứng là giá vốn hàng hóa, giá đầu ra, lãi suất thực,

tỷ lệ khấu hao kinh tế và tổng hợp mức thuế suất Còn có thể viết c= T -mR n a−m(r + δ)/(1- τ)]) hay c= c(T, R n , r, τ)]) Như chúng tôi giả định tỷ lệ khấu hao δ là một hằng

số 8 Vì vậy, phương trình (6) có thể viết lại như sau:

(8)9

2.1.4 Cân bằng thị trường hàng hóa

Dựa vào biến ngoại sinh tỷ lệ mậu dịch, điều kiện cân bằng cho thị trường

hàng hóa là thị trường trong tình trạng hoàn toàn phi mậu dịch (xemLim & Stein,

1995):

(9)Thị trường như công thức (9) hàm ý rằng cầu hàng phi mậu dịch gồm tiêudùng Cn và đầu tư sử dụng hàng phi mậu dịch In bằng với cung phi mậu dịch Yn.10

2.1.5 Cán cân tài khoảng vãng lai

8 Nếu đầu tư hàng hóa bao gồm m phần của hàng hóa nhập khẩu 2 và (1-m) phần của hàng hóa phi mậu dịch n, sau đó I= I2m I n 1−m và do đó chi phí sử dụng vốn p = (p 1 ) α (p n ) 1-α Mối quan hệ p k /p trong công thức (7) có thể viết thành p k /p = [(p’ 2 /N) m (p n )

(1-m) ] / [(p 1 ) α (p n ) (1-α) ] = T -mR n a−m.

9 T tăng làm giảm I n và tăng I 2 Trong khi đó, quan trọng hơn là T tăng làm giảm chi phí sử dụng vốn c và thúc đẩy đầu tư tổng hợp I Do đó dấu của T là dương trong biểu thức (8) Dấu hiệu của

R n là mơ hồ, phụ thuộc dấu hiệu của (a-m).

10 Tương tự như đầu tư TRn ảnh hưởng phần của C n và C 2 trong tổng tiêu dùng C R n ảnh hưởng đến phần của Y n và Y 1 trong tổng sản lượng Y.

Cán cân tài khoản vãng lai là cán cân thương mại cộng với lãi suất thu nhập

trên tài sản nước ngoài r’F Cán cân tài khoản vãng lai là giá trị của hàng xuât khẩu 1 (Y1) trừ giá trị hàng nhập khẩu 2, bao gồm tiêu dùng và đầu tư dùng hàng nhập khẩu (C2 và I2)

(10)

2.1.6 Cân đối danh mục đầu tư

Ma et al.(2004), Lui và Otani (2005) tìm thấy rằng kiểm soát vốn của Trung

quốc vẫn còn hiệu quả và độ lệch từ UIP cho thấy sự thay đổi mạnh mẽ và liên tục.

Vì vậy, đối với các nước đang phát triển điển hình như Trung Quốc, UIP không

thể giữ yên vì sự tồn tại của phần bù rủi ro quốc gia Vì vậy, cân đối danh mục đầu

tư được tính bằng:

Trong đó, tài sản nước ngoài F được sử dụng để ước tính phần bù rủi ro

quốc gia của Trung Quốc.11

2.1.7 Vốn và tài sản nước ngoài tích lũy.

Vốn tích lũy được cho bởi :

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

2.2 Cân bằng trung hạn

Trong trung hạn, cường độ vốn và tài sản nước ngoài được xem như là cácbiến đã xác định trước Tỷ lệ mậu dịch là biến ngoại sinh ở Trung Quốc, mà ngụ ýrằng điều kiện cân bằng của thị trường hàng hóa là tương đương với thanh toán bùtrừ thị trường cho hàng phi mậu dịch, được cho bởi phương trình (9) Hai thànhphần đầu tiên ở vế trái là tiêu dùng và đầu tư của hàng phi mậu dịch, tổng hợp của

chúng là cầu của hàng phi mậu dịch (D n) Thành phần thứ 3 đề cập tới cung phi

mậu dịch (S n)

Giá tương đối của hàng phi mậu dịch R n, cân bằng thị trường hàng hóa phi

mậu dịch Giải R n trong phương trình (9), ta có:

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

Trong đó Z biểu thị các yếu tố kinh tế cơ bản (fundamentals) để xác định giá

tương đối của hàng phi mậu dịch Dựa vào phương trình (5) và (14), tỷ giá hối đoáithực cân bằng trung hạn được cho bởi:

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

Trong trung hạn, K và F là biến ngoại sinh Vì vậy, bất cứ sự xáo trộn nào đến Z(t) sẽ làm thay đổi đường cầu và/hoặc đường cung của hàng phi mậu dịchvà tạo ra một R n mới để duy trì cân bằng thị trường hàng hóa Những ảnh hưởng của

12 Lưu ý: r được thay thế bằng r’ dựa vào pt (11) và F chỉ có trong dài hạn.

sự thay đổi trong các biến ngoại sinh R n trong trung hạn được liệt kê trong Phụ lục

A, bảng A1

2.3 Điều chỉnh động (Dynamic Adjustment)

Các động lực dài hạn liên quan đến sự chuyển động của các biến nội sinh,vốn và tài sản nước ngoài Kết hợp việc thay đổi vốn (phương trình (12)), đầu tư(phương trình (8)) và danh mục đầu tư cân bằng (phương trình (11)), ta có phươngtrình cho sự phát triển của vốn (the evolution of capital):

tài sản nước ngoài.You và Sarantis (2008) cho rằng với điều kiện ổn định, tức là

G =  K L F – L KF > 0, miễn là (a) tác động của các chứng khoán vốn trong đầu tư

lớn hơn tác động của các tài sản nước ngoài về đầu tư (K>F) với = 0 và (b) tácđộng của các tài sản nước ngoài trên tài khoản vãng lai lớn hơn so với tác động của

13 Theo Stein (1995) và Lim, Stein (1995), chúng ta giả định rằng tỷ lệ tăng trưởng hiệu quả n bằng 0 để thuận tiện trong tính toán Chúng ta nhận thấy rằng nếu chúng ta thả lỏng giả định này bằng cách giả sử n dương, phân tích toán học của các tác động cân bằng trung hạn và dài hạn sẽ trở nên rất lộn xộn và tẻ nhạt, nhưng các tác động vẫn giống như đã báo cáo trong Phụ lục A, bảng A1 Vì vậy, giả sử

n bằng 0 chỉ là một giả định thuận lợi (về trình bày đại số và minh bạch hơn) và không làm thay đổi các kết quả lý thuyết.

vốn trên tài khoản vãng lai ( LF> LK) với L = 0 Quỹ đạo của vốn và tài sản nướcngoài trong trạng thái ổn định được minh họa tại Phụ lục A, hình A1.

Thay đổi trong K* và Z* sẽ ảnh hưởng đến điều kiện cân bằng trong thị

trường hàng hóa, tương đương với cân bằng của hàng phi mậu dịch Do đó, giátương đối của hàng phi mậu dịch sẽ điều chỉnh cho trạng thái ổn định R n¿

để cânbằng thị trường phi mậu dịch trong khi vốn và tài sản nước ngoài đang ở trongtrạng thái ổn định của chúng Vì vậy, thị trường phi mậu dịch cân bằng theo trạngthái ổn định có thể được mô tả như sau:

Giải phương trình (24), ta có thể nhận được biểu thức cho giá tương đối

trong trạng thái ổn định của hàng phi mậu dịch (phương trình (25)) và lấy được d

dR n¿

/dZ = (R n /K)/ (dK*/dZ) + (R n /F)/ (dF*/dZ) + R n /Z (26)

R* = T(R n¿

Hai thành phần đầu tiên ở vế phải của phương trình (26) chỉ ra ảnh hưởng

gián tiếp của sự rối loạn trong yếu tố kinh tế cơ bản trên R n thông qua thay đổi ở

K* và F* trong dài hạn.Thành phần cuối cùng chỉ ra ảnh hưởng trực tiếp của sự rối

loạn trong yếu tố kinh tế cơ bản trên R n trong trung hạn

Theo phương trình (27), các yếu tố kinh tế cơ bản ảnh hưởng đến giá tươngđối của hàng phi mậu dịch R n¿

, ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực dài hạn R* một

cách tương tự Ngoại lệ duy nhất làtỷ lệ mậu dịch Như phương trình (5) chỉ định,những thay đổi trong tỷ lệ mậu dịch ảnh hưởng đến R trực tiếp và gián tiếp thông

qua những thay đổi trong R n Ảnh hưởng trực tiếp luôn luôn tích cực, trong khi ảnh

hưởng gián tiếp lại mơ hồ vì T làm giảm R n trong trung hạn nhưng lại làm tăng R n

trong dài hạn Tuy nhiên, ảnh hưởng gián tiếp này khá nhỏ so với ảnh hưởng trựctiếp, vì vậy chúng tôi kỳ vọng cao hơn về tỷ lệ mậu dịch để tạo ra sự đánh giá cao(tăng) của tỷ giá thực cân bằng trong trung hạn và dài hạn Cũng cần lưu ý rằng

mặc dù RULC và RRC không ảnh hưởng đến Rn trong trung hạn khi chúng

không nhập vào điều kiện cân bằng hàng phi mậu dịch (phương trình (9)) nhưngchúng ảnh hưởng đến R n¿

trong dài hạn 14

Do đó, phương trình cân bằng dài hạn cho tỷ giá hối đoái thực được cho bởi:

14 Một RULC cao không khuyến khích FDI vào Trung Quốc và làm giảm K* Với K* thấp hơn, sản lượng giảm và do đó tiết kiệm cũng giảm, dẫn đến một sự suy giảm trong F* Một K* thấp hơn có rất ít tác động đến Rn* trong trường hợp này vì tích lũy vốn xảy ra trong khu vực thương mại Một F* thấp hơn làm giảm Rn* vì nó hàm ý giảm sự giàu có và do đó nhu cầu thấp hơn đối với hàng phi mậu dịch Ngược lại là đúng nếu có một gia tăng trong RRC.

R* = R*(+T¿¿, TFP+¿¿ , LIQC+¿ ¿ , DEPY−¿ ¿ , DEPO−¿¿ , GI+¿ ¿, GULC−¿¿ , RRC+¿ ¿ , +¿r−¿¿, ¿ − ¿ ¿) (28)Các dấu hiệu của các ảnh hưởng trung hạn và dài hạn của tất cả các yếu tốkinh tế cơ bản được tổng hợp trong phụ lục A, bảng A1.

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

pháp đồng liên kết trong ước tính của chúng tôi.Trước khi áp dụng các kiểm địnhđồng liên kết, chúng tôi xem xét tính dừng của các biến trong biểu thức

Ng và Perron (2001) phát triển 4 kiểm định thống kê nghiệm đơn vị (MZa,

MZT, MSB và MPT) bằng cách sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng

quát (GLS) loại bỏ xu hướng dữ liệu cho một biến Các kiểm định này có các thuộc tính mạnh mẽ và quy mô tốt hơn so với các kiểm định đơn vị ADF thông

thường và do đó được sử dụng trong nghiên cứu của chúng tôi Vì nó quan trọng

để giải thích cho các biến nội sinh như đã được thảo luận trong Phần 1, chúng tôi

tiếp tục sử dụng các kiểm định nghiệm đơn vị của Lee và Strazicich (2003)mà ở

đó hai phá vỡ nội sinh có thể được chấp nhận theo giả thuyết không và giả thuyếtđối.15 Sau đó, chúng tôi sử dụng phương pháp đồng liên kết mà phương pháp này

15 Gần đây hơn, Carrion-i-Silvestre, Kim, và Perron (2009) đề xuất một tập hợp các kiểm định nghiệm đơn vị dựa trên GLS mà có thể chấp nhận nhiều hơn hai phá vỡ cấu trúc Khi nó được xác nhận

có hai hoặc nhiều hơn hai phá vỡ, giá trị tới hạn xuất phát từ Kejriwal và Perron (2010a) được dựa vào Tuy nhiên, các giá trị tới hạn được mô phỏng trong Kejriwal và Perron (2010a) cho các biến động theo xu hướng thời gian chỉ khi trong trường hợp thay đổi chuỗi gốc không được xem xét Vì chúng tôi quan tâm hơn đến sự thay đổi trong chuỗi gốc, Carrion-i-Silvestre et al (2009) kiểm định đơn vị gốc là không thực tế cho chúng tôi Mặt khác, kiểm định nghiệm đơn vị của Lee và Strazicich (2003) đã được sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu (ví dụ như Chou, 2007; Nyong & Udah, 2012; Payne, Lee & Hofler, 2005) Quan trọng hơn, như chúng tôi trình bày trong bảng 2, phần lớn các chuỗi thời gian chỉ có một phá vỡ cấu trúc Vì vậy, chúng tôi tin rằng bằng cách sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị của Lee và Strazicich (2003) mà kiểm định này có thể chấp nhận hai phá vỡ cấu trúc là đủ và phù hợp với nghiên cứu của chúng tôi.

có thể chấp nhận nhiều sự phá vỡ cấu trúc để kiểm tra mối quan hệ cân bằng dàihạn (Eq (28)) Chúng tôi lần đầu tiên sử dụng phương pháp đồng liên kết của

Gregory và Hansen (1996) (sau đây gọi là GH ), phương pháp này có thể kiểm

định một phá vỡ cấu trúc trong mối quan hệ đồng liên kết Phương pháp này rấtlinh hoạt trong ý nghĩa là nó có thể chấp nhận một phá vỡ trong ba mô hình thay

thế, một phá vỡ trong chuỗi gốc (mô hình C), trong chuỗi gốc theo xu hướng (mô hình C / T), và trong chuỗi gốc và hệ số góc (mô hình C / S) Gần đây hơn,

Hatemi-J (2008, 2009) (sau đây gọi là HJ) mở rộng phương pháp GH để chấp

nhận hai phá vỡ cấu trúc trong ba mô hình tương ứng 16 Ba mô hình với hai phá vỡcấu trúc được quy định cụ thể như sau

Mô hình C :y t=α0 + α1*D 1 t + α2*D 2 t + β∗x t + e t , t =1,…, n

Trong đó y t là một vector của biến phụ thuộc

x tlà vector m của các biến độc lập

Cả hai y t và x t theo như quá trình (1)

D 1 tlà một biến giả bằng 0 nếu t ≤ nτ)]1 và bằng 1nếu t> [nτ)]1], tham số chưa biết τ)]1 ∈ (0,1) thể hiện thời gian của điểm phá vỡ thứ nhất và đại diện cho một

phần số nguyên

Tương ứng D 2 t là một biến giả bằng 0 nếu t ≤ [nτ)]2] và bằng 1 nếu t>

[nτ)]2], tham số chưa biết τ)]2 ∈ (0,1) thể hiện thời gian của điểm phá vỡ thứ hai.

Trong đó: β1 biểu thị các hệ số góc trước điểm phá vỡ.

β2 và β3 thể hiện sự thay đổi trong hệ số góc của điểm phá vỡ thứ nhất và

thứ hai theo thời gian tương ứng

Phương pháp HJ kiểm định giả thuyết H O: không đồng liên kết ngược lại giả

thuyết đốiH1:có đồng liên kết trong sự hiện diện của hai phá vỡ cấu trúc có thể xảy

ra, biểu diễn trong ba mô hình trên.Cả phương pháp GH và HJ tiến hành kiểm định giả thuyết thống kê nghiệm đơn vị, cụ thể là ADF, Z t và kiểm định Z α trên mộtchuỗi các số dư liên tiếp tương ứng với tất cả các điểm phá vỡ có thể xảy ra đượcxem xét trên toàn bộ chu kỳ lấy mẫu

Vị trí của các giá trị tối thiểu của số liệu thống kê cho thấy điểm phá vỡngày Trong nghiên cứu của chúng tôi, các điểm phá vỡ được lựa chọn dựa trên các

số liệu thống kê kiểm tra Z t, vì GH cho rằng Z t là tốt nhất về quy mô và ý nghĩa

Lưu ý rằng các số liệu thống kê của GH và phương pháp HJ không tuân theo các

tiêu chuẩn phân phối và do đó giá trị tiêu chuẩn tới hạn cho phần dư dựa trên các

kiểm định đồng liên kết không được áp dụng Trong bài nghiên cứu, chúng tôi sử

dụng các giá trị tới hạn được mô phỏng bởi Gregory và Hansen (1996) và

Hatemi-J (2008, 2009) Một số nghiên cứu gần đây sử dụng các phương pháp GH và HHatemi-J

bao gồm You và Sarantis (2011, 2012b), Narayan và Narayan (2010).

Một phương pháp đồng liên kết thay thế khác tính hơn hai điểm phá vỡ là

Johansen, Mosconi, và Nielsen (2000).Tuy nhiên, phương pháp này không kiểm

định được các phá vỡ cấu trúc nội sinh, nhưng lại yêu cầu các điểm phá vỡ ngàycủa dữ liệu đầu vào Các điểm phá vỡ cũng bị hạn chế do bị chặn và/hoặc chỉ có xuhướng và những điểm gãy này trong hệ số góc không được chấp nhận Từ những

quan điểm này, chúng tôi tin rằng các phương pháp GH và HJ chính xác hơn cũng

như linh hoạt hơn Tuy nhiên, trong nghiên cứu của chúng tôi, chúng tôi cũng áp

dụng các đồng liên kết của Johansen et al (2000) bằng cách sử dụng điểm phá vỡ

ngày mà những điểm này được xác định theo phương pháp HJ để cung cấp một

kiểm định mạnh mẽ của mối quan hệ đồng liên kết

4 ĐO LƯỜNG TỶ GIÁ THỰC ĐA PHƯƠNG (REER)

Chúng tôi xây dựng REER cho đồng nhân dân tệ (RMB) dựa trên phương

pháp luận của Zanello và Desruelle (1997),phương pháp này cũng từng được Quỹ

Tiền tệ Quốc tế (IMF) sử dụng Phương pháp của họ tính tỷ giá thực đa phươngmang một ý nghĩa hình học, đó là dựa vào trọng số thương mại và xem xét tác

động của thị trường thứ ba REER tính như sau:

Trong đó j : đối tác thương mại của quốc gia i

Wij: trọng số năng lực cạnh tranh của quốc gia i với quốc gia j,

được chuẩn hóa với tổng bằng 1

CPI: chỉ số giá tiêu dùng R: tỷ giá hối đối danh ngĩa

Vì vậy, một sự tăng (giảm) trong REER cho ta một sự lên giá (giảm giá) của

đồng nội tệ

Hệ thống các trọng số được dựa trên giá trị thương mại trong lĩnh vực sảnxuất và lĩnh vực hành hóa thiết yếu Ở lĩnh vực sản xuất, trọng số năng lực cạnh

tranh cho mỗi cặp của các quốc gia (i và j), W(m) ij, được tính như sau:

β i M :tỷ phần nhập khẩu trong tổng giá trị thương mại trong lĩnh vực sản xuấtcủa quốc gia i

β i X : tỷ phần xuất khẩu trong tổng giá trị thương mại trong lĩnh vực sản xuấtcủa quốc gia i

MW ij : phần nhập khẩu hàng hóa của quốc gia i từ quốc gia j

XW ij : tỷ trọng xuất khẩu nói chung, gồm BXW ij và TXW ij với cùng mức

độ quan trọng

BXW ij : tỷ trọng xuất khẩu song phương tính bằng giá trị xuất khẩu của

quốc gia i sang quốc gia j, chia cho tổng giá trị xuất khẩu của quốc gia i

TXW ij : là tỷ trọng thị trường thứ ba bằng với trung bình trọng số trên tất cả

các thị trường quốc gia thứ ba của tỷ phần nhập khẩu của quốc gia j chia cho tỷphần nhập khẩu trung bình trọng số kết hợp của tất cả các đối thủ của quốc gia i,với trọng số là tỷ phần xuất khẩu của quốc gia i tới những thị trường khác

IMF sử dụng trọng số thương mại cố định dựa trên dữ liệu thương mại trung

bình trong giai đoạn 1999-2001 (Bayoumi et al, 2005.) Tuy nhiên, các mô hình

thương mại của Trung Quốcđã phát triển đáng kể trong thời kỳ hậu cải cách vàthay đổi đáng kể sau thời kì hưng thịnh Để nắm bắt những thay đổi biến động quámức, chúng tôi tính toán trọng số thương mại trung bình 3-năm cho giai đoạn saucải cách 1982 –2010 của 14 đối tác thương mại chính của Trung Quốc.17 Thươngmại với mỗi nước trong số 14 nước vượt quá 1% tổng giá trị thương mại của TrungQuốc trong thời gian 1982-2010,và chúng cùng nhau chiếm 76,4% tổng giá trịthương mại của Trung Quốc như thể hiện trong Bảng 1 Sự gia tăng của các trọng

số thương mại tiếp tục chứng minh trong Hình 1 Từ hình 1 ta thấy rằng sự biếnthiên của các trọng số là lớn và do đó, sử dụng trọng số thương mại trung bình 3-

năm là bảo đảm Tương ứng, trong phương trình (32), i và j đề cập đến Trung Quốc và 14 đối tác thương mại chính tương ứng Một sự tăng (giảm) REER cho thấy một sự lên giá (giảm giá) của CNY ngược lại so với rổ tiền tệ có trọng số của

14 nước Lưu ý rằng để tránh phức tạp trong tính toán và giả định hàng hóa thiếtyếu là đồng nhất, các trọng số của chúng tôi được tính bằng cách sử dụng giá trịthương mại tổng hợp chứ không phải là giá trị thương mại trong lĩnh vực sản xuất

và hàng hóa thiết yếu riêng biệt.18

Chúng tôi so sánh dữ liệu của chúng tôi với REER theo chỉ số giá tiêu dùng

của IMF cho giai đoạn 1982-2010 trong hình 2 Biểu đồ cho thấy tổng thể của

REER dựa vào chỉ số CPI của chúng tôi liên quan chặt chẽ với REER dựa vào chỉ

số CPI của IMF và cả hai đều có điểm giống nhau Hệ số tương quan của biến là0,9958

17 Chúng tôi tính toán khối lương mậu dịch trong thời kì 1981 – 2010 do đó chúng tôi thiết lập khối lượng mậu dịch trung bình mỗi 3 năm thành 10 giá trị trong Bảng 1.

18 Nói một cách khác, chúng tôi sử dụng Eq (33) để tính toán độ cạnh tranh thay vì sử dụng dữ liệu của các nhà xuất khẩu và nhập khẩu, chúng tôi sử dụng dữ liệu xuất khẩu và nhập khẩu tổng hợp.

Điều này chứng minh rằng phương pháp của chúng tôi là hợp lý Mặt khác,

sự khác biệt giữa hai chuỗi là khá lớn trong năm 2008 và 200919 Điều này đặt ranghi ngờ về việc sử dụng trọng số thương mại cố định trong thời gian dài khi các

mô hình thương mại thay đổi đáng kể Vì vậy, chúng tôi tin rằng chúng tôi ước tính

REER của Trung Quốc dựa trên sự thay đổi trọng số thương mại theo thời gian là

thích hợp và chính xác hơn

Để vẫn còn phù hợp với định nghĩa của tỷ giá thực theo yêu cầu của mô hình

NATREX, chúng tôi cần phải xây dựng các chỉ số REER dựa trên chỉ số giảm

19 Có một sự khác biệt lớn trong thời kỳ 1982 – 1985 Chú ý rằng 2005 là năm cơ sở Chúng ta cũng

có thể chuyển tỷ giá thực đa phương của chúng ta và IMF bằng sử dụng 2000 là năm gốc Chúng tôi đã tìm thấy một sự khác xa hơn từ thời kỳ 1999- 2001 cho thấy một độ lệch lớn giữa 2 thời kỳ, đặc biệt suốt

3 năm cuối cùng (2008-2010).

phát GDP Chúng tôi thay thế CPI bằng chỉ số giảm phát GDP trong biểu thức (32)

như sau.:

Trong đó GDP i và GDP j: chỉ số giá giảm phát GDP của nước i (Trung Quốc)

và j (14 đối tác thương mại của Trung Quốc) Chỉ số REER theo chỉ số giảm phát

GDP là những gì chúng tôi sử dụng trong ước tính thực nghiệm ở Mục 5

Thời kỳ mẫu bao gồm các giai đoạn sau cải cách, 1982-2010 Dữ liệu lấyhàng quý Thông tin chi tiết về đo lường các biến và các nguồn dữ liệu được trình

bày trong phụ lục B Lưu ý rằng trọng số thương mại trung bình trong 3 năm W ij

cũng được sử dụng trong việc xây dựng các biến hữu hiệu khác như tỷ lệ mậu dịch

hiệu quả (ET), chi phí của 1 đơn vị lao động hiệu quả (EULC), lãi suất nước ngoài hiệu quả (Er’) Chúng tôi cũng xem tỷ suất phụ thuộc của người trẻ và người già

như là các biến liên quan ở Trung Quốc liên quan đến các đối tác thương mại chính

của họ, tức là RDEPY và RDEPO Vì thế phương trình (28) có thể viết như sau:

REER*=REER* (ET;TFP;LIQC; RDEPY; RDEPO;GI; EULC;RRC; Er′; τ)]).

(28a)

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

dừng của các biến sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị của Ng và Perron (2001).

Kiểm định thống kê nghiệm đơn vị cho chuỗi gốc và sai phân bậc 1, trình bày ở

bảng 2, chỉ ra rằng tất cả các biến theo quy trình I (1) ngoại trừ RYGN là dừng.

Chúng tôi tiếp tục thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị Lee và Strazicich (2003) nơi