Sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá hối đoái của Trung Quốc

Quỹ tiền tệ quốc tế IMF đã sử dụng tỉ trọng thương mại cố định dựa trên dữ liệu giao dịch trung bình vượt qua giai đoạn 1999 – 2001 ( tìm thấy bởi Bayoumi và những người khác, 2005 ). Tuy nhiên, mô hình thương mại của Trung Quốc đã phát triển đáng kể suốt thời kì cải cách và thay đổi đáng kể sau mười thế kỉ. Để nắm bắt những thay đổi nhưng chưa có sự biến động quá mức, chúng tôi tính toán tỷ trọng thương mại trung bình trong 3 năm cho giai đoạn cải cách 1982-2010 17 . Chúng tôi tính đến 14 đối tác thương mại chính của Trung Quốc. Giao dịch với mỗi đối tác lớn hơn 1% tổng thương mại của Trung Quốc suốt giai đoạn 1982-2010 và các quốc gia đó cùng nhau chiếm đến 76.4% tổng kim ngạch ngoại thương của Trung Quốc được trình bày trong Bảng 1. Sự phát triển của tỷ trọng tiếp tục được minh chứng trong hình 1.

pdf56 trang | Chia sẻ: lvcdongnoi | Ngày: 04/04/2015 | Lượt xem: 1312 | Lượt tải: 2download
Bạn đang xem nội dung tài liệu Sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá hối đoái của Trung Quốc, để tải tài liệu về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
ng, đặc biệt là 3 năm cuối (2008-2010). 27 Hình 2: IMF CPI-based REER, Our CPI-based and our GDP price defator-based REER (2005=100) Vẫn nhất quán với định nghĩa của tỉ giá hối đoái thực hiệu lực được yêu cầu bởi mô hình NATREX, chúng tôi cần xây dựng hệ số giảm phát GDP dựa trên REER . Chúng tôi thay thế CPI bằng hệ số giảm phát GDP trong phương trình (32) như sau: (34) Trong đó GDPi và GDPj là chỉ số giá giảm phát GDP tương ứng của các quốc gia i (Trung Quốc) và j (14 đối tác thương mại của Trung Quốc). GDP giảm phát dựa trên REER là những gì chúng tôi sử dụng trong tính toán thực nghiệm trong Mục 5. 3.5. Kết quả thực nghiệm Thời kì mẫu bao gồm giai đoạn sau cải cách, 1982 – 2010. Tần số dữ liệu được tính theo đơn vị quý. Các chi tiết về sự đo lường của biến và các nguồn dữ liệu được đưa ra ở phụ lục B. Lưu ý rằng tỷ trọng thương mại bình quân trong 3 năm Wij chỉ được sử dụng trong xây dựng các biến hiệu quả khác, ví dụ, tỷ giá thương mại hiệu quả (ET), 28 chi phí lao động đơn vị hiệu quả (EULC), lãi suất nước ngoài hiệu quả (Er’). Chúng tôi cũng đo lường chỉ số phụ thuộc của người trẻ và người già ở Trung Quốc như là các biến tương đối liên quan đến các đối tác thương mại chính, ví dụ, RDEPY và RDEPO. Do đó, mô hình 28 có thể được biến đổi như sau: REER* = REER*(ET, TFP, LIQC, RDEPY, RDEPO, GI, EULC, RRC, Er’, τ). (28a) Trước khi thực hiện kiểm định đồng liên kết, chúng tôi kiểm định tính dừng của biến bằng nghiệm đơn vị Ng và Perron (2001). Kiểm định nghiệm đơn vị cho chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc 1, được trình bày trong bảng 2, cho thấy rằng tất cả các biến số đều dừng ở bậc 1(1), ngoại trừ RYGR là một biến dừng. Chúng tôi thực hiện thêm kiểm định nghiệm đơn vị Lee và Strazicich (2003) nơi 2 phá vỡ nội sinh đều tuân theo sau giả thuyết H0 và H1. Chúng tôi thấy rằng kiểm định thống kê xác nhận các kết quả kiểm định của Ng và Perron (2001). Đặc biệt, 7 trong số 14 biến không sự phá vỡ xác định đáng kể. Quan trọng hơn, chúng tôi nhận thấy trong số các biến có sự phá vỡ, đa số (6 trong 7 biến) chỉ có 1 phá vỡ cấu trúc đáng kể và ngoài ra, phần lớn các sự vi phạm (phá vỡ) xảy ra trong thời gian cuối năm 1980 và đầu năm 1990. Chỉ có 1 chuỗi có 2 vi phạm (phá vỡ) đáng kể. Vì những vi phạm (phá vỡ) này là phản ánh cuối cùng trong phương sai đồng liên kết, chúng tôi tin rằng việc cho phép 2 phá vỡ cấu trúc trong mối quan hệ động liên kết là thích hợp trong nghiên cứu của chúng tôi. 29 Bảng 2: Lưu ý: quan sát phụ lục B để mô tả biến. Tất cả các biến đều được đo lường bằng hàm logarit tự nhiên ngoại trừ RRC và Er’ vì chúng là tỷ suất sinh lợi và RYGR là tốc độ tăng trưởng. Chiều dài độ trễ tối đa là 6. Tiêu chuẩn thông tin Akaaike đã điều chỉnh được sử dụng để chọn chiều dài độ trễ cho kiểm tra MZa, kiểm định thống kê MSB và MPT được biểu diễn ở đây cho thấy chúng có cùng kết quả với kiểm định MZa. Ở kiểm tra LMt, chiều dài độ trễ được xác định bằng một quy trình từ tổng quát đến cụ thể để lựa chọn độ trễ lớn nhất, trong đó kiểm định t là có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 10%. Chiều dài độ trễ được chọn trong dấu ngoặc vuông. Giá trị tới hạn có sẵn từ Ng và Perron (2001, bảng 1) và Lee và Strazicich (2003, bảng 2). *Cho mức ý nghĩa 10% **Cho mức ý nghĩa 5% ***Cho mức ý nghĩa 1% Do đó, chúng tôi tính đến tất cả các yếu tố trong công thức (28a) vào một công thức đồng liên kết ngoại trừ RYGR. Chúng tôi ước tính phương trình đồng liên kết sử dụng phương pháp GH và HJ. Với một lượng lớn các yếu tố cơ bản, rõ ràng chúng tôi không thể tính đến tất cả chúng cùng nhau trong một sự ước lượng đồng liên kết. Để giải quyết với vấn đề này, chúng tôi chấp nhận tuân theo sự ước tính chiến lược. Tại giai đoạn đầu, chúng tôi ước tính mô hình bao gồm các biến nội tại cơ bản của mô hình NATREX, như là, tỷ lệ mậu dịch, năng suất và các yếu tố nhân tố học. Tiếp theo, chúng tôi thêm 1 biến (từ những yếu tố cơ bản khác) tại 1 thời điểm và cuối cùng hai biến tại 1 thời điểm, chỉ giữ lại các biến có ý nghĩa và các biến đúng dấu ở mỗi giai đoạn. Chúng tôi quan sát rằng TPF, RRC, r’ và τ là không có ý nghĩa, và RDEPO và EULC là những biến bị sai dấu. Chúng tôi tiếp tục kiểm tra các đo lường thay thế của năng suất, cụ thể là điều chỉnh thực tương đối PPP của GDP trên đầu người (RY) như đề xuất của Chinn và Prasad (2003)20. Tuy nhiên, chúng tôi thấy nó dương nhưng không có ý nghĩa. Mặt khác, ET, RDEPY, LIQC và GI có ý nghĩa và đúng dấu. Do đó, chúng tôi giữ 4 định thức này trong phương trình đồng lên kết cuối cùng. Chúng tôi lần đầu tiên cho phép 1 sự phá vỡ cấu trúc trong đồng liên kết sử dụng phương pháp GH. Kết quả được trình bày ở bảng 3. Giả thuyết H0 của việc không có đồng liên kết là bị bác bỏ trong mô hình C/T và C/S với ngày phá vỡ lần lượt vào năm 20 Chú ý rằng RYGR bị loại trừ ra khỏi phương trình đồng liên kết là vì nó là một biến có tình dừng. Vì tò mò, chúng tôi cũng đã kết hợp RYGR vào ước lượng đồng liên kết và nhận thấy rằng nó dương nhưng không có ý nghĩa. 30 1988 và 1996. Giả thuyết H0 không bị bác bỏ trong mô hình C. Xu hướng thời gian là không có ý nghĩa trong mô hình C/T và các hệ số phần lớn không có ý nghĩa và (hoặc là) sai dấu cho các phá vỡ trong mô hình C/S. Do đó, chúng tôi không tìm thấy kết quả thỏa đáng trong việc sử dụng phương pháp GH. Tiếp theo, chúng tôi cho phép 2 phá vỡ cấu trúc trong đồng liên kết khi sử dụng mô hình HJ và báo cáo kết quả trong bảng 4. Giả thuyết H0 của việc không có đồng liên kết bị bác bỏ trong mô hình C và C/S. Thú vị hơn, ước tính ngày phá vỡ đầu tiên là vào năm 1988 cho cả 2 mô hình C và C/S. Sự phá vỡ thứ hai xảy ra vào năm 1992 và năm 1990 tương ứng với mô hình C và C/S. Chúng tôi tiếp tục xem xét các hệ số ước tính trong mỗi mô hình. Trong mô hình C/S, phần lớn các hệ số là không có ý nghĩa và (hoặc là) sai dấu sau các phá vỡ. Tất cả hệ số đều đúng dấu và có ý nghĩa cao trong mô hình C. Do đó, chúng tôi tập trung vào mô hình C. Chúng tôi còn dùng phương pháp đồng liên kết của Johansen (2000) để đánh giá xem có tồn tại quan hệ đồng liên kết trong mô hình C hay không. Như đã thảo luận trước đó, phương pháp này yêu cầu tham số đầu vào ngoại sinh của ngày phá vỡ. Do đó, chúng tôi áp dụng ngày phá vỡ vào mô hình C, cụ thể là, 1988q2 và 1992q3, trong phương pháp đồng liên kết của mô hình Johansen. Chú ý rằng chúng tôi chọn mô hình Hc, nghĩa là, chúng tôi cho phép hai phá vỡ trong liên tục trong khuôn khổ đồng liên kết Johansen, được thực hiện tương ứng với mô hình C. Kết quả được báo cáo ở bảng 5. Dấu vết thống kê (trace statistic) là lớn hơn giá trị tới hạn tại mức ý nghĩa 1% khi giả định giả thuyết H0 là không có đồng liên kết. Nó nhỏ hơn giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1% đối với giả thuyết H1. Do đó, chúng tôi kết luận rằng có 1 vector đồng liên kết và xác nhận mô hình C trong bảng 4 là có ý nghĩa21. Các ước tính của phương trình đồng liên kết trong mô hình C có sử dụng phương pháp đồng liên kết HJ được trình bày ở bảng 6. Nó quan trọng để lưu ý rằng yếu tố điều chỉnh trong mô hình hiệu chỉnh sai số là âm và có ý nghĩa cao, nó ngụ ý rằng mô hình ước tính là ổn định tự động. Mức độ thay đổi âm sau năm 1988 cho thấy rằng cải cách nhiều hơn làm giảm mức độ cân bằng của REER. Cải cách vào cuối năm 1980 bao gồm cải cách trong doanh nghiệp nhà nước (SOEs) chẳng hạn như sự tư nhân hóa và tái cơ cấu của SOEs để gia tăng hiệu quả. Việc thành lập doanh nghiệp tư nhân cũng được 21 Mặc dù nó không được trình bày ở đây, nhưng chúng tôi đã tìm thấy rằng tất cả các ước lượng trong kiểm định đồng liên kết của Johasen và cộng sự (2000) có cùng dấu như trong kiểm định đồng liên kết HJ. 31 khuyến khích, nó cải thiện sự cạnh tranh của giá cả phi mậu dịch. Cả hai yếu tố làm giảm giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch để nhập khẩu là quan trọng, Rn, khi giá nhập khẩu được xác định là yếu tố ngoại sinh, và do đó làm giảm mức độ cân bằng của REER. Đối với một lập luận tương tự, xem Dornbusch (1974), Khan and Ostry (1992) và Li (2004). Tồn tại một mức độ thay đổi dương vào năm 1992. Chuyến du lịch của Đặng Tiểu Bình vào năm 1992 kích thích FDI đến Trung Quốc bằng sự thúc đẩy một môi trường đầu tư tốt hơn của doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài. Vốn FDI hầu như được chuyển để xuất khẩu theo định hướng của doanh nghiệp, nó thu hút các nguồn lực từ khu vực phi mậu dịch và giảm cung hàng hóa phi mậu dịch. Điều này làm gia tăng giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch so với hàng hóa nhập khẩu, Rn, do đó làm gia tăng mức độ cân bằng của REER. Bảng 3: Kiểm định Gregory và Hansen cho đồng liên kết tại 1 điểm gãy cấu trúc tại thời điểm không xác định. Chú ý: Chương trình Eview từng lấy kiểm định thống kê Zt là sẵn có khi yêu cầu. Đặc biệt, hiệu chỉnh được thiết lập là 0,2 và chiều dài độ trễ lớn nhất được thiết lập là 6. Giá trị tới hạn của kiểm định GH cho mô hình C là -5,31, -5,56, và -6.05, cho mô hình C/T là -7,59, -5,83 và -6,36; cho mô hình C/S à -6,17, -6,41 và -6,92. Giá trị quan trọng tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% và được lấy từ Gregory và Hansen (1996), *,** và *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%. Bảng 4 Kiểm định Hatemi-J (2008,2009) cho đồng liện kết tại 2 điểm gãy cấu trúc tại 1 thời điểm không xác định. Lưu ý: Chương trình GAUSS từng lấy kiểm định thống kê Zt từ Hatemi-J (2009). Đặc biệt, hiệu chỉnh được thiết lập là 0,2 và chiều dài độ trễ lớn nhất được thiết lập là 6. Giá trị tới hạn của kiểm định C/S là -7,705, -7,903 và -8,353. Giá trị tới hạn tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% và lấy từ Hatemi-J (2008). Giá trị tới hạn của mô hình C và C/T là không sẵn có từ Hatemi-J (2008). Giá trị tới 32 hạn gần đúng tại 10% cho mô hình C và C/T tương ứng là 6,63 và 6,98. Các giá trị tới hạn này xấp xỉ được dựa trên so sánh các giá trị tới hạn được báo cáo trong Gregory và Hansen (1996) và Hatemi-J (2008). *,** và *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%. 3.5.1. Tỷ giá thương mại Theo như công thức (5), T ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực, R, trực tiếp và thông qua sự ảnh hưởng đến giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch và hàng hóa xuất khẩu, Rn. Sự ảnh hưởng trực tiếp luôn luôn dương. Về tác động gián tiếp, trong trung hạn, T tăng cao hơn làm gia tăng Rn, cho bởi TRn = pn/p’2, và do đó làm giảm nhu cầu phi mậu dịch. Ở khía cạnh khác, T tăng cao hơn sẽ làm giảm chi phí sử dụng vốn và kích thích nhu cầu đầu tư trong khu vực phi mậu dịch. Tổng ảnh hưởng trực tiếp của T cao hơn trong nhu cầu phi lợi nhuận là mơ hồ. Vì chúng tôi giả định rằng hiệu quả tiêu thụ chiếm ưu thế hơn so với hiệu quả đầu tư có hiệu quả, Rn sẽ giảm trong trung hạn, và R cũng vậy. Sự hình thành nguồn vốn là do chi phí sử dụng vốn thấp hơn. Nó tiếp tục dẫn đến sản lượng cao hơn và tiết kiệm cao hơn, và cuối cùng là tài sản nước ngoài cao hơn. Do khu vực phi mậu dịch được giả định là thâm dụng lao động ở Trung Quốc, sự gia tăng nguồn vốn làm giảm sự cung cấp phi mậu dịch22. Ở khía cạnh khác, gia tăng tài sản do sự gia tăng nhu cầu tài sản nước ngoài sẽ làm gia tăng nhu cầu cho hàng hóa phi mậu dịch. Cả hai yếu tố đều dẫn đến một Rn cao hơn và do đó tăng R trong dài hạn. Điều này ảnh hưởng gián tiếp của tỷ giá thương mại lên R thông qua Rn. Nó củng cố ảnh hưởng trực tiếp dương. Trong ước tính đồng liên kết của chúng tôi, chúng tôi nhận thấy tỷ giá thương mại hiệu lực, ET, có tác động tích cực mạnh mẽ lên REER. Hệ số khá gần với 1, nó ngụ ý rằng tác động gián tiếp là rất nhỏ. 3.5.2. Tỷ lệ phụ thuộc của giới trẻ. Tỷ lệ phụ thuộc của giới trẻ cao hơn làm gia tăng mức tiêu dùng hàng hóa phi mậu dịch và do đó làm gia tăng Rn. Trong dài hạn, mức tiêu thụ cao hơn làm gia tăng vay mượn từ các nước ngoài và dẫn đến dòng vốn dài hạn ròng chảy vào và tài sản nước ngoài thấp hơn. Nguồn vốn giảm là do phần bù rủi ro cao hơn tạo ra bởi tài sản nước 22 Chứng khoán vốn cao hơn sẽ thu hút nguồn lực từ khu vực phi mậu dịch sang khu vực mậu dịch bởi vì khu vực phi mậu dịch mang tính chất thâm dụng lao động. Do đó, đây là mối tương quan âm giữa vốn và cung của khu vực phi mậu dịch. 33 ngoài thấp hơn. Với tài sản nước ngoài thấp hơn, của cải giảm thiểu một cách rõ ràng và do đó làm nhu cầu hàng hóa phi mậu dịch cũng giảm tương tự, với giả định khu vực phi mậu dịch là thâm dụng lao động. Sự sụt giảm vốn làm gia tăng cung của hàng hóa phi mậu dịch. Cả hai yếu tố đều làm giảm Rn đến một mức độ thấp hơn điểm ban đầu và do đó làm giảm R trong dài hạn23 như ước tính của hệ số trong RRDEPY. 3.5.3. Hạn chế thanh khoản. Một hạn chế thanh khoản thấp hơn trong tiêu thụ cho phép tiêu thụ hiện tại nhiều hơn để đi đến cân bằng trong thu nhập tương lai. Tiêu thụ cao hơn, được tài trợ bởi vay mượn, làm gia tăng nhu cầu hàng hóa phi mậu dịch và do đó làm gia tăng Rn. Trong dài hạn, tiêu thụ được tài trợ bằng vay mượn sẽ tạo ra dòng vốn vào, và tạo ra tỷ lệ lãi suất cao hơn. Nó cũng làm tài sản nước ngoài thấp hơn. Vốn giảm không chỉ do chi phí sử dụng vốn cao hơn tạo ra lãi suất cao hơn, mà còn do phần bù rủi ro cao hơn được tạo ra bởi tài sản nước ngoài thấp hơn. Tài sản nước ngoài thấp hơn làm giảm nhu cầu của hàng hóa phi mậu dịch vì của cải sụt giảm. Vốn thấp hơn làm gia tăng mức cung hàng hóa phi mậu dịch. Cả hai yếu tố đều làm giảm Rn đến một mức độ thấp hơn so với mức độ ban đầu. Do đó, nới lỏng trong hạn chế thanh khoản (thấp hơn) làm giảm R trong dài hạn, và được biểu diễn bằng các ước tính trong bảng 6. Bảng 5 Kiểm định đồng liên kết Johansen et el (2000) với 2 điểm gãy cấu trúc. Lưu ý: Ngày phá vỡ là 1988q2 và 1992q3 như đã chỉ ra ở mô hình C trong bảng 4. Chương trình Eview cho việc tạo ra giá trị tới hạn và theo dõi số liệu thống kê được lấy từ Li và Daly (2009) 23 Tỷ lệ phụ thuộc của giới trẻ cao hơn dẫn đến tài sản nước ngoài thấp hơn. Do đó, lãi suất thu nhập từ nước ngoài làm giảm hoặc sẽ phải thanh toán lãi cho nước ngoài nếu kinh tế thay đổi từ chủ nợ ròng thành con nợ ròng. Để tạo ra thặng dư thương mại cần phải bù đắp lợi nhuận thu nhập hoặc thanh toán lợi nhuận cho nước láng giềng cao hơn, giá tương đối của khu vực mậu dịch nên được giảm dưới mức ban đầu, và tỷ giá hối đoái thực cũng vậy. Nguyên tắc tương tự áp dụng cho hạn chế thanh khoản và đầu tư của chính phủ. 34 Bảng 6 Ước tính đồng liên kết cho REER Lưu ý: Các ước tính này được dựa trên phương pháp Hatemi-J (2008). Sai số chuẩn ở trong ngoặc. D1988q3 là biến giả nên có giá trị bằng 1 suốt 1988q3 – 2010q4 và bằng 0 trong khung thời gian khác. Tương tự với D1992q4, *,** và *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%. 3.5.4. Đầu tư của chính phủ. Mức đầu tư công (GI) cao hơn làm gia tăng nhu cầu đầu tư có sử dụng hàng hóa phi mậu dịch và làm tăng Rn. Trong dài hạn, sau khi đầu tư của chính phủ được thực hiện, sản lượng bắt đầu gia tăng và tiết kiệm cũng vậy. Do đó có nguồn vốn cao hơn và tài sản nước ngoài cao hơn. Ban đầu là làm giảm cung cấp hàng hóa phi mậu dịch và sau là làm gia tăng của cải, và do đó làm tăng nhu cầu hàng hóa phi mậu dịch. Do đó, GI cao hơn có tác động dương trên Rn và làm tăng R trong dài hạn, được thể hiện ở bảng 6. 3.6. Mô hình Natrex và sự sai lệch Dựa vào các hệ số trong bảng 6, chúng tôi tính toán tỉ giá hối đoái thực có hiệu lực cân bằng dài hạn, Natrex. Bởi vì Natrex là một khái niệm cân bằng dài hạn (a long run equilibrium concept), chúng ta sử dụng những nguyên tắc cơ bản đã được hiệu chỉnh (smoothed fundamentals) (đạt được bằng việc áp dụng bộ lọc Hodrick–Prescott)24. Natrex và tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực được trình bày trong hình 3 và tỉ lệ sai lệch được trình bày trong hình 4. Suốt thời kì đầu sau đổi mới 1982–1985, RMB được định giá quá cao mặc dù có sự giảm trong giá trị trị thực của REER. Một sự suy giảm mạnh trong giá trị thực của REER là bởi vì phần lớn sự mất cân bằng rất lớn và liên tục trong giá trị đồng CNY 24 Để giải quyết vấn đề điểm cuối của Hodrick- Prescott filter, chúng ta mở rộng bốn biến quan có ý nghĩa (ET, RDEPY, GI, LIQC) cho đến năm 2015 sử dụng các dự báo từ các chỉ số thống kê của ngân hàng thế giới, tiểu sử của các quốc gia OEDC và viễn cảnh nền kinh tế thế thới IMF. 35 chống lại USD của chính phủ Trung Quốc. Số liệu trong mô hình Natrex thấp hơn REER chủ yếu là do sự sụt giảm mạnh trong ET, GI và LIQC. Mặc dù, có việc định giá cao RMB trong suốt thời kì này với tỷ suất trung bình 14.9%. Từ 1986, RMB được đánh giá quá thấp trong hầu hết các năm ngoại trừ các giai đoạn 1991–1992 và 1997–2003. Lần định giá thấp đáng kể đầu tiên xảy ra từ 1986- 1987. Trong điều kiện của NATREX, ET tăng và RDEPY giảm khi mà chính sách một con bắt đầu có hiệu lực. Mặc dù, Natrex cao hơn REER và việc đánh giá thấp trung bình là 16.9% từ 1986- 1987. Có một sự giảm sút rõ ràng của NATREX vào năm 1989 sau phá vỡ cấu trúc vào quí 2 năm 1988. Như đã đề cập ở phần 5, mức độ ảnh hưởng tiêu cực là kết quả của việc cung ứng tốt hơn trong cơ chế phi mậu dịch bởi SOEs hiệu quả và cạnh tranh hơn trong khu vực kinh tế tư nhân. Lần định giá cao đáng kể lần hai diễn ra trong suốt 1993- 1994, trong thời gian ngắn sau phá vỡ cấu trúc lần hai trong quí 3 năm 1992. Một mặt, chính phủ Trung quốc đã thực hiện việc sụt giảm mạnh và liên tục tỉ giá chính thức CNY chống lại USD trong suốt thời kì đó. Đặc biệt, năm 1994, đã có sự sụt giảm danh nghĩa 33.1% trong tỉ giá song phương theo quyết định của chính phủ nhằm điều chỉnh tỷ giá hối đoái danh nghĩa từ 0.17 dến 0.12 USD/CNY. Hệ thống tỷ giá hối đoái kép được thay thế bằng hệ thống tỷ giá cố định trong năm 1994. Một mặt, có một mức độ thay đổi cùng chiều trong NATREX sau lần phá vỡ cấu trúc quý 3 năm 1992. Như đã giải thích ở phần 5, điều này do mức cung ứng thấp hơn trong cơ chế phi mậu dịch khi dòng tiền FDI đi vào tăng sau chuyến thăm miền nam của Đặng Tiểu Bình năm 1992, việc này đã thu hút nhiều nguồn vào lĩnh vực mậu dịch. Với những nền tảng kinh tế tương đối ổn định có liên quan trong suốt thời kì này, Natrex vẫn duy trì ở trên Reer và do đó RMB đã bị đánh giá thấp khoảng 21.7% từ 1993 - 1994. Theo sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á 1997, RMB được đánh giá quá cao mãi đến 2003. Điều này có ý nghĩa rằng Natrex đã bắt đầu gia tăng sau năm 1997. Trong khi tỷ giá hối đoái danh nghĩa được cố định 0.12 USD/CNY. USD tăng giá chống lại các đối tác thương mại chính của Trung Quốc bao gồm trong bài nghiên cứu này (ngoại trừ Hồng Kong). Việc tăng giá USD làm cho Reer phát triển với tốc độ nhanh hơn Natrex và tạo ra sự đánh giá cao. Việc đánh giá quá cao (đạt đến đỉnh cao) 12,2% 36 trong 2001. Tuy nhiên, trung bình sự đánh giá quá mức vẫn tương đối khiêm tốn từ 1997 – 2003 (7.8%). Trong suốt 7 năm 2004 - 2010, liên tục có sự đánh giá thấp RMB chống lại giỏ tiền tệ. Natrex tăng ổn định và với tốc độ nhanh hơn Reer thực tế, chủ yếu là do sự sụt giảm mạnh trong tỷ lệ tương quan ban đầu. Mức tăng trung bình hằng năm của Natrex suốt thời kì là 7.4 %, Reer cũng đã tăng trong năm 2004 đến 2010, tuy nhiên tỉ lệ trung bình thấp hơn là 4.9% và có sự giảm sút thực tế 0.1% trong 2010. Trung bình định giá thấp suốt thời kì là 5.5% và mô hình định giảm tỉ giá là đáng quan tâm. Trước hết, có một sự gia tăng trong tỷ lệ định giá thấp từ 1.7% năm 2004 lên đến 5.6% năm 2006 và tỷ lệ định giá thấp duy trì ở mức trung bình 5.2% năm 2007. Sau đó, việc định giá thấp giảm xuống còn 0.6% năm 2008. Một mặt, Natrex tiếp tục tăng giá ổn định và tăng khoảng 8.6% năm 2008, cao hơn ET, GI, LIQC và thấp hơn RDEPY. Mặt khác Reer tăng khoảng 13.4% năm 2008. Trong 7/2008, trong bối cảnh khủng hoảng kinh tế toàn cầu, Trung Quốc đã ngưng việc neo đồng tiền nước mình vào các rổ tiền tệ, việc mà thực hiện từ 2005 và neo đồng nhân dân tệ quay trở lại mức 6.83 CNY/USD. Suốt quí 3 và 4 năm 2008, USD tăng giá chống lại tất cả các đối tác thương mại chính của Trung Quốc (ngoại trừ Hồng Kong và Nhật Bản). Do đó, mức độ Reer của RMB được nâng lên đáng kể trong quí 3, 4 năm 2008. Ví dụ, chỉ tính riêng trong quí 4 năm 2008, REER tăng khoảng 12.8% so với quí trước và 21.6% so với cùng kì năm ngoái. Do đó, khoảng cách giữa Reer và Natrex được giảm đáng kể gần như là zero năm 2008. Trong năm 2009, RMB tiếp tục được neo ở mức 6.83 CNY/USD. USD mất giá nhẹ gây bất lợi cho các đối tác thương mại chính của Trung Quốc ( ngoại trừ Hong Kong) năm 2009. 37 38 Chúng tôi quan sát thấy rằng REER tăng trung bình 4,2% trong năm 2009 so với 200825. Trong tháng 6/2010 ngân hàng trung ương Trung Quốc đã quyết định neo đồng nhân dân tệ theo rổ tiền tệ đang xem xét, trong bối cảnh tài khoản vãng lai thì cân bằng hơn trong năm 2009 và nền kinh tế thế giới có vẻ được khôi phục. Sau quyết định này, REER tăng giá trong 2 quí cuối 2010. Tuy nhiên Reer giảm giá không đáng kể trong 2 quí đầu năm 2010 do việc giảm giá của USD so với tất cả các đối tác thương mại chính của Trung quốc. Chúng ta quan sát được sự sụt giảm 0.1% trong năm 2010. Lưu ý rằng Natrex tiếp tục việc tăng giá đáng kể trong 2009 và 2010. Với sự tương phản giữa Natrex và Reer suốt 2004 đến 2010 chúng ta thấy rằng chúng ta tổng kết lại sự chênh lệch tỷ giá và những thay đổi trong mức độ thực tế của Reer từ 2004 – 2010 trong bảng 7. Mặc dù chúng tôi đã tìm thấy những bằng chứng của việc liên tục định giá thấp kể từ 2004, tầm ảnh hưởng của nó không lớn như các kết luận từ các nghiên cứu về tỉ giá hối đoái thực của Trung Quốc (ví dụ 30-50% trong 2005, trong Dunuway et al, 2006, 23%-33% từ 2002-2003 trong Coudert và Courhart, 2007). Chúng tôi cũng đang quan sát một sự giảm sút của việc đánh giá thấp tỷ giá năm 2008. Trong hai năm gần đây nhất, chúng tôi nhận thấy sự đánh giá thấp tỷ giá trung bình khoảng 5.7% trong 2009, thấp hơn nhiều so với 21,9%, tỷ lệ được đề nghị bởi Cline và Williamson (2009). Mặc dù chúng tôi tìm thấy sự gia tăng mạnh mẽ trong việc định giá thấp đến 15.1% năm 2009, độ lớn vẫn thấp hơn ước tính gần đây khoảng 17,3% theo Cline (2010). Thêm vào đó, trong thời kì 1997 – 2003, chúng tôi tìm thấy một sự định giá cao một cách vừa phải trong tỷ giá hối đoái thực, ngược lại với tất cả các nghiên cứu trước đây (ví dụ định giá thấp 33% trong 1997- 2000 tại Jeong và Mazier 2003, định giá thấp 16.1%2001 tại Benassy – Quere et 2004) ngoại trừ Chen (2009). So sánh với những nghiên cứu trước đây, chúng tôi nghiên cứu tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực cân bằng trong khuôn khổ của mô hình Natrex mở rộng và chúng tôi đã xem xét, cân nhắc nhiều nến tảng kinh tế . Hơn nữa, chúng tôi đã giải thích hai mô hình phá vỡ cấu trúc trong ước lượng thực nghiệm và chuỗi REER chỉ là sử dụng tỷ trọng giá trị thương mại theo thời gian. Do đó 25 Mặc dù trong hai quí cuối năm 2008 có vẻ được nhìn nhận khả quan, việc đánh giá cao trong hai quí đầu năm 2008 là tương đối vừa phải. Mặt khác, mức độ REER trong hai quí đầu năm 2008 thấp hơn nhiều so với hai quí cuối. Do đó khi tính toán hằng năm, mức độ của REER trong năm 2009 thì chỉ cao hơn một ít so với 2008. 39 chúng tôi tin tưởng rằng kết quả nghiên cứu của chúng tôi cung cấp một bằng chứng mới dựa trên giá trị cân bằng của RMB và sẽ ngày càng hoàn thiện hơn. 3.7. Kết luận và nhận xét : Bài viết này khảo sát các yếu tố quyết định đến tỉ giá thực hiệu lực cân bằng trong dài hạn của Trung Quốc và điều tra những chênh lệch về thương mại mậu dịch trong thời kỳ cải cách, 1982-2010. Chúng tôi có một số đóng góp về cả lý thuyết và thực nghiệm. Đầu tiên, chúng tôi mở rộng mô hình NATREX truyền thống cho nhiều quan điểm khác nhau và lần đầu tiên áp dụng mô hình này cho Trung Quốc. Trong khuôn khổ mô hình NATREX mở rộng, chúng tôi kết hợp một số lượng lớn nền tảng kinh tế riêng của kinh tế học Trung Quốc. Hai là, để nắm bắt được tác động của các sự kiện kinh tế và chính trị lên mức cân bằng của tỷ giá hối đoái cân bằng thực qua vài thập kỷ gần đây, chúng tôi sử dụng kiểm định đồng liên kết để mà có thể giải thích cho hai sự phá vỡ trong cấu trúc nội sinh. Ba là, một chuỗi dữ liệu hàng quý được thiết lập theo thời gian phù hợp với một số lượng lớn các cơ sở kinh tế của Trung Quốc cũng được xây dựng cho giai đoạn hậu cải cách. Bốn là, chúng tôi xây dựng hệ thống tỷ giá thực hiệu lực cho Trung Quốc theo phương pháp của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) nhưng với sự đổi mới bằng cách sử dụng tỉ trọng thương mại trong thời gian biến thiên khác nhau (ví dụ, trung bình 3 năm) (Trung Quốc và 14 đối tác thương mại chính). Các kết quả thực nghiệm chính của nghiên cứu của chúng tôi được tóm tắt như sau. Chúng tôi đã tìm thấy một mối quan hệ đồng liên kết, do đó cung cấp hỗ trợ cho mô hình lý thuyết NATREX. Trong mối quan hệ hội nhập, chúng tôi tìm thấy hai sự phá vỡ cấu trúc, một vào năm 1988, khi cải cách kinh tế tiếp tục được thực hiện, và vào năm 1992, khi dòng vốn FDI được kích thích bởi các chuyến du lịch phía nam của Đặng Tiểu Bình. Các nền tảng cơ bản ảnh hưởng đáng kể NATREX là các tỉ giá thương mại có hiệu lực, yếu tố nhân khẩu học (tỷ lệ phụ thuộc vào người thân), khó khăn thanh khoản và đầu tư của chính phủ. Nhân dân tệ được định giá quá cao cho đến giữa những năm 1980. Từ năm 1986, nhân dân tệ đã được định giá thấp so với rổ của 14 loại tiền tệ trong phần lớn các năm. Nó đã bị đánh giá thấp trong thời gian 1986-1987 và 1993-1994, nhưng lại định giá quá cao sau cuộc khủng hoảng tài chính châu Á (1997-2003). Trong giai đoạn gần đây, 40 2004-2010, chúng tôi thấy rằng RMB thực sự được đánh giá thấp hơn rổ gồm 14 loại tiền tệ. Tuy nhiên, tỷ lệ chênh lệch nhỏ hơn nhiều so với những báo cáo của các nghiên cứu trước đây, và chúng tôi đã quan sát thấy một sự suy giảm mạnh tỷ lệ đánh giá thấp trong năm 2008. Quan trọng nhất, chúng tôi tìm thấy những đánh giá thấp tăng lên 5,7% trong năm 2009 và sau đó tăng mạnh lên 15,1% trong năm 2010. Tuy nhiên, mức độ đánh giá thấp như vậy vẫn còn thấp hơn so với mức được đề xuất bởi các nghiên cứu khác. Hàm ý quan trọng về chính sách từ kết quả của chúng tôi liên quan đến con đường hướng tới sự linh hoạt lớn hơn trong trao đổi chế độ tỷ giá. Từ năm 2005, ngân hàng trung ương Trung Quốc đã áp dụng chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn bằng cách chuyển đổi từ tỷ giá cố định sang thả nổi với một rổ tiền tệ. Tuy nhiên, trong suốt tháng 7/2008 và tháng 6/2010, tỷ giá đồng nhân dân tệ so với Đô la Mỹ được cố định trở lại nhằm theo đuổi sự ổn định của đồng nhân dân tệ trong bối cảnh khủng hoảng tài chính toàn cầu. Trong thời gian này, chúng tôi thấy rằng khi sự chuyển động của đồng USD là cùng một hướng với REER và di chuyển cùng hướng tới giá trị NATREX, tỷ lệ chênh lệch được giảm thiểu, chẳng hạn như trong năm 2008, khi đồng USD chuyển động ngược hướng, chênh lệch lớn dần, chẳng hạn thời kì 2009- 2010. Điều này cho thấy rằng giá trị của REER chịu tác động mạnh của tỷ giá giữa hai đồng tiền nhân dân tệ và USD trong chế độ tỷ giá cố định. Thậm chí trong suốt những năm 2005-2007, khi đồng nhân dân được giữ cố định, việc điều chỉnh REER đến giá trị NATREX của nó tương đối chậm (như thể hiện trong Bảng 7). Điều này làm tăng mối lo ngại về sức mạnh thực sự của chính phủ Trung Quốc so với các đối tác thương mại chính trong giai đoạn 2005 - 2007 khi cho đồng USD đang thực sự mất giá vào giỏ tiền tệ, và do đó việc điều chỉnh (đánh giá cao) của REER theo hướng NATREX có thể bị cản trở nếu tỷ trọng USD trong giỏ quá cao. Mặc dù các ngân hàng trung ương không chịu tiết lộ, thì một số nghiên cứu (ví dụ như Eichengreen, 2006; Frankel & Wei, 2007) chỉ ra rằng trọng lượng tiềm ẩn của USD trong giỏ là cao nổi bật: trên 90%. Cho rằng những chia sẻ của thương mại của Trung Quốc với châu Âu và các nước châu Á khác đã tăng trong khi đó với Hoa Kỳ đã giảm trong những năm gần đây thể hiện trong Bảng 1, sự linh hoạt tỷ giá hối đoái trong hệ thống tỷ giá hối đoái tăng lên đòi hỏi tăng dần sức mạnh các đồng tiền khác, 41 cũng như tăng thêm các đồng tiền có tỷ giá thả nổi khác trong giỏ (ví dụ như Euro, Hàn Quốc Won, vv.). Phụ lục A Bảng A1 Cân bằng hiệu quả trong trung và dài hạn. Lưu ý: các nguyên tắc cơ bản đang ảnh hưởng đến giá cả tương đối phi mậu dịch (Rn) cũng ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực tế (R) một cách tương tự, cả ở trung và dài hạn. Điều khoản thương mại là một ngoại lệ duy nhất vì nó ảnh hưởng trực tiếp và gián tiếp thông qua Rn (xem Phần 2.4). Để có một dẫn xuất toán học chi tiết về ảnh hưởng trung và dài hạn của nhân tố cơ bản lên Rn và do đó ảnh hưởng lên R, cũng như mô tả trên các quỹ đạo K * F * trong hình. A1, hãy xem You và SARANTIS (2008), Phụ lục A-C. 42 Phụ lục B. biến đo lường và các nguồn dữ liệu Nguồn dữ liệu chính bao gồm các thống kê tài chính quốc tế (IFS), các vấn đề khác nhau của Niên giám thống kê Trung Quốc (CSY) của Cục thống kê quốc gia của Trung Quốc, chỉ số phát triển thế giới (WDI), Hướng dẫn Thương mại Thống kê (DOTS), và thu nhập quốc gia và tài khoản (NIPA) của Cục phân tích kinh tế Mỹ. Tất cả các dữ liệu đều theo quý trừ khi có quy định khác. Mẫu là khoảng thời gian 1982q1- 2010q4. Tất cả các chỉ số lấy 2005 làm năm gốc. Kí hiệu i là Trung Quốc và j đại diện cho 14 đối tác thương mại chính của Trung Quốc (xem Bảng 1 danh sách của các quốc gia). Dữ liệu thương mại (dòng thương mại song phương giữa Trung Quốc và các đối tác thương mại chính của nó): dữ liệu được thu thập từ DOTs. Tỷ giá hối đoái danh nghĩa (USD so với tiền tệ quốc gia): đối với Trung Quốc, tỷ giá hối đoái chính thức được thu thập từ Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF). Chúng tôi cũng thu 43 thập tỷ giá hối đoái trên thị trường từ trang chủ của Giáo sư Carmen Reinhart ( Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Trung Quốc (Ri) được tính toán là trung bình của hai mức giá cho thời gian 1982q1-1993q426 và bằng với tỷ giá chính thức cho giai đoạn 1994q1-2010q426. Dữ liệu cho các đối tác thương mại chính của Trung Quốc (Rj) được thu thập từ IFS. Chỉ số giá giảm phát GDP: dữ liệu cho Trung Quốc (GDPi) được thu thập từ YOU và SARANTIS (2011) và mở rộng từ 2009q4 đến 2010q4 với các dữ liệu thu thập từ CSY. Dữ liệu cho các đối tác thương mại chính của Trung Quốc (GPDj) được thu thập từ IFS. GDP danh nghĩa và thực tế: GDP danh nghĩa của Trung Quốc được thu thập từ You và SARANTIS (2011) và mở rộng từ 2009q4 đến 2010q4 bằng cách sử dụng dữ liệu từ CSY. GDP danh nghĩa của các đối tác thương mại chính của Trung Quốc được thu thập từ IFS. GDP danh nghĩa được chuyển đổi GDP thực tế qua sử dụng số giảm phát giá GDP. Chỉ số giá tiêu dùng: dữ liệu hàng năm cho Trung Quốc (CPIi) được thu thập từ IFS và nội suy về số liệu quý bằng cách tính trung bình phù hợp. Dữ liệu cho các đối tác thương mại chính của Trung Quốc (CPIj) được thu thập từ IFS. Chỉ số tỷ giá hối đoái thực dựa trên tỷ số giá tiêu dùng và chỉ số giảm phát: được tính toán dựa trên EQS. tương ứng (32) và (34) Về hiệu quả của chỉ số thương mại (ET): được đo lường bằng giá trị trung bình nhân của các tỷ giá thương mại (TOT) của Trung Quốc đối với các đối tác thương mại chính của nó cạnh tranh bằng trọng lượng Wij: ET= ∏ ( 𝑇𝑂𝑇𝑖 𝑇𝑂𝑇𝑗 )𝑖#𝑗 𝑊𝑖𝑗 . Các tỷ trọng Wịj giống như trong phương trình. (34). Chỉ số TOT được định nghĩa là giá xuất khẩu chia cho giá nhập khẩu. TOT của Trung Quốc được thu thập từ và SARANTIS (2011) và mở rộng đến 2010q4 bằng cách sử dụng dữ liệu từ IFS. TOT cho các đối tác thương mại của Trung Quốc được thu thập từ IFS. 26 Theo lập luận của Ding (1998), một lượng lớn ngoại tệ đã được giao dịch trên thị trường song phương ở Trung Quốc trước năm 1994. Dữ liệu cho thấy rằng khoảng cách trở nên nhỏ hơn sau 1994. Vì vậy, chúng tôi tin rằng việc sử dụng trung bình giá thị trường song song và tỷ giá chính thức cho thời kì trước 1994 được đánh giá cao hơn. 44 Chỉ số chi phí lao động đơn vị hiệu quả (EULC): Cục Thống kê Lao động của Bộ Lao động Mỹ xác định chi phí lao động đơn vị (ULC) như chi phí lao động yêu cầu đầu vào để sản xuất một đơn vị sản lượng đầu ra. Nó được tính bằng cách lấy sản lượng đầu ra thực chia cho chi phí lao động trong điều kiện bình thường. EULC được xây dựng như là trung bình nhân của chi phí lao động đơn vị của Trung Quốc với các đối tác thương mại chính của nó với tỉ trọng bằng Wij: ETOT= ∏𝑖#𝑗 [ 𝑈𝐿𝐶𝑖 𝑋 𝑅𝑖 (𝑈𝐿𝐶𝑗 𝑋 𝑅𝑗) ] Để xây dựng ULC của Trung Quốc, chúng tôi thu thập dữ liệu chi phí lao động hàng năm từ Bai, Hsieh, và Qian (2006) và mở rộng dữ liệu của họ từ 2005 đến 2010. Sau đó, dữ liệu được nội suy để phù hợp với quý bằng cách sử dụng trung bình nhân. Do giới hạn dữ liệu, ULC cho các đối tác thương mại chính của Trung Quốc được đo bằng ULCj = WEj/YVj, với WE và YV biểu thị cho chỉ số tỷ lệ lương trên thu nhập và chỉ số khối lượng GDP tương ứng, các dữ liệu được thu thập bởi IFS. Hiệu quả lãi suất nước ngoài (Er’): nó được xây dựng bằng cách lấy trung bình cộng lãi suất dài hạn của đối tác thương mại chính của Trung Quốc với tỷ trọng bằng Wij: Er’=∑ 𝑊𝑖𝑗 𝑋 𝑟′𝑗𝑛𝑗=1 ,r'j đại diện cho lãi suất thực dài hạn của các đối tác thương mại chính của Trung Quốc. Lãi suất thực dài hạn được tính bằng cách lấy lãi suất danh nghĩa trái phiếu dài hạn của Chính phủ trừ đi tỷ lệ lạm phát; cả hai đều được thu thập từ IFS. Tỷ lệ hoàn vốn tương đối (Trung Quốc so với Mỹ) (RRC): theo Bai và các cộng sự (2006), tỷ lệ hoàn vốn (RC) của Trung Quốc đo bằng RC = α/(PKK/P yY) + (�̂�𝑘 − �̂�y) - δ, α biểu thị vốn cổ phần thu nhập (đo như phần 1-lao động), PKK/PyK biểu thị tỷ lệ vốn – sản lượng thực đầu ra, PK, K, PY và Y biểu thị giá vốn, số lượng vốn, giá đầu ra và số lượng đầu ra tương ứng, �̂�K và �̂�Y là tỷ lệ phần trăm thay đổi của giá vốn và đầu ra tương ứng, và δ là tỷ lệ khấu hao. RC hàng năm của Trung Quốc được thu thập từ Bai và các cộng sự (2006) và mở rộng từ 2005 đến năm 2010 bằng cách sử dụng dữ liệu từ CSY. RC cho Hoa Kỳ hàng năm được tính bằng cách sử dụng phương pháp tương tự của Gomme, Ravikumar, và Rupert (2006) và kéo dài từ 2000 đến 2010 bằng cách sử dụng dữ liệu thu thập từ NIPA. 45 Tỷ suất sinh lợi tương đối của Trung Quốc trừ Mỹ cho ra giá trị tương đối hàng năm, và sau đó hàng loạt các nội suy quý sử dụng trung bình nhân phù hợp. Tỷ lệ người trẻ (RDEPY) và người già phụ thuộc tương đối (RDEPO): được định nghĩa là số người dưới 15 tuổi và số người trên 65 tương ứng chia cho dân số lao động. Tỷ lệ phụ thuộc hàng năm cho tất cả các nước được thu thập từ WDI. Tương đối có nghĩa là Trung Quốc trừ bình quân gia quyền của các đối tác thương mại chính của nó. Tỷ trọng được xác định bởi GDP thực tế. GDP danh nghĩa và chỉ số giảm phát GDP hằng năm cho tất cả các nước được thu thập từ IFS để xây dựng GDP thực. Tỷ lệ phụ thuộc hàng năm được nội suy quý bằng sử dụng trung bình nhân. Năng suất: dữ liệu hàng năm của tổng năng suất nhân tố (TFP1 và TFP2) thu được từ You và SARANTIS (2012a) và nội suy quý sử dụng trung bình nhân phù hợp. Chúng tôi sử dụng GDP quý như một cơ sở cho việc nội suy. Chỉ dẫn 1 và 2 cho thấy TFP dựa trên dữ liệu vốn của Chow và Li (2002) và Bai et al. (2006). Thay thế đo lường năng suất: 1) tốc độ tăng trưởng GDP thực tương đối (RYGR): GDP thực tế được thảo luận ở trên. Trung bình tương đối của Trung Quốc trừ đi trung bình có trọng số của các đối tác thương mại chính của Trung Quốc. 2) GDP thực bình quân đầu người điều chỉnh bằng PPP tương đối trên vốn (RY): dữ liệu hàng năm của tất cả các quốc gia được thu thập bởi WDI. Trung bình tương đối của Trung Quốc trừ đi trung bình trọng số của các đối tác thương mại chính của Trung Quốc và RY hằng năm được chuyển thành hằng quý theo trung bình số nhân. Tỷ trọng được tính theo GDP thực. Hạn chế thanh khoản (LIQC) của Trung Quốc: Kose, Prasad, và Terrone (2006) được đo lường như là tỷ lệ giữa tín dụng trong nước với GDP danh nghĩa khu vực tư nhân. Chúng tôi sử dụng nghịch đảo của phép đo này để cho thấy mức độ cao hơn của sự hạn chế tính thanh khoản. Tín dụng trong nước với khu vực tư nhân của Trung Quốc được thu thập từ IFS. Đầu tư của chính phủ (GI) của Trung Quốc: nó được đo như là tỷ lệ đầu tư của chính phủ với tổng vốn đầu tư tài sản cố định. Đầu tư của chính phủ hàng năm được thu thập từ CSY. Tổng vốn đầu tư hàng năm vào tài sản cố định được thu thập từ Bai et al. (2006) và kéo dài từ 2005 đến 2010 bằng cách sử dụng dữ liệu CSY. Đầu tư của chính phủ hàng năm được nội suy quý bằng cách sử dụng trung bình nhân phù hợp. 46 Tỷ lệ thuế (τ): theo He và Qin (2004), nó được đo như tổng giá trị thuế GTGT, thuế tiêu dùng, kinh doanh, nông nghiệp và thuế thu nhập doanh nghiệp và các thuế liên quan (thuế hàng hóa được loại trừ) chia cho GDP danh nghĩa. Được thu thập dữ liệu hàng năm bởi CSY. Mức tỷ lệ thuế suất thuế hàng năm được chuyển thành từng quý bằng cách sử dụng trung bình nhân phù hợp. 4. Mở rộng tại Việt Nam : 4.1. Chọn năm gốc Trong nghiên cứu này chúng tôi chọn năm 2000 là năm gốc vì năm này cán cân thanh toán của Việt Nam khá cân bằng. Bước qua thế kỉ mới, Việt Nam đang ngày càng mở rộng hợp tác ngoại giao, phát triển với nhiều nước trên thế giới. Cũng trong năm này Ngân hàng Nhà Nước điều chỉnh giá trị của Việt Nam đồng để đưa nó về gần với giá trị thực. 4.2. Chọn rổ tiền tệ đặc trưng Rổ tiền tệ được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm 10 nước (Hoa Kì, Nhật Bản, Trung Quốc, Thái Lan, Singapore, Đài Loan, Hàn Quốc, Úc, Đức và Pháp. Đây là các nước có quan hệ thương mại lớn với Việt Nam. Đô la Mỹ là đồng tiền hiển nhiên có mặt trong rổ tiền do đồng tiền này là đồng tiền mạnh nhất thế giới cho tới thời điểm hiện nay. Đồng Euro cũng là đồng tiền không thể thiếu trong rổ tiền vì nó là một trong những đồng tiền mạnh nhất trên thế giới và vì khu vực sử dụng đồng Euro có giao thương rất lớn với Việt Nam, đồng thời chọn hai quốc gia châu Âu làm đại diện là Pháp và Đức. Kế đến là đồng yen Nhật cũng là một lựa chọn không tranh cãi, do đây là đồng tiền của một quốc gia có nền kinh tế đứng hàng thứ ba thế giới và Nhật cũng là một trong những đối tác thương mại lớn của Việt Nam. Trung Quốc là quốc gia ngoài việc là đối thủ cạnh tranh trực tiếp, trao đổi thương mại song phương của Việt Nam với Trung Quốc có tỷ trọng lớn nhất và Việt Nam luôn chịu tình cảnh nhập siêu lớn nhất với họ. Từ năm 2001 đến 2008 Việt Nam liên tục nhập siêu với Trung Quốc cứ năm sau lớn hơn năm trước và đến 2008 nhập siêu lên tới trên 11 tỷ đô la. Vì vậy, đồng tiền của Trung Quốc rất đáng được quan tâm trong việc tính tỷ giá thực đa phương. Đồng tiền của các nước ASEAN như Thái Lan, Singapore được chọn do các nước này là những đối thủ cạnh tranh trực 47 tiếp của Việt Nam trong giao thương quốc tế. Tương tự, đồng tiền của Đài Loan và Hàn Quốc đại diện cho các nước phát triển ở châu Á được chọn do kim ngạch xuất nhập khẩu của họ với Việt Nam là rất lớn. Đồng AUD của Australia được đưa vào rổ tiền do AUD là đồng tiền có thể chuyển đổi được và cũng thuộc diện đồng tiền mạnh. Ngoài ra, kim ngạch xuất nhập khẩu trong thời gian nghiên cứu của Australia khá ổn định, riêng các năm 2006, 2007, 2008 đã tăng mạnh, khoảng ba lần so với năm 2003. 4.3. Các bước tính REER: Chúng tôi tham khảo các công thức tính được trong luận văn thạc sĩ của Nguyễn Trọng Phúc. Bước 1: Tính tỉ giá hối đoái danh nghĩa song phương của Việt Nam đồng với ngoại tệ khác. Sử dụng công thức tính tỉ lệ chéo vì tỉ giá hối đoái danh nghĩa của Việt Nam và một các nước khác đều tính trung gian qua USD . Bước 2 : Chuyển tỉ giá hối đoái danh nghĩa thành dạng chỉ số và chọn năm 2000 làm năm gốc bằng cách lấy tỉ giá danh nghĩa hiện tại chia cho tỉ giá năm gốc. Chuyển tỉ giá hối đoái danh nghĩa thành dạng chỉ số bằng cách lấy tỉ giá danh nghĩa hiện tại chia cho tỉ giá năm gốc. Bước 3: Tính tỉ giá hối đoái thực song phương. Lấy chỉ số tỷ giá danh nghĩa nhân với CPI của từng nước tương ứng chia cho CPI của Việt Nam ta được tỷ giá thực song phương của tiền đồng so với đồng tiền của từng đối tác. Bằng cách sử dụng công thức : Kết quả từ phụ lục bảng 3 48 Bước 4: Điều chỉnh chỉ số tiêu dùng CPI về kỳ gốc. Chọn kỳ gốc là năm 2000, kỳ gốc có chỉ số CPI là 100. Các chỉ số CPI của các nước lấy theo năm. CPI điều chỉnh của năm 2000 bằng CPI năm 2000 (bằng 100) nhân với CPI của năm 2000 chia cho 100. CPI điều chỉnh của năm 2001 sẽ bằng CPI của năm 2001 nhân với CPI của năm 2000 đã điều chỉnh về kỳ gốc và chia cho 100. Tương tự, ta tính cho các năm kế tiếp. Bước 5: Tính tỉ trọng thương mại Trước tiên, cộng tất cả các giá trị xuất nhập khẩu của Việt Nam và các đối tác ở từng thời kỳ (Wt). Lấy giá trị xuất nhập khẩu của từng đối tác chia cho tổng giá trị kim ngạch xuất nhập khẩu của tất cả các đối tác được tỷ trọng thương mại của từng đối tác. Tổng các tỷ trọng thương mại này là bằng 1. Theo công thức: Kết quả từ bảng 5 Bước 6: Tính REER theo công thức: Phân tích kết quả Số liệu REER của các năm từ 2001 đến 2008 phụ lục bảng 6 49 Biểu đồ thể hiện REER giai đoạn 2000-2001 Từ hình 2.4 cho chúng ta thấy rằng : chỉ trong 2 năm đầu 2001, 2002 REER có giá trị cao hơn năm gốc nhưng mức chênh lệch là rất nhỏ ( 5,7327% trong 2001 và 1,8494 %trong 2002 ) . Trong các năm còn lại bắt đầu từ năm 2003 thì REER bắt đầu sụt giảm với mức sụt giảm mạnh . Đến năm 2010 thì REER chỉ còn 40 so vói năm gốc là 100 . Hiệu suất sử dụng vốn thấp ICOR 4,9 (năm 2003) Nguyên nhân của việc gia tăng REER trong 2 năm đầu là do nền kinh tế Việt Nam lúc này có tỷ lệ lạm phát khá thấp 2001 - 2003 với tỷ lệ lạm phát tương ứng là 4,4%/năm và 4,3%/năm; thậm chí là giảm phát trong năm 2000 (-0,6%). Hiệu suất sử dụng vốn thấp ICOR 4,9 (năm 2003) .Trong giai đoạn này cân cân thương mại bị thâm hụt mạnh . Trong giai đoạn 2001-2005, trong khi xuất khẩu tăng bình quân 17,55%/năm (vượt 16%/năm), nhưng nhập khẩu đã tăng vượt trội 18,78% (vượt xa mục tiêu 15%/năm), cho nên nhập siêu đạt mức khổng lồ 19,266 tỷ USD và tỷ lệ nhập siêu vẫn là 17,38%, bằng khoảng 9,4% GDP. Bước sang năm 2003 có một sự thay đổi trong nền kinh tế 2004 - 2005 tốc độ tăng trưởng kinh tế đạt khá cao 7,79% (năm 2004) và 8,5% (năm 2005) lạm phát của Việt Nam cũng tăng lên ở mức 9,5% (năm 2004) và 8,4% (năm 2005), cao hơn cả tốc độ tăng trưởng kinh tế. Tỷ lệ tiêu dùng của nước ta từ trên 98% năm 1986 giảm xuống còn 70,1% GDP vào năm 2005; tỷ lệ tiết kiệm nội địa đã tăng lên từ 1,17% (1986) lên 29,9% (2005); tỷ lệ đầu tư tích lũy tài sản trong GDP tăng từ 11,96% (1986) lên trên 50 38% (2005). L ạm phát tăng cao là nguy ên nhân làm xói mòn khả năng cạnh tranh của hàng hóa Việt Nam so với các đối tác thương mại . Lượng vốn đầu tư liên tục tăng, năm 2000 vốn đầu tư thực hiện theo giá thực tế là 151,2 nghìn tỷ đồng (bằng 34,2% GDP); năm 2005 tăng lên 324 nghìn tỷ đồng (bằng 38,7% GDP). Tốc độ tăng về vốn đầu tư thực hiện cao hơn tốc độ tăng GDP, tăng 22,3% (giai đoạn1991 – 1995); 12,2% (1996 – 2000) và 13% (2001 – 2005). Sau cuộc khủng hoảng kinh tế châu Á, cùng với chính sách kích cầu, đầu tư vào kết cấu hạ tầng ở nông thôn tăng nhanh, hệ số ICOR đã tăng nhanh. Trong giai đoạn 2001-2005, trong khi xuất khẩu tăng bình quân 17,55%/năm (vượt 16%/năm), nhưng nhập khẩu đã tăng vượt trội 18,78% (vượt xa mục tiêu 15%/năm), cho nên nhập siêu đạt mức khổng lồ 19,266 tỷ USD và tỷ lệ nhập siêu vẫn là 17,38%, bằng khoảng 9,4% GDP. Việt Nam vẫn còn nhập siêu nhưng mức xuất khẩu đã có sự gia tăng vượt trội . Trong giai đoạn 2006- 2010 , REER tiếp tục giảm mạnh kim ngạch hàng hóa xuất khẩu thời kỳ 2006-2010 đạt 56 tỉ USD/năm, bằng 2,5 lần thời kỳ 2001-2005 và tăng 17,2%/năm. Kim ngạch xuất khẩu các mặt hàng ngày càng tăng, từ 4 mặt hàng có kim ngạch trên 3 tỉ USD năm 2006 đã tăng lên 8 mặt hàng năm 2010.Thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài và nguồn vốn ODA ngày càng tăng và có nhiều thuận lợi. Vốn FDI thực hiện năm 2006 đạt 4,1 tỉ USD, năm 2007 đạt 8,0 tỉ, năm 2008 đạt 11,5 tỉ USD, chiếm tới 30,9% tổng vốn đầu tư toàn xã hội, cao hơn rất nhiều so với năm trước. Năm 2009 và 2010, mặc dù vốn đăng ký giảm nhưng vốn FDI thực hiện vẫn đạt 10 tỉ USD vào năm 2009 và khoảng 11 tỉ vào năm 2010 (tăng 157,5% so với năm 2006). Thời kỳ 2006-2010, FDI thực hiện tăng bình quân 25,7%/năm. Cán cân thanh toán quốc tế thặng dư khá cao trong những năm đầu của kỳ kế hoạch, còn 2 năm cuối (2009-2010) tuy có mức thiếu hụt, nhưng không bị phá vỡ cân đối. Một số dữ liệu thu thập và tính toán: Bảng 1 X/USD VND USD EUR1 EUR2 CNY JPY SGD THB TWD KRW AUD 2000 14163.6 1 1.0844 1.0844 8.2784 107.78 17.235 40.1458 31.1571 1129.94 1.7233 2001 14602.4 1 1.1163 1.1163 8.2743 121.48 17.914 44.4659 33.6003 1287.5 1.9317 2002 14596.5 1 1.0606 1.0606 8.2669 125.18 17.9 42.9573 34.5317 1243.29 1.8398 2003 14951 1 0.8851 0.8851 8.2672 115.92 17.42 41.4745 34.446 1187.52 1.5407 2004 15296.7 1 0.8048 0.8048 8.2664 108.13 16.9 40.2049 33.3923 1141.63 1.359 2005 15745.5 1 0.8043 0.8043 8.1838 110.09 16.638 40.2115 32.105 1021.12 1.3115 2006 15542.3 1 0.7968 0.7968 7.9646 116.29 15.888 37.862 32.5204 940.334 1.3277 2007 15738.3 1 0.7306 0.7306 7.5972 117.77 15.066 32.0537 32.8574 922.814 1.1947 2008 16179 1 0.6832 0.6832 6.9404 103.42 14.148 32.7079 31.5304 1096.74 1.1961 2009 17490 1 0.719 0.719 6.8212 93.58 14.538 34.0842 33.0082 1272.68 1.2805 2010 18921.3 1 0.7546 0.7546 6.7605 87.78 13.63 31.5062 31.5154 1153.26 1.09 Dữ liệu lấy từ nguồn www.oanda.com (công ty OANDA) 1 Bảng 2 - Dữ liệu tính toán theo tỷ giá chéo VND/X VND USD EUR1 EUR2 CNY JPY SGD THB TWD KRW AUD 2000 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0006 0.0076 0.0012 0.0028 0.0022 0.0798 0.0001 2001 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0006 0.0083 0.0012 0.0030 0.0023 0.0882 0.0001 2002 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0006 0.0086 0.0012 0.0029 0.0024 0.0852 0.0001 2003 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0006 0.0078 0.0012 0.0028 0.0023 0.0794 0.0001 2004 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0005 0.0071 0.0011 0.0026 0.0022 0.0746 0.0001 2005 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0005 0.0070 0.0011 0.0026 0.0020 0.0649 0.0001 2006 1.0000 0.0001 0.0001 0.0001 0.0005 0.0075 0.0010 0.0024 0.0021 0.0605 0.0001 2007 1.0000 0.0001 0.0000 0.0000 0.0005 0.0075 0.0010 0.0020 0.0021 0.0586 0.0001 2008 1.0000 0.0001 0.0000 0.0000 0.0004 0.0064 0.0009 0.0020 0.0019 0.0678 0.0001 2009 1.0000 0.0001 0.0000 0.0000 0.0004 0.0054 0.0008 0.0019 0.0019 0.0728 0.0001 2010 1.0000 0.0001 0.0000 0.0000 0.0004 0.0046 0.0007 0.0017 0.0017 0.0610 0.0001 * Dữ liệu tính toán theo tỷ giá chéo 2 Bảng 3 eij USD EUR1 EUR2 CNY JPY SGD THB TWD KRW AUD 2000 $1.0000 $1.0000 $1.0000 $1.0000 $1.0000 $1.0000 $1.0000 $1.0000 $1.0000 $1.0000 2001 $0.9700 $0.9985 $0.9985 $0.9695 $1.0932 $1.0082 $1.0743 $1.0460 $1.1052 $1.0872 2002 $0.9703 $0.9490 $0.9490 $0.9690 $1.1270 $1.0078 $1.0383 $1.0754 $1.0677 $1.0359 2003 $0.9473 $0.7732 $0.7732 $0.9461 $1.0189 $0.9575 $0.9787 $1.0473 $0.9956 $0.8470 2004 $0.9259 $0.6872 $0.6872 $0.9246 $0.9289 $0.9079 $0.9273 $0.9924 $0.9355 $0.7302 2005 $0.8995 $0.6672 $0.6672 $0.8893 $0.9188 $0.8684 $0.9010 $0.9269 $0.8129 $0.6846 2006 $0.9113 $0.6696 $0.6696 $0.8768 $0.9832 $0.8401 $0.8595 $0.9512 $0.7584 $0.7021 2007 $0.8999 $0.6063 $0.6063 $0.8259 $0.9834 $0.7867 $0.7185 $0.9491 $0.7350 $0.6239 2008 $0.8754 $0.5515 $0.5515 $0.7339 $0.8400 $0.7186 $0.7132 $0.8859 $0.8497 $0.6076 2009 $0.8098 $0.5369 $0.5369 $0.6673 $0.7031 $0.6831 $0.6875 $0.8579 $0.9121 $0.6017 2010 $0.7486 $0.5209 $0.5209 $0.6113 $0.6096 $0.5920 $0.5875 $0.7572 $0.7640 $0.4735  Dữ liệu tính toán 3 Bảng 4 CPIt-0 Việt Nam Mỹ Đức Pháp Trung Quốc Nhật Bản Singapore Thái Lan Đài Loan Hàn Quốc Úc 2000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 2001 0.9958 1.0282 1.0199 1.0163 1.0073 0.9919 1.0100 1.0163 1.0000 1.0407 1.0438 2002 1.0339 1.0446 1.0341 1.0357 0.9996 0.9830 1.0060 1.0346 0.9979 1.0694 1.0751 2003 1.0671 1.0683 1.0449 1.0576 1.0111 0.9805 1.0111 1.0419 0.9948 1.1070 1.1050 2004 1.1499 1.0968 1.0624 1.0801 1.0504 0.9804 1.0280 1.0706 1.0114 1.1467 1.1308 2005 1.2452 1.1340 1.0789 1.0989 1.0695 0.9778 1.0323 1.1192 1.0343 1.1783 1.1610 2006 1.3372 1.1707 1.0959 1.1174 1.0851 0.9802 1.0428 1.1711 1.0406 1.2042 1.2021 2007 1.4481 1.2040 1.1209 1.1341 1.1367 0.9807 1.0647 1.1978 1.0593 1.2348 1.2301 2008 1.7830 1.2503 1.1504 1.1659 1.2034 0.9942 1.1341 1.2625 1.0968 1.2929 1.2838 2009 1.9087 1.2457 1.1541 1.1669 1.1949 0.9808 1.1409 1.2516 1.0874 1.3291 1.3071 2010 2.0778 1.2663 1.1671 1.1848 1.2345 0.9738 1.1729 1.2931 1.0978 1.3680 1.3442 Dữ liệu thu thập từ nguồn 4 Bảng 5 Wij Mỹ Đức Pháp Trung Quốc Nhật Bản Singapore Thái Lan Đài Loan Hàn Quốc Úc 2000 5.05% 4.72% 3.29% 13.52% 22.45% 16.48% 5.45% 12.14% 9.70% 7.21% 2001 6.67% 5.05% 3.47% 13.66% 21.20% 15.91% 5.04% 12.72% 10.36% 5.91% 2002 11.22% 4.96% 2.84% 14.18% 19.05% 13.47% 4.56% 12.89% 10.60% 6.23% 2003 15.70% 4.54% 2.80% 15.51% 18.20% 12.05% 5.00% 11.32% 9.63% 5.25% 2004 14.64% 4.18% 2.79% 17.82% 16.87% 12.13% 5.65% 10.91% 9.43% 5.57% 2005 13.70% 3.53% 2.22% 18.43% 16.99% 12.92% 6.54% 10.58% 8.60% 6.50% 2006 14.62% 3.91% 2.02% 17.60% 16.45% 13.38% 6.56% 9.59% 7.86% 8.02% 2007 14.79% 3.96% 2.56% 20.50% 15.39% 12.34% 5.98% 10.13% 8.25% 6.09% 2008 14.50% 3.55% 1.78% 20.78% 16.67% 12.07% 6.18% 9.74% 9.03% 5.70% 2009 16.17% 3.79% 1.79% 23.84% 15.09% 10.41% 6.63% 8.29% 10.06% 3.93% 2010 16.78% 3.84% 1.92% 26.05% 15.60% 5.80% 6.32% 7.85% 11.98% 3.87%  Dữ liệu tính toán từ công thức Bảng 6. Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực đa phương ( năm gốc 2000) Năm 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 REER 100.00 105.73 101.85 92.73 82.85 74.41 70.54 63.81 50.91 45.08 37.86  Dữ liệu tính toán từ công thức

Các file đính kèm theo tài liệu này:

  • pdfsu_pha_vo_cau_truc_va_ty_gia_hoi_doai_thuc_hieu_luc_cua_trung_quoc_phuong_phap_tiep_can_natrex__4321.pdf
Luận văn liên quan