Tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai của Trung Quốc

ịnh giá thấp vào khoảng 10% trong dữ liệu đầu vào, và sự đánh giá thấp lớn nhất là năm 1993. (Chúng tôi cũng dự kiến (3) bằng cách sử dụng phương pháp hồi qui từng phần qua các năm . Mô hình chỉ ra rằng độ lệch của đồng Nhân dân tệ có thể so sánh với m ột thảo luận ở trên. Ví dụ, đồng Nhân dân tệ được định giá cao trước những năm 1980, sẽ hiển thị m ột số lượng lớn các định giá thấp từ cuối những năm 1980 đến năm 2004, và sự định giá cao không đáng kể trong năm 2005. Tất cả các ước tính của những năm qua về mức độ định giá thấp là không có ý nghĩa thống kê. Mức trung bình hàng năm của các ước lượng về việc định giá thấp từ năm 1975-2005 là 15,5% . Giá trị tương tự như các ước lượng về việc định giá thấp là 16% báo cáo trong Arvind Subram anian (2008), các ước lượng của ông thực hiện dựa trên phương pháp nghiên cứu của Johnson (2007)) Kết quả được minh họa rõ trong Hình 8, trong đó chúng tôi sẽ trình bày biểu đồ phân tán của mức giá so với thu nhập bình quân đầu người, sử dụng các dữ liệu mới nhất. Những con số tổng kết việc tìm kiếm cơ bản của chúng tôi: tức là sai lệch đáng kể vào khoảng 40%, làm cho phát hiện trong phân tích trước đây của chúng tôi biến mất trong phân tích này. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 15 Hình 8: Sai lệch của tỷ giá đồng Nhân dân tệ dựa trên các ước lượng OLS gộp với thu nhập bình quân đầu người theo PPP, dữ liệu vintage 2008 Có thể coi việc biến mất đó như là biện minh cho kết luận của chúng tôi trước đó rằng bằng chứng thống kê cho việc đánh giá dưới mức đã đặt nhầm. Tuy nhiên, sự quả quyết của nhóm chúng tôi được rút ra từ mẫu không chắc chắn. Xem xét lại trong vị thế của Trung Quốc phản ánh sai số ước lượng mà chúng tôi đã không tính đến trong phân tích trước đây. Bản chất của các ước lượng về việc định giá thấp đã củng cố quan điểm rằng chúng tôi chỉ kiểm định một trong một vài cách t iếp cận trình bày ở Bảng 1. Nhóm thảo luận của chúng tôi đã quan sát thấy rằng các chỉ số khác cũng cung cấp thông tin cho các cuộc thảo luận về việc đồng Nhân dân tệ có bị định giá sai lệch hay không. Thặng dư thương mại và tích lũy dự trữ đang tăng, cũng như tốc độ tăng trưởng nhanh chóng (vượt quá những gì được nhận thức rộng rãi như tỷ lệ bền vững), chọn một loại tiền tệ định giá thấp, với điều kiện dựa trên mức độ của các biến chính sách khác. Chúng tôi sẽ không đồng ý với quan điểm rằng phương pháp tiếp cận đa phương nên được sử dụng để đánh giá sai lệch của tiền tệ. Theo đó, chúng tôi có nhiều bằng chứng hơn về sự định giá thấp đồng Nhân dân tệ hơn khi chúng ta thu được từ việc chỉ đơn thuần xem xét hiệu ứng Penn, đặc biệt khi điều chỉnh dữ liệu PPP đã dẫn đến nghi ngờ về các ước lượng về sự sai lệch của chúng tôi. 4. Nghiên cứu về độ co giãn thương m ại: 4.1. Khảo sát những ước lượng về độ co giãn thương mại: Với tốc độ chuyển dịch cơ cấu nhanh chóng, có khá ít các tài liệu về việc đánh giá phản ứng của Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 16 thu nhập với dòng chảy thương mại của Trung Quốc. Cũng có vài nghiên cứu về độ co giãn thương mại đa phương của Trung Quốc. Goldman Sachs đã ước lượng độ co giãn theo giá xuất khẩu của Trung Quốc là 0.2 và độ co giãn theo giá nhập khẩu là 0.5 (O’Neill và Wilson (2003) được trích dẫn trong Morrison và Labonte (2006)). Có lẽ, nó gần giống với những ước lượng trong tính toán của Goldstein (2004), mặc dù chúng không được báo cáo. Kwack (2007) sử dụng mô hình tăng trưởng với tỷ giá hối đoái thực khử lạm phát để ước lượng độ co giãn trong giai đoạn 1984 đến 2003. Sử dụng nhóm gồm 29 nước phát triển và đang phát triển, ông đã tìm ra rằng, độ co giãn theo giá nhập khẩu đa phương của Trung Quốc là 0.5 và độ co giãn theo thu nhập là 1.57 (Wang và Ji (2006) đã thực hiện theo phương pháp tiếp cận tương tự và phát hiện ra tỷ giá hối đoái danh nghĩa không ảnh hưởng tới xuất nhập khẩu của Trung Quốc). Thorbecke và Smith (2007) tuy không trực tiếp kiểm định tác động đối với cả xuất khẩu và nhập khẩu, nhưng lại tập trung nghiên cứu tác động của sự tăng giá của đồng nhân dân tệ đối với xuất khẩu, có tính đến sự thống nhất trong quy trình sản xuất của các nước trong khu vực. Sử dụng mẫu gồm 33 nước trong khoảng thời gian từ 1994 đến 2005, và tỷ giá hối đoái được điều chỉnh theo tỷ trọng thương mại để đo lường sự tác động của tỷ giá hối đoái song phương đối với giá đầu vào nhập khẩu, họ phát hiện ra rằng đồng nhân dân tệ tăng giá 10% với điều kiện đồng tiền của các nước Đông Á khác không thay đổi sẽ làm giảm 3% trong xuất khẩu hàng gia công và 11% trong xuất khẩu hàng hóa thông thường. Nếu đồng tiền của các nước Đông Á tăng giá cùng với đồng nhân dân t ệ thì sẽ làm hàng gia công xuất khẩu giảm 9%. Marquez và Schindler cho rằng việc thiếu chỉ số giá hữu dụng trong xuất nhập khẩu của Trung Quốc cần thực hiện theo đặc tính của mô hình thay thế. Họ xem xét sự thay đổi của lãi suất khi các phần của thương mại thế giới (nhập khẩu và xuất khẩu), được chia thành “hàng hóa thông thường” và “linh kiện và bộ phận máy móc”. Sử dụng số liệu nhập khẩu hàng tháng của Trung Quốc từ năm 1997 đến tháng 7 năm 2006, họ nhận ra rằng độ co giãn thu phập của phần thương mại thông thường nằm trong khoảng từ -0.021 đến -0.001 (có nghĩa là các hệ số hồi quy đã bị sai hướng), và độ co giãn theo giá nằm trong khoảng từ 0.013 đến 0.021 (Marquez và Schindler (2007) đã dự đoán là kết quả khác thường này sẽ tăng vì vai trò của các doanh nghiệp sở hữu nhà nước. Họ cũng quan sát kết quả này có thể xảy ra với cơ cấu thay thế tất nhiên giữa hàng hóa nội địa và hàng hóa nhập khẩu). Độ co giãn theo giá linh kiện và bộ phận máy móc cũng sai hướng, và vì vậy không có ý nghĩa thống kê. Thú vị là, vốn FDI có ý nghĩa quan trọng trong hầu hết các trường hợp. Khi vốn FDI có xu hướng ổn định thì cũng không có gì rõ ràng khi cho rằng sẽ có tác động mạnh tới ảnh hưởng của FDI hay các biến số khác có xu hướng tăng lên theo thời gian, bao gồm cả yếu tố năng lực sản xuất. Đối với xuất khẩu (hàng hoá thông thường), họ thấy rằng độ co giãn theo thu nhập nằm trong khoảng từ 0.08 đến 0.09, và độ co giãn theo giá nằm trong khoảng từ 0.08 đến 0.068. Đối với xuất khẩu linh kiện và bộ phận máy móc, hệ số hồi quy của thu nhập dao động trong khoảng từ 0.042 đến 0.049. Những điều đó có ý nghĩa quan trọng khi đồng nhân dân tệ của Trung Quốc tăng giá thực 10% thì sẽ làm cán cân thương mại của Trung Quốc giảm khoảng từ 75 tỷ USD đến 92 tỷ USD. Garcia – Herrero và Koivu (2007) có nghiên cứu gần giống với nghiên cứu của chúng tôi. Họ kiểm định dữ liệu trong giai đoạn từ 1995 đến 2005, sau đó chia dữ liệu ra thành xuất nhập khẩu thông thường và xuất nhập khẩu linh kiện/hàng gia công. Họ đã tạo mối liên kết giữa xuất khẩu của Trung Quốc với nhập khẩu của thế giới và tỷ giá thực hiệu dụng, có bổ sung thêm cách đo lường mẫu với việc giảm thuế giá trị gia tăng cho hàng xuất khẩu và biến năng suất hiệu dụng. Trong cả 2 phương trình xuất khẩu và nhập khẩu đều có tính đến vốn FDI. Kết quả đáng chú ý mà họ thu được là đối với nhập khẩu của Trung Quốc, hệ số hồi quy của tỷ giá hối đoái thực có Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 17 dấu hiệu trái ngược với dự đoán trong toàn bộ mẫu. Sau khi gia nhập WTO, độ co giãn theo giá và thu nhập xuất khẩu của Trung Quốc tăng lên đáng kể. Về phía nhập khẩu thì lại không có thay đổi gì rõ nét trong giai đoạn trước và sau khi gia nhập WTO. Mann và Pluck (2007) xem xét mối quan hệ song phương thương mại giữa Mỹ và Trung Quốc. Vận dụng mô hình hiệu chỉnh sai số để phân tích những số liệu song phương không hợp nhất trong khoảng thời gian từ năm 1980 đến năm 2004, họ đã thấy rằng độ co giãn theo thu nhập của hàng hóa nhập khẩu từ Trung Quốc vào Mỹ là khá cao: ước lượng độ co giãn theo thu nhập trong dài hạn của tư liệu sản xuất và hàng tiêu dùng tương ứng là 10 và 4. Độ co giãn theo giá hàng hoá tiêu dùng thì không có ý nghĩa thống kê, t rong khi độ co giãn theo giá của tư liệu sản xuất lại cao một cách đáng ngờ, xung quanh mức 10 (Mann và Pluck (2007) sử dụng dữ liệu dòng chảy thương mại và chỉ số giá không hợp nhất của BEA. Độ co giãn theo thu nhập được báo cáo thì kết hợp với chuỗi chi phí, ví dụ như hoạt động đầu tư với biến thu nhập trong hàm hồi quy liên quan đến tư liệu sản xuất). Mặt khác, xuất khẩu của Mỹ vào Trung Quốc lại có độ co giãn thu nhập của tư liệu sản xuất và hàng tiêu dùng, tương ứng là 0.74 và 2.25. Đo lường độ co giãn theo giá không có ý nghĩa về mặt thống kê. Nhìn chung, thật khó để ước lượng hệ số hồi quy hợp lý. Thorbecke (2006) kiểm định dữ liệu song phương giữa Mỹ và Trung Quốc hợp nhất trong giai đoạn từ 1988 đến 2005. Sử dụng cả phương pháp hợp lý cực đại của Johansen và phương pháp OLS linh hoạt của Stock-Watson (1993), ông tìm ra được các bằng chứng có ý nghĩa thống kê giữa thu nhập, tỷ giá hối đoái thực và các dòng chảy thương mại đã khử lạm phát. Hàng hóa nhập khẩu từ Trung Quốc vào Mỹ có độ co giãn theo tỷ giá hối đoái thực nằm trong khoảng 0.4 đến 1.28. Độ co giãn theo thu nhập thì vào khoảng từ 0.26 đến 4.98. Trong tất cả các trường hợp, tính thay thế của các dòng chảy thương mại của các nước Đông Nam Á được giải thích với sự bao hàm tỷ giá hối đoái thực ASEAN/Dollar. Điều thú vị là, độ co giãn theo thu nhập không có ý nghĩa thống kê ngay cả khi nó là 1 con số tương đối lớn. Với việc xuất khẩu từ Mỹ sang Trung Quốc, ông nhận thấy rằng độ co giãn theo tỷ giá hối đoái nằm trong khoảng 0.42 đến 2.04 và độ co giãn theo thu nhập là khoảng 1.05 đến 1.21. 4.2. Độ co giãn thương mại đa phương: Trước tiên, chúng ta hãy xem xét dòng chảy thương mại của Trung Quốc với phần còn lại của thế giới. Chúng ta ước lượng theo công thức sau, trong đó chỉ rõ xuất khẩu và nhập khẩu từ góc nhìn của Trung Quốc: ',132 * 10 ttttt uzqyex   (4) Và ',23210 ttttt uwqyim   (5) Trong đó, y là biến biến thiên, q là tỷ giá hối đoái thực (quy ước là khi q tăng tức là đồng nhân dân tệ giảm giá) và z là biến cung. Biến w là biến linh hoạt giải thích cho các nhân tố khác có thể làm tăng nhu cầu nhập khẩu. Các phương trình được tính toán dựa trên việc sử dụng phương pháp hồi quy OLS linh hoạt của Stock-Watson (1993) của các biến bên phải. Đối với các biến phụ thuộc, chúng ta thu thập dữ liệu hàng tháng về xuất khẩu và nhập khẩu Trung Quốc từ năm 1980 đến năm 2006. Những dữ liệu này sẽ được phân chia thành dòng chảy thương mại hàng hóa thông thường, linh kiện và hàng gia công. Dữ liệu đa phương được lấy từ Hải Quan Trung Quốc thông qua CEIC. Dữ liệu nhập khẩu được tính theo giá CIF và dữ Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 18 liệu về xuất khẩu lại dựa trên cơ sở giá FOB. Chúng ta chuyển đổi số liệu hàng tháng thành số liệu hàng quý bằng phương pháp trung bình đơn giản. Điều này được minh hoạ trong hình 9 và 10. Hình 9: Tổng xuất khẩu, xuất khẩu hàng thông thường, và xuất khẩu hàng gia công và linh kiện của Trung Quốc, tính theo tỷ USD, với số liệu hàng năm. Hình 10: Tổng nhập khẩu, nhập khẩu hàng thông thường, nhập khẩu hàng gia công và linh kiện, tính theo tỷ USD, với số liệu hàng năm. Có một vấn đề khó khăn liên quan đến hệ số giảm phát. Đến năm 2005, Trung Quốc vẫn không có được báo cáo về chỉ số giá cho xuất khẩu và nhập khẩu. Hạn chế này được giải thích trong độ tin cậy của Marquez và Schindler trong biến theo tỷ trọng thương mại. Chúng ta cố gắng thoát khỏi khó khăn này bằng cách thức khác, dựa vào cách đo lường các mẫu. Cho đến khi các dòng chảy thương mại được báo cáo bằng đồng dollar Mỹ, thì sự đo lường giá cả mà chúng ta Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 19 xem xét bao gồm cả CPI của Mỹ, PPI đối với thành phẩm, các chỉ số giá được báo cáo bởi Gaulier, Lemoine và Unal-Kesenci (2006, sau đây gọi là GLU-K), cả hai đều ở mức độ tổng hợp với từng giai đoạn sản xuất và cuối cùng là việc sử dụng chỉ số tái xuất khẩu của Hong Kong. Dưới đây, chúng ta chỉ đưa ra các kết quả dựa trên PPI, chỉ số GLU-K phân loại cụ thể và chỉ số giá trị đơn vị của Hong Kong; các kết quả còn lại được cung cấp theo yêu cầu. Chúng ta lựa chọn những chỉ số này (hình 11 và hình 12) chủ yếu là dựa trên nền tảng thực tế. Chỉ số PPI là một đại diện tốt cho giá cả hàng hoá thương mại, trong khi chỉ số GLU-K lại được xây dựng và thu thập 1 cách rất cẩn thận. Hình 11: Hệ số giảm phát đối với xuất khẩu của Trung Quốc; PPI của Mỹ, hàng tiêu dùng – dựa trên chỉ số giá của Gaulier, và chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu của Hồng Kong với thế giới. Tất cả chuỗi số liệu đều ở dạng logarit, với mốc 2000Q1=0. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 20 Hình 12: Hệ số giảm phát đối với nhập khẩu của Trung Quốc; PPI của Mỹ, tư liệu sản xuất – dựa trên chỉ số giá của Gaulier, và chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu từ Hong Kong sang Trung Quốc. Tất cả chuỗi số liệu đều ở dạng logarit, với mốc 2000Q1=0. Chỉ số giá trị đơn vị Hong Kong thường được sử dụng trong các các phân tích mang tính kinh nghiệm, như việc ước lượng mẫu đối với thương mại của Trung Quốc (xem Cheung, 2005). Chúng ta sử dụng chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu từ Hong Kong sang Trung Quốc để làm giảm lượng nhập khẩu của Trung Quốc và chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu từ Hong Kong sang Mỹ để làm giảm lượng xuất khẩu Trung Quốc. Chỉ số GLU-K gặp hạn chế ở số liệu hàng năm và chỉ thu thập được đến năm 2004. Chúng tôi đã sử dụng phép nội suy bậc hai để chuyển dữ liệu năm sang dữ liệu theo quý. Thước đo của tỷ giá thực, q, là chỉ số tỷ trọng thương mại khử lạm phát của IMF. Với y*, chúng tôi sử dụng số liệu GDP của phần còn lại của thế giới được ước lượng theo đô la Mỹ hiện hành, khử lạm phát trong các điều kiện thực tế bằng việc sử dụng hệ số giảm phát GDP của Mỹ, trong khi y được đo lường bằng GDP thực (dựa trên sản xuất) được tính bằng đồng nhân dân tệ năm 1990. Đối với z, chúng tôi giả định rằng nguồn cung thay đổi cùng với vốn cổ phần trong sản xuất. Việc định giá vốn cổ phần được tính toán bởi Bai và nhiều người khác (2006). Ở đây chuỗi dữ liệu được mở rộng bằng cách giả định một tỷ lệ tăng trưởng 12% trong năm 2005 và 2006, và được nội suy bậc hai thành số liệu hàng quý. Trong Bảng 4, chúng tôi trình bày các kết quả xuất khẩu của Trung Quốc, với Bảng A cho xuất khẩu hợp nhất, Bảng B cho xuất khẩu hàng thông thường, và Bảng C cho xuất khẩu linh kiện và hàng gia công. Đối với mỗi phần, chúng tôi ước tính hệ số hồi quy gắn liền với dòng chảy thương mại thực được tính bằng cách sử dụng các hệ số giảm phát khác nhau. Các kết quả trong cột [1] liên quan đến chuỗi PPI khử lạm phát, trong khi đó ở cột [2] liên quan đến chuỗi giá GLU-K khử lạm phát, và cột [3] liên quan đến chuỗi chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu của Hồng Kông khử lạm phát. Tới đây, z được khử nhiễu. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 21 Bảng 4: Độ co giãn của xuất khẩu Trung Quốc Ghi chú: Ước lượng điểm có được từ DOLS(2,2). Những sai số chuẩn vững thì ở trong dấu ngoặc tròn. *(**)[***] tại các mức ý nghĩa 10% (5%)[1%]. Độ co giãn của xuất khẩu Trung Quốc theo giá nên dương. Ký hiệuPPI: PPI thành phẩm của Mỹ được sử dụng như hệ số giảm phát; GLUK được lấy trong nghiên cứu của Gaulier (2006), chỉ số hàng tiêu dùng được sử dụng như hệ số giảm phát; ký hiệu HK UV: chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu từ Hong Kong sang thế giới được sử dụng như hệ số giảm phát. Có hai kết quả đều nhất quán với nhau trong tất cả các kết quả hồi quy được trình bày trong Bảng 4. Thứ nhất, biến thu nhập có giá trị khá cao (dường như cao một cách đáng ngờ) và hệ số có ý nghĩa thống kê. Thứ hai, tỷ giá thực có dấu âm – cho thấy đồng nhân dân tệ giảm giá nhiều hơn sẽ khiến xuất khẩu giảm ít hơn (Trong những điều này, những sự ước lượng, bao gồm xu hướng thời gian thường đưa đến kết quả những ước lượng điểm khác nhau về cơ bản đối với độ co giãn theo thu nhập. Kết quả này xảy ra vì GDP của Trung Quốc và GDP của phần còn lại của thế giới giống như m ột xu hướng thời gian xác định). Từ những kết quả có vẻ khác thường này, chúng tôi đã biến nguồn cung thành biến số. Mô hình hàng hóa cấp thấp chuẩn của nhập khẩu và xuất khẩu đặc biệt dựa vào chỉ số tỷ giá thực đo lường giá tương đối của hàng hóa thương mại. Tuy nhiên, cách đo lường tỷ giá hối đoái thực Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 22 của chúng tôi là sử dụng tỷ giá hối đoái khử lạm phát, mà có thể là hoặc không là một cách đo lường tốt giá tương đối của hàng hóa thương mại (Ở đây chúng tôi đã điều chỉnh tỷ giá chính thức để phản ánh m ột thực tế là rất nhiều các giao dịch đã diễn ra thông qua các trung tâm hoán đổi trong khoảng thời gian từ năm 1994. Xem Fernald (1999)). Do đó, chúng tôi thêm vào một cách đo lường của phía cung. Theo phương pháp tiếp cận của Helkie và Hooper (1988), chúng tôi sử dụng cách đo lường vốn cổ phần của Trung Quốc trong sản xuất. Các kết quả khi sử dụng biến cung khá thú vị. Trong bảng 5, hệ số hồi quy biến cung là một biến có ý nghĩa chắc chắn. Ngoài ra, các hệ số hồi quy của thu nhập và giá trở thành hệ số đáng tin cậy, mặc dù chúng thường không có ý nghĩa thống kê. Trong Bảng A, tổng giá trị xuất khẩu được kiểm định. Chỉ có biến cung là có các hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê. Tất nhiên, theo ý kiến của Marquez và Schindler, các hành vi khác nhau của xuất khẩu hàng gia công và xuất khẩu hàng thông thường nếu hợp nhất lại thì không thích hợp. Bảng B trình bày kết quả của xuất khẩu hàng thông thường. Ở đây, người ta thấy rằng hoạt động của phần còn lại của thế giới không phải là một biến độc lập tốt về xuất khẩu, trong khi biến giá là một nhân tố quyết định quan trọng. Sử dụng một trong hai chỉ số Gul-K hoặc chỉ số HK, ta thấy rằng độ co giãn của xuất khẩu là khoảng 0.6. Đồng thời, vốn cổ phần của Trung Quốc trong sản xuất tăng lên 1% thì xuất khẩu thực tăng lên khoảng từ 2.2% đến 2.5%. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 23 Bảng 5: Độ co giãn của xuất khẩu Trung Quốc Ghi chú: Ước lượng điểm có được từ DOLS(2,2). Những sai số chuẩn vững thì ở trong dấu ngoặc tròn. *(**)[***] tại các mức ý nghĩa 10% (5%)[1%]. Độ co giãn của xuất khẩu Trung Quốc theo giá nên dương. Ký hiệu PPI: PPI thành phẩm của Mỹ được sử dụng như hệ số giảm phát; GLUK được lấy trong nghiên cứu của Gaulier (2006), chỉ số hàng tiêu dùng được sử dụng như hệ số giảm phát; HK UV, chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu từ Hong Kong sang thế giới được sử dụng như hệ số giảm phát. Nguồn cung cấp được đo lường bởi Bai (2006) về vốn cổ phần của Trung Quốc trong sản xuất. Kỳ lạ, GDP của phần còn lại của thế giới không tác động tích cực đến sản lượng đầu ra hàng gia công. Thorbecke và Smith (2007) cho rằng sản lượng đầu ra hàng gia công của Trung Quốc về bản chất khá phức tạp, có thể giải thích rằng độ nhạy của thu nhập lớn hơn trong từng phần của xuất khẩu. Trong Bảng 6, chúng tôi chuyển qua kiểm định nhập khẩu của Trung Quốc. Chúng tôi dựa vào những phân tích tương tự, với Bảng A liên quan đến nhập khẩu hợp nhất, Bảng B với nhập khẩu hàng thông thường và Bảng C với nhập khẩu hàng gia công và linh kiện. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 24 Bảng 6: Độ co giãn của nhập khẩu Trung Quốc Ghi chú: Ước lượng điểm có được từ DOLS(2,2). Những sai số chuẩn vững thì ở trong dấu ngoặc tròn. *(**)[***] tại các mức ý nghĩa 10% (5%)[1% ]. Ước lượng độ co giãn của nhập khẩu Trung Quốc theo giá nên âm. Ký hiệu PPI: PPI thành phẩm của Mỹ được sử dụng như hệ số giảm phát; ký hiệu GLUK được lấy trong nghiên cứu của Gaulier (2006), chỉ số linh kiện và tư liệu sản xuất được sử dụng như hệ số giảm phát cho nhập khẩu hợp nhất, tương tự, tư liệu sản xuất cho nhập khẩu thông thường và linh kiện cho nhập khẩu hàng gia công và linh kiện; ký hiệu HK UV: chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu của Hong Kong được sử dụng như hệ số giảm phát. Nhu cầu trở thành biến w là tổng xuất khẩu thực. Đúng theo hướng dự đoán, nhập khẩu hợp nhất phản ứng mạnh đối với thu nhập. Mặt khác, chúng tôi thực hiện lại các kết của Marquez và Schindler chú trọng tới độ co giãn theo giá. Một đồng nhân dân tệ yếu hơn khiến nhập khẩu nhiều hơn, chứ không phải là ít hơn. Điều này đúng cho cả nhập khẩu thông thường. Chỉ khi, xét đến nhập khẩu hàng gia công và linh kiện có được một số bằng chứng hỗn hợp, và các kết quả vẫn còn hướng tới việc tìm kiếm một hệ số có dấu hiệu sai. Các kết quả của Marquez và Schindler cho rằng vai trò của đầu tư trực tiếp nước ngoài như là biến w của chúng tôi. Tuy nhiên, kể cả biến FDI tích lũy thì chắc chắn cũng không đủ làm đảo Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 25 ngược kết quả này. Trong Bảng D của Bảng 6, chúng tôi giải thích w như tổng xuất khẩu thực, cụ thể liên quan đến nhập khẩu hàng gia công và linh kiện. Sau đó, chúng ta có được một độ co giãn ước tính âm đối với tỷ giá thực, mặc dù các kết quả khó có thể được xem xét vững. Với các kết quả hỗn hợp, chúng ta phải rất cẩn thận trong việc giải thích các độ co giãn ước tính cho đến khi chúng ta có một chuỗi thời gian dài về giá cả thương mại của Trung Quốc. 4.3. Độ co giãn thương mại Trung Quốc - Mỹ Để kiểm định hành vi của cán cân thương mại song phương Trung Quốc - Mỹ, cần thiết phải bổ sung phương trình (4) và (5) có tính đến tính thay thế giữa hàng hóa của Trung Quốc và hàng hóa của những nước cạnh tranh khác. Kết quả cụ thể như sau: ',3 ~ 432 * 10 tttttt uqzqyex   (6) Và ',4 ~ 43210 tttttt uqwqyim   (7) Trong đó, qt là tỷ giá hoái đối thực song phương và tq ~ là tỷ giá hoái đối thực hiệu dụng liên quan đến các đối tác thương mại khác của Trung Quốc. Với hai bộ dữ liệu song phương có được, bộ thứ nhất lấy từ Cơ quan Hải quan của nước Cộng Hòa Nhân Dân Trung Hoa, và bộ thứ hai lấy từ Cục Hải Quan của Mỹ. Những quy ước định giá khác nhau giữa dữ liệu Trung Quốc và Mỹ do quy mô khác nhau. Những sự khác nhau này được bàn luận chi tiết bởi Schindler và Beckett (2006). Chuỗi số liệu song phương này được thể hiện rõ trong hình 13 và 14. Hình 13: Giá trị xuất khẩu của Trung Quốc vào Mỹ, tính theo tỷ USD. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 26 Hình 14: Giá trị nhập khẩu của Trung Quốc từ Mỹ, tính theo USD. Bây giờ y* được đo lường bằng GDP thực của Mỹ (trong chuỗi 2000 đôla), qt được tính toán bằng cách khử lạm phát đồng nhân dân tệ của Trung quốc (có tính đến các giao dịch thực hiện tại lãi suất hoán đổi trước 1994) bằng CPI của Mỹ và Trung Quốc. tq ~ được tính bằng cách sử dụng các trọng số thương mại thay đổi theo thời gian trên cơ sở các dòng chảy thương mại của Trung Quốc, và tỷ giá hối đoái thực song phương được tính toán bằng CPI của Mỹ và Trung Quốc. Trong việc tính toán các trọng số thương mại, chúng tôi đã không tính đến Hongkong, vì sự khó khăn trong việc giải thích vấn đề thương mại đối với Hong Kong. Một lần nữa, khó khăn chính của chúng tôi phát sinh khi thiếu một hệ số khử lạm phát thích hợp. BLS báo cáo chỉ số giá nhập khẩu của Trung Quốc vào Mỹ bắt đầu từ năm 2004 trở đi, đó là một chuỗi thời gian quá ngắn cho mục đích ước lượng. Trong khi chuỗi giá nhập khẩu của Trung Quốc dựa vào chỉ số giá nhập khẩu đối với các nước NICs trong khoảng thời gian mà chúng tôi có những số liệu thống kê của Trung Quốc, đó rõ ràng là không thích hợp để sử dụng chuỗi dữ liệu các nước NICs để quay trở lại tháng 6 năm 1997, khi Trung Quốc đã không thay đổi tỷ giá hối đoái của mình với các quốc gia khác ở Đông Á. Do đó, đối với xuất khẩu của Trung Quốc sang Mỹ chúng tôi sử dụng các mẫu ước lượng khác nhau. Thứ nhất là PPI của Mỹ cho tất cả các thành phẩm. Thứ hai là đo lường hỗn hợp, với chuỗi nhập khẩu hàng hóa của Trung Quốc vào Mỹ từ tháng 1 năm 2004 trở đi, chuỗi các nước NICs từ tháng 1 năm 2000 đến cuối năm 2003, và chỉ số hàng tiêu dùng GLU-K từ năm 1992 đến cuối năm 1999. Thứ ba là chỉ số giá trị đơn vị Hong Kong tái xuất khẩu vào Mỹ. BLS không báo cáo chỉ số giá đối với xuất khẩu từ Mỹ vào Trung Quốc. Theo số liệu thống kê của Trung Quốc, hơn một nửa hàng hóa T rung Quốc nhập khẩu từ Mỹ được phân loại như máy móc và thiết bị điện trong năm 2006, chúng tôi chọn một trong những hàng hóa đại diện cho giá nhập khẩu của Trung Quốc, chỉ số giá xuất khẩu tư liệu sản xuất của Mỹ và chỉ số PPI của Mỹ. Một ước lượng mẫu cuối cùng là chỉ số giá trị đơn vị của Hong Kong đối với nhập khẩu từ Mỹ. Điều này có nghĩa là có 3 hệ số giảm phát đối với từng ước lượng dòng chảy thương mại. Kết quả về xuất khẩu của Trung Quốc được trình bày trong Bảng 7. Ba cột bên trái nói đến kết quả đạt được bằng cách sử dụng dữ liệu của Mỹ, trong khi 3 cột bên phải nói lên kết quả nhận được từ việc sử dụng dữ liệu của Trung Quốc. Chúng tôi không trình bày các kết quả bỏ qua việc nguồn cung trở thành một biến số, điều này dẫn đến độ co giãn theo thu nhập cao một cách đáng ngờ. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 27 Bảng 7: Độ co giãn của xuất khẩu song phương Trung Quốc – Mỹ Ghi chú: Ước lượng điểm có được từ DOLS(2,2). Những sai số chuẩn vững thì ở trong dấu ngoặc tròn. *(**)[***] tại các mức ý nghĩa 10% (5%)[1%]. Ký hiệu PPI: PPI thành phẩm của Mỹ được sử dụng như hệ số giảm phát; ký hiệu P: giá hàng nhập khẩu hỗn hợp được sử dụng như hệ số giảm phát; ký hiệu HK UV: chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu từ Hong Kong sang thế giới được sử dụng như hệ số giảm phát. Nguồn cung cấp được đo lường bởi Bai (2006) về vốn cổ phần của Trung Quốc trong sản xuất. Độ co giãn thu nhập được ước lượng dựa trên dữ liệu của Mỹ thì dương, nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Mặt khác, có một hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê m ạnh mẽ dựa trên tỷ giá hối đoái thực song phương. Nói cách khác, khi đồng nhân dân t ệ giảm giá so với đôla Mỹ, xuất khẩu từ Trung Quốc vào Mỹ sẽ tăng lên. Ngoài ra, khi đồng nhân dân t ệ giảm giá so với các đối tác thương mại khác, nó làm tăng thị phần xuất khẩu - đối với các nước ASEAN và các nền nước khác - đối với Mỹ (Tranh luận về phần bù/tính thay thế của thương mại Trung Quốc và ASEAN, xem Qhearne (2003)). Tuy nhiên, hiệu quả ước lượng này thì không lớn và không có ý nghĩa thống kê. Cuối cùng, nguồn cung ứng chuyển thành một biến số trở thành một hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê và là 1 con số dương có giá trị lớn. Thú vị, khi chúng ta sử dụng dữ liệu của Trung Quốc, chúng ta lại có một hệ số hồi quy âm đối với thu nhập của Mỹ (chỉ có ý nghĩa trong một trường hợp). Tuy nhiên, những kết quả khác vẫn còn nguyên giá trị. Do đó, chúng ta có thể tự tin rằng tỷ giá hối đoái thực song phương có t ác động đối với các dòng chảy thương mại song phương. Chúng ta có nên tăng trọng số của tập hợp các ước lượng hay không? Schindler và Beckett (2006) cho rằng hầu hết sai số trong tính toán cán cân thương mại có thể quy cho dữ liệu của Trung Quốc gây khó khăn trong việc nhận ra một cách đúng đắn điểm đến của xuất khẩu Trung Quốc khi được vận chuyển qua Hong Kong, chúng tôi tin rằng kết quả dựa trên dữ liệu của Mỹ là đáng tin cậy nhiều hơn, ít nhất là khi xuất khẩu của Trung Quốc có liên quan. Đối với việc Trung Quốc nhập khẩu hàng hóa của Mỹ, dữ liệu của Trung Quốc có thể đáng tin cậy hơn (Xem tranh luận của Fung và Lau (2001)). Ngược lại với kết quả đạt được đối với xuất khẩu của Trung Quốc sang Mỹ, Trung Quốc nhập khẩu từ Mỹ được lý giải liên quan chặt chẽ bởi thu nhập của TQ và tỷ giá hối đoái thực. Các độ co giãn đều có ý nghĩa thống kê và đúng hướng dự đoán khi sử dụng dữ liệu của Mỹ. Tuy nhiên, tỷ giá hối đoái của Trung Quốc có mối liên quan với các đối tác thương mại khác nhưng không thể nhận diện được là giống với loại mô hình nào. Mặc dù có sự tương đồng trong chuỗi thời gian hành vi của dữ liệu của Mỹ và Trung Quốc, khi dữ liệu mới được sử dụng, hệ số hồi quy của tỷ giá hối đoái thực song phương không còn ý nghĩa thống kê và cũng không còn là số âm. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 28 4.4. Ước lượng về sự can thiệp chính sách Ước lượng hồi quy về sự can thiệp chính sách thì khá phức tạp. Thứ nhất, rõ ràng việc ước lượng này không có những cơ sỡ vững chắc. Thứ hai, một vài ước lượng điểm quan trọng thì không có ý nghĩa thống kê. Thứ ba, m ột vài điểm ước lượng – khi có ý nghĩa thống kê - thì lại khác thường. Đặc biệt, những kết quả liên quan đến độ co giãn của nhập khẩu thì còn mơ hồ. Ví dụ, xem xét sự tăng giá 10% của đồng nhân dân tệ. Sử dụng những ước lượng điểm từ Bảng 5, cột 3 của Bảng B va C về xuất khẩu, ta nhận thấy một điều rằng xuất khẩu thực của Trung Quốc (2000$) giảm từ 952.3 tỷ (năm 2006) xuống còn 927.4 tỷ trong dài hạn. Mặt khác, dùng ước lượng ở cột 3 từ Bảng B và D trong Bảng 6, ta nhận thấy nhập khẩu của Trung Quốc đều giảm từ 581.6 tỷ xuống còn 510.5 tỷ. Điều này đồng nghĩa với việc cán cân thương mại tăng từ 400.9 tỷ lên 416.9 tỷ, là sự phản ứng với sự tăng giá thực 10% của đồng nhân dân tệ (chú ý rằng nhập khẩu hàng gia công và linh kiện giảm khi tổng xuất khẩu tăng lên). Độ co giãn theo giá nhập khẩu hàng hóa thông thường là + 2.6 dẫn đến kết quả này. Những đặc điểm kinh tế lượng khác đã dẫn tới những ước lượng khác nhau. Ví dụ, mô hình hiệu chỉnh sai số hàm đơn biến, cho phép hệ số hồi quy thay đổi với sự tham gia của Trung Quốc vào W TO, dẫn đến ước lượng độ co giãn theo giá không có ý nghĩa thống kê. Trong giai đoạn 2000-2006, độ co giãn theo giá bằng không. Với việc sử dụng ước lượng điểm này, khi một sự tăng giá 10% của đồng nhân dân tệ có thể làm cho cán cân thương mại giảm sút từ 400.9 tỷ xuống còn 355.2 tỷ. Việc ước lượng 45.7 tỷ này (2000 USD) được xem là ít hơn so với 88.6 tỷ đôla được báo cáo bởi Marquez và Schindler. Mặc dù thương mại Trung Quốc – Mỹ không cân bằng, về khía cạnh vĩ mô, rất được chú ý, đó là nguyên nhân chính trị đã làm cho tình trạng này ngày càng tăng cao. Chúng tôi có thể áp dụng những ước lượng của mình để trả lời cho câu hỏi rằng điều gì sẽ phản ứng lại với sự tăng giá 10% của đồng nhân dân tệ so với USD. Từ đó dẫn đến độ co giãn theo giá của xuất khẩu, nhập khẩu xấp xỉ bằng nhau (xem cột 3 trong bảng 7 và 8), ý nói rằng cán cân thương mại giữa Trung Quốc và Mỹ có thể phản ứng mạnh với sự tăng giá của đồng nhân dân tệ. Giả định các độ co giãn bằng nhau, cán cân thương mại khoảng 229.3 tỷ (2000USD) có thể giảm xuống còn 195.9 tỷ, hoặc giảm khoảng 33,4 tỷ. Dĩ nhiên, điều này không có nghĩa là thâm hụt thương mại của Mỹ sẽ thu hẹp. Thực tế, tình trạng thâm hụt này có thể được tái phân phối lại cho những quốc gia khác, ngay cả khi thặng dư của Trung quốc so với Mỹ giảm. Bảng 7: Độ co giãn của xuất khẩu song phương Trung Quốc – Mỹ Ghi chú: Ước lượng điểm có được từ DOLS(2,2). Những sai số chuẩn vững thì ở trong dấu ngoặc tròn. *(**)[***] tại các mức ý nghĩa 10% (5%)[1%]. Ký hiệu PPI: PPI thành phẩm của Mỹ được sử dụng như hệ số giảm phát; ký hiệu P: giá hàng nhập khẩu hỗn hợp được sử dụng Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 29 như hệ số giảm phát; ký hiệu HK UV: chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu từ Hong Kong sang thế giới được sử dụng như hệ số giảm phát. Nguồn cung cấp được đo lường bởi Bai (2006) về vốn cổ phần của Trung Quốc trong sản xuất. Bảng 8: Độ co giãn của nhập khẩu song phương Trung Quốc – Mỹ Ghi chú: Ước lượng điểm có được từ DOLS(2,2). Những sai số chuẩn vững thì ở trong dấu ngoặc tròn. *(**)[***] tại các mức ý nghĩa 10% (5%)[1%]. Ký hiệu PPI: PPI thành phẩm của Mỹ được sử dụng như hệ số giảm phát; ký hiệu P: giá xuất khẩu tư liệu sản xuất của Mỹ được sử dụng như hệ số giảm phát; ký hiệu HK UV: chỉ số giá trị đơn vị nhập khẩu từ Mỹ vào Hong Kong được sử dụng như hệ số giảm phát. Một điều thú vị rằng, sự ước lượng của chúng ta không khác mấy với ước lượng của Thorbecke (2006) về sự sụt giảm khoảng 29 tỷ đô la trong dài hạn khi có sự tăng giá 10% của đồng nhân dân tệ trong năm 2005. Tỷ giá hối đoái với tỷ trọng thương mại xuất khẩu của Mỹ ( tq ~ ) nên phản ứng kịp thời với sự thay đổi giá trị của đồng nhân dân tệ trong mối quan với tiền tệ của những nước khác cũng như các nước xuất khẩu sang Mỹ. Đáng tiếc, ước lượng điểm thì không có ý nghĩa thống kê tại mức tiêu chuẩn. Do đó, chúng ta có thể thực hiện tính toán như đã đề cập ở trên theo m ột trong hai cách. Thứ nhất, giả định rằng đồng nhân dân tệ biến động theo đồng đôla Mỹ, trong khi giữ nguyên mối tương quan với các đối tác thương mại – đó là những nước khác ngoài Mỹ đã thay đổi đồng tiền của họ cùng đồng nhân dân tệ của Trung Quốc. Thứ hai, bỏ qua tác động của các nước khác. 5. Kết luận Bài nghiên cứu này nhằm làm sáng tỏ một số yếu tố quyết định của tỷ giá hối đoái và cán cân thanh toán của Trung Quốc. Dẫn chứng từ thực tiễn, chúng tôi đã nêu bật một thực tế đặc biệt quan trọng là: nhiều mối quan hệ về cơ bản là ít có ý nghĩa. Trở lại với giá trị thực của đồng nhân dân tệ, chúng tôi nhắc lại những phát hiện của Cheung (2007) – mối quan hệ phức tạp giữa thu nhập thực tế bình quân đầu người và giá trị thực của đồng tiền trong điều kiện ngang giá sức mua. Chúng tôi có thể chắc chắn rằng mối quan hệ này tồn tại nhưng độ chính xác của các hệ số góc là tùy thuộc vào sự không chắc chắn. Và điều này đúng trước khi thêm vào mô hình yếu tố không chắc chắn và sai số của phép đo và sau đó nó cũng được chứng minh như một hệ quả sau khi xét thêm 2 yếu tố trên. Do đó, chúng tôi không thể loại bỏ giả thiết 0 của việc không đánh giá thấp tại các mức ý nghĩa thống kê. Tất nhiên cần nhớ rằng sự thất bại của việc loại bỏ giả thiết 0 không giống như sự chấp nhận giả thiết 0. Ngay cả bây giờ, với những lợi ích m ang lại từ việc cập nhật dữ liệu về thu nhập và giá cả của Trung Quốc, chúng tôi cũng không thể loại bỏ giả thiết 0 mặc dù đồng nhân dân tệ đã được định giá Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 30 thấp hơn 40%. Đặc tính tương tự cũng đã được áp dụng đối với những phát hiện của chúng tôi về độ co giãn thương mại, thậm chí nhiều hơn trong trường hợp của tỷ giá hối đoái. Theo quan điểm của chúng tôi, kết quả xảy ra do một số lý do. Đầu tiên, trong phương pháp tiếp cận, chúng tôi chỉ dựa vào dữ liệu của một quốc gia mà không lấy mẫu của nhiều quốc gia. Thứ hai, các dữ liệu gắn liền với một nền kinh tế lại thay đổi cấu trúc rất nhanh. Những thay đổi này bao gồm sự tích lũy nhanh chóng vốn cổ phần thúc đẩy chúng tôi sử dụng phương pháp đo lường mẫu năng suất cung ứng của Trung Quốc. Chúng tôi cũng thừa nhận rằng phương pháp tiếp cận của chúng tôi hoàn toàn theo phương pháp thông thường có thể bỏ lỡ một số khía cạnh quan trọng của diễn biến kinh tế vĩ mô gần đây của Trung Quốc. Đặc biệt, một số nhà quan sát đã ghi nhận rằng sự sụt giảm nhập khẩu trong giai đoạn 2005-2006 gắn liền với sự sụt giảm trong tiêu dùng, sự sụt giảm trong tiêu dùng lại do sự sụt giảm tỷ lệ thu nhập khả dụng trên GDP và sự gia tăng tỷ lệ tiết kiệm trên thu nhập khả dụng (IMF, 2006). Do hành vi tiêu dùng ảnh hưởng đến xuất khẩu và nhập khẩu nên những thiếu sót của các yếu tố này sẽ được kiểm t ra sau. Suy nghĩ cẩn thận, chúng tôi kết luận rằng có một số bằng chứng cho thấy dòng chảy thương mại Trung Quốc có liên quan với sự thay đổi của tỷ giá hối đoái thực cũng như các mức thu nhập. Tuy nhiên, độ co giãn theo giá không được ước lượng chắc chắn và một vài ước lượng thì khác thường. Kết luận sau cùng của chúng tôi về độ co giãn được ước lượng là tỷ giá hối đoái thực ít ảnh hưởng đến toàn bộ dòng chảy thương mại – bằng cách sử dụng các ước lượng điểm điển hình, và đôi khi theo hướng trái với dự kiến. Sử dụng một số ước lượng đáng tin cậy và một số ước lượng không hợp lý, chúng tôi nhận thấy sự tăng giá thực 10% của đồng nhân dân tệ sẽ làm cho cán cân thương mại của Trung Quốc sụt giảm 46 tỷ (2000$), việc sử dụng các con số ước lượng vẫn chưa lớn khi đo lường dựa vào số dư của năm 2006 là 401 tỷ (2000$). Những phát hiện này cho thấy rằng một mình chính sách tỷ giá hối đoái sẽ không đủ để giảm thặng dư thương mại Trung Quốc đặc biệt là trong bối cảnh gia tăng năng lực sản xuất của Trung Quốc. Tùy theo đặc điểm được chọn, tốc độ tăng trưởng của phần còn lại của thế giới chậm hơn có thể tác động đáng kể vào xuất khẩu của Trung Quốc. Với sự thiếu thận trọng, mọi người có thể khẳng định rằng tăng trưởng chậm hơn tại Mỹ sẽ có tác động đáng kể về thâm hụt thương mại của Mỹ với Trung Quốc. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 31 PHẦN LIÊN HỆ VIỆT NAM  Bài nghiên cứu của nhóm tác giả Yin – Wong Chueng, Menzie D. Chinn và Eiji Fujii đã tiến hành kiểm định và đưa ra các kết luận về tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai của Trung Quốc. Để có thể vận dụng các mô hình mà các tác giả nêu ra trong bài nghiên cứu vào thực tiễn Việt Nam thì chúng ta cần có thời gian nghiên cứu sâu và thu thập dữ liệu để chạy các mô hình hồi quy cho ra kết quả để đánh giá về tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai của Việt Nam. Ở đây, chúng ta hãy cùng nghiên cứu một vài phần nhỏ của Luận văn Thạc sỹ năm 2009 “Tỷ giá hối đoái thực và cán cân thương mại của Việt Nam” của Phạm Hồng Phúc có các mô hình và kiểm định gần giống với bài nghiên cứu để liên hệ với thực tiễn Việt Nam. Mô hình giới hạn: Ln(EXM)t = α0 + α2lnGDPvn t-1 + α3lnRERus t-1 + εt Mô hình hồi quy giới hạn như sau: Ln(EXM)t = 40,2525 - 8,1767lnGDPvnt-1 + 0,5562lnRERus t-1 (2,3885) (-2,30114) (2,5592) R 2 = 0,3180 Sử dụng kiểm định Wald để kiểm tra khả năng giải thích của mô hình giới hạn Giả thiết: H0: α 2 = α 3 = 0 H1: Ít nhất α i ≠ 0 Ta có F = 7,461122 > F(0.05, 3, 35) = 2.87418, vì vậy ta bác bỏ giả thiết H0, tức mô hình có biến giải thích hay mô hình trên được chấp nhận. Giải thích m ô hình như sau: Mô hình giải thích được 31,8% sự phụ thuộc của tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu vào sự biến động của tỷ giá thực VND/USD và tỷ lệ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc dân (GDP) của Việt Nam. Tỷ số xuất trên nhập khẩu đồng biến với tỷ giá thực và nghịch biến với chỉ số GDP trong nước. Khi RER tăng 1% thì tỷ số xuất trên nhập khẩu sẽ tăng 0,56%. Khi chỉ số GDP trong nước tăng 1%, tỷ số xuất nhập khẩu giảm 8,18%. Kết quả mô hình hồi quy giới hạn. Dependent Variable: LNEXM Method: Least Squares Date: 04/15/09 Time: 16:28 Sample(adjusted): 2000:1 2008:3 Included observat ions: 35 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 40,2525 16,85237 2,388537 0,023 LNRERUS 0,556199 0,217332 2,559212 0,0154 LNGDPVN -8,176725 3,55333 -2,30114 0,028 R-squared 0,318021 Mean dependent var 4,531902 Adjusted R-squared 0,275397 S.D. dependent var 0,206823 S.E. of regression 0,176055 Akaike info criterion -0,554222 Sum squared resid 0,991853 Schwarz criterion -0,420907 Log likelihood 12,69889 F-statistic 7,461122 Durbin-Watson stat 2,148528 Prob(F-statistic) 0,002189 Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 32 Kết luận: Khi tỷ giá thực tăng đã góp phần cải thiện cán cân thương mại, nhưng mức độ tác động thấp. Độ trễ của tác động cho thấy tỷ giá thực VND/USD tăng lên quý này thì quý sau nó mới có tác động cải thiện cán cân thương mại. Từ lý thuyết ngang giá sức mua, ta xây dựng mô hình tác động của lạm phát đối với tỷ giá như sau: REERt = α + α1Pwt – α2Pvnt + ut REERt: tỷ giá thực đa phương Pwt : chỉ số giá tiêu dùng bình quân có trọng số là tỷ trọng thương mại của các nước và vùng lãnh thổ có đồng tiền tham gia rổ tiền. Pvnt: chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam. α: tham số α1, α2: hệ số hồi quy. ut: sai số. Chạy hồi quy tỷ giá thực đa phương theo lạm phát bình quân và lạm phát của Việt Nam. Sau khi hồi quy chuỗi dữ liệu từ năm 1999 đến 2008 theo quý (40 quan sát), kết quả và mô hình hồi quy như sau: REER = 20,0267 + 1,3375Pw - 0,4712Pvn (1,6433) (9,0111) (-12,3801) R 2 = 0,8098 Dấu của hệ số hồi quy phù hợp với lý thuyết ngang giá sức mua. REER đồng biến với lạm phát bình quân và nghịch biến với lạm phát trong nước, nghĩa là lạm phát bình quân của bảy nước có đồng tiền tham gia rổ tiền tăng thì REER tăng, lạm phát trong nước tăng REER giảm. Prob gần bằng không, mô hình có độ tin cậy gần bằng 100%. R 2 bằng 0,8098: 80,98% sự biến động của tỷ giá thực đa phương được giải thích bởi lạm phát bình quân và lạm phát trong nước. Kiểm định giả thuyết về ý nghĩa các hệ số hồi quy Giả thuyết : H0: a = 0 (Y và X không có quan hệ tuyến tính) H1: a # 0 (Y và X có quan hệ tuyến tính) Bác bỏ Ho nếu |t-stat| > tn-2,α/2 Từ kết quả hồi quy mô hình, ta có: |t-stat| = 9,011067> tn-2,α/2 = 2,3289 (n =40, mức ý nghĩa α =5%). |t-stat| = 12,38015> tn-2,α/2 = 2,3289 (n =40, mức ý nghĩa α =5%). Vì vậy, ta bác bỏ giả thuyết H0, tức REER có quan hệ tuyến tính với lạm phát bình quân và lạm phát trong nước. Giải thích mô hình như sau: Khi lạm phát bình quân (của 7 nước và vùng lãnh thổ có đồng tiền tham gia rổ tiền tệ) tăng 1 đơn vị REER tăng 1,3375 đơn vị, khi lạm phát trong nước tăng 1 REER giảm 0,4712. Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 33 Kết quả hồi quy REER theo chênh lệch lạm phát Mô hình hồi quy tác động của tỷ giá thực đa phương đối với xuất nhập khẩu Để đánh giá tác động của tỷ giá thực đa phương đối với tỷ số xuất trên nhập khẩu, ta thay thế tỷ giá thực song phương bằng tỷ giá thực đa phương, chỉ số GDP của nước ngoài (trong quan hệ song phương) bằng chỉ số GDP trung bình có trọng số với trọng số là tỷ trọng thượng mại giữa Việt Nam và các đối tác (tương tự cách tính REER). Riêng đối với mô hình hồi quy có biến số tỷ giá thực đa phương, tác giả không lấy độ trễ tác động của tỷ giá thực và chỉ số GDP. M ô hình hồi quy có dạng: Ln(EXM)t = β 0 + β 1lnGDPw t + β 2lnGDPvn t + β 3lnREER t + εt EXM là tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu theo quý từ quý 1 năm 2000 đến quý 4 năm 2008. GDPwt, GDPvn t là lần lượt là chỉ số GDP trung bình có trọng số là tỷ trọng thương mại của các đối tác và chỉ số GDP của Việt Nam thời điểm quý 1 năm 2000 đến quý 4 năm 2008. RERR: chỉ số tỷ giá thực đa phương. β0, β 1, β 2, β3: các hệ số hồi quy. M ô hình không có độ trễ. Tác giả đã chạy mô hình với nhiều độ trễ khác nhau và nhận thấy mô hình không có độ trễ có ý nghĩa nhất. Sau khi hồi quy chuỗi dữ liệu từ năm 2000 đến 2008 theo quý (36 quan sát), kết quả mô hình hồi quy ban đầu tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu theo Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/31/09 Time: 18:11 Sample: 1999:1 2008:4 Included observations: 40 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 20,02666 12,18652 1,643345 0,1088 PW 1,337543 0,148433 9,011067 0 PVN -0,471191 0,03806 -12,38015 0 R-squared 0,809834 Mean dependent var 105,282 Adjusted R-squared 0,799555 S.D. dependent var 7,21896 S.E. of regression 3,232011 Akaike info criterion 5,25613 Sum squared resid 386,4981 Schwarz criterion 5,38279 Log likelihood -102,1225 F-statistic 78,7834 Durbin-Watson stat 0,84554 Prob(F-statistic) 0 Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 34 chỉ số GDP và REER. Kết quả và mô hình hồi quy như sau: lnEXMt = 16,5949 - 4,7631lnGDPw - 0,1095lnGDPvn + 1,0779lnREER (1,0708) (-2,5073) (0,1095) (2,5913) R2 = 0,3132 Dependent Variable: LNEXM Method: Least Squares Date: 04/14/09 Time: 12:27 Sample: 2000:1 2008:4 Included observat ions: 36 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 16,59485 15,49755 1,070805 0,2923 LNGDPW -4,763127 1,899706 -2,507297 0,0174 LNGDPVN 0,109454 3,765524 0,029067 0,977 LNREER 1,077866 0,415952 2,591322 0,0143 R-squared 0,313252 Mean dependent var -0,07261 Adjusted R-squared 0,248869 S.D. dependent var 0,203812 S.E. of regression 0,17664 Akaike info criterion -0,52497 Sum squared resid 0,99845 Schwarz criterion -0,349024 Log likelihood 13,44947 F-statistic 4,865463 Durbin-Watson stat 2,143505 Prob(F-statistic) 0,006714 Căn cứ vào mức ý nghĩa thống kê t tác giả đã loại biến GDPvn (prob=0,977) do không có ý nghĩa ra khỏi mô hình. Như vậy mô hình hồi quy giới hạn được xem xét tiếp theo sẽ là: Mô hình giới hạn: Ln(EXM)t = β 0 + β 1lnGDPw t + β 3lnREER t + εt Sau khi hồi quy bằng phần mềm EVIEW, kết quả hồi quy giới hạn cho bởi bảng Dependent Variable: LNEXM Method: Least Squares Date: 06/14/08 Time: 12:20 Sample: 2000:1 2008:4 Included observations: 36 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 16,98252 7,772375 2,184985 0,0361 LNGDPW -4,736188 1,632991 -2,900315 0,0066 LNREER 1,07769 0,409564 2,631314 0,0128 R-squared 0,313233 Mean dependent var -0,07261 Adjusted R-squared 0,271611 S.D. dependent var 0,203812 Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 35 S.E. of regression 0,173945 Akaike info criterion -0,5805 Sum squared resid 0,998477 Schwarz criterion -0,44854 Log likelihood 13,44899 F-statistic 7,525629 Durbin-Watson stat 2,144648 Prob(F-statistic) 0,002029 Kết quả và mô hình hồi quy giới hạn như sau: Ln(EXM)t = 16,9825 - 4,7362lnGDPwt +1,0777lnREERt (2,184985) (-2,9003) (2,6313) R2 = 0,3132 Sử dụng kiểm định Wald để kiểm tra khả năng giải thích của mô hình giới hạn: Giả thiết: H0: β 1 = β 3 =0 H1: Ít nhất β i ≠ 0 Ta có F = 7,525629 > F(0.05, 3, 35) = 2,866266, vì vậy ta bác bỏ giả thiết Ho, tức mô hình có biến giải thích hay mô hình được chấp nhận. Giải thích mô hình: Mô hình giải thích được 31,32% sự phụ thuộc của tỷ số xuất nhập khẩu vào sự biến động của tỷ giá thực đa phương và tỷ lệ tăng trưởng thu nhập quốc dân trung bình của các đối tác thương mại. Tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu đồng biến với tỷ giá thực đa phương và nghịch biến với chỉ số GDP trung bình. Khi REER tăng 1% thì tỷ số xuất trên nhập khẩu sẽ tăng 1,0777%. Khi chỉ số GDP trung bình tăng 1%, tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu giảm 4,7362%. Nói cách khác, chỉ số GDP trung bình của các đối tác tăng đã làm nhập khẩu Việt Nam tăng lên. Mức độ tác động của tỷ giá thực đa phương đối với việc cải thiện cán cân thương mại cao hơn tỷ giá thực song phương VND/USD Có một sự khác biệt rất lớn trong mô hình hồi quy tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu theo tỷ giá thực và chỉ số GDP. Đó là khi trong mô hình có biến độc lập là tỷ giá thực song phương thì biến độc lập là chỉ số GDP của Việt Nam có ý nghĩa, trong khi chỉ số GDP của đối tác thương mại song phương (ở đây là chỉ số GDP của Mỹ) không có ý nghĩa. Ngược lại, khi trong mô hình có biến tỷ giá thực đa phương thì chỉ số GDP trung bình của các đối tác thương mại có ý nghĩa thống kê, trong khi chỉ số GDP của Việt Nam không có nghĩa. Theo ý kiến chủ quan của tác giả, khi chỉ số GDP trung bình tăng, có thể đã làm tăng đầu tư nói chung và đầu tư ra nước ngoài nói riêng của các đối tác thương mại với Việt Nam. Do các đối tác này cũng chính là các nhà đầu tư lớn vào Việt Nam, cho nên một sự gia tăng GDP của họ có thể đã làm tăng dòng chảy vốn đầu tư vào Việt Nam, kéo theo nhu cầu nhập khẩu máy móc thiết bị tăng lên, từ đó làm tăng thâm hụt thương mại của Việt Nam. Bên cạnh đó, dòng vốn đầu tư nước ngoài đổ vào Việt Nam trong thời gian gần đây có xu hướng chảy mạnh vào lãnh vực bất động sản. Điều này có thể thúc đẩy tiêu dùng nội địa hơn là làm tăng xuất khẩu, từ đó cũng làm xấu đi cán cân thương mại. Và có lẽ do tính chất đa phương trong quan hệ quốc tế của nền kinh tế Việt Nam, nên tốc độ tăng GDP trung bình đã có tác động đến xuất nhập khẩu. Trong khi đó, GDP của Mỹ rất lớn so với GDP của Việt Nam và cấu trúc nền kinh tế của hai quốc gia có sự đối lập: một nước công nghiệp hàng đầu thế giới và một nước đang phát triển nên sự thay đổi của GDP của Mỹ tác động rất ít đến xuất nhập khẩu của Việt Nam. Ngoài ra, REER là một đại lượng trung bình nên nó phù hợp với một nhân tố trung bình khác Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo 36 hơn là nhân tố đơn lẽ (trong cùng một mô hình hồi quy gồm nhiều nhân tố tác động). Do đó, có thể tạm thời lý giải vì sao trong mô hình tác động của tỷ giá thực đa phương và chỉ số GDP đến tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu thì chỉ số GDPw có ý nghĩa trong khi chỉ số GDP Việt Nam không có ý nghĩa thống kê. Do phạm vi đã chọn trước tác giả cũng không đi sâu phân tích sự tác động của GDP đến xuất nhập khẩu. Kết luận: kết quả mô hình cho thấy sự biến động của tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu chịu sự tác động của tỷ giá thực song phương và đa phương và sự tác động này nhỏ. Hay nói cách khác, sự giảm giá thực của tiền đồng so với đồng tiền của các đối tác thương mại chủ yếu làm tăng khả năng cạnh tranh của hàng hoá xuất khẩu thể hiện qua việc tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu tăng. Tuy nhiên, do hệ số xác định của mô hình nhỏ cho thấy rằng ngoài tỷ giá thực, xuất nhập khẩu còn chịu sự tác động rất lớn từ các nhân tố khác. (Trích từ Luận văn Thạc sỹ năm 2009 “Tỷ giá hối đoái thực và cán cân thương mại của Việt Nam” của Phạm Hồng Phúc) Như vậy, có thể thấy, khi chạy mô hình hồi quy để nghiên cứu tình hình thực tiễn tại Việt Nam, chúng ta cũng có kết quả tương tự như nghiên cứu của nhóm tác giả Yin – Wong Chueng, Menzie D. Chinn và Eiji Fujii về tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai của Trung Quốc, rằng xuất nhập khẩu hay cán cân vãng lai không chỉ chịu ảnh hưởng từ một mình chính sách tỷ giá hối đoái mà còn có chịu tác động của nhiều nhân tố khác.