Sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân bằng tại trung quốc : Phương pháp NATREX

TÓM TẮT ĐỀ TÀI Tỷ giá hối đoái cụ thể là tỷ giá thực hiệu lực cân bằng dài hạn (REER) luôn là chỉ số quan trọng trong nền kinh tế mỗi quốc gia, nó gắn liền với hoạt động giao thương quốc tế. Do đó,các nhà hoạnh định chính sách cần phải nắm bắt một cách rõ ràng về tình biến động tỷ giá hiện nay để đưa ra các chính sách đối nội và đối ngoại phù hợp, thúc đẩy nền kinh tế phát triển, cũng như dẫn dắt vượt qua các giai đoạn khó khăn.Vấn đề đặt ra có quá nhiều yếu tố tác động đến chỉ số này, nhưng đâu là yếu tố chính tác động mạnh mẽ tới nó, đâu là yếu tố không quan trọng. Đặc biệt là trong nền kinh tế toàn cầu hóa, nhiều tác động dẫn truyền với nhau, có thể xảy ra sự biến đổi đột ngột dẫn đến sự phá vỡ cấu trúc cần phải được xem xét. Vì thế, nhóm quyết định nghiên cứu đề tài “Sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân bằng tại Trung Quốc: Phương pháp NATREX” của Kei. You and Sarantis, trên cơ sở đó vận dụng tìm hiểu các yếu tố chính tác động đến REER, xem xét việc định giá Việt Nam đồng cao hay thấp. II. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU: 1. Mục tiêu nghiên cứu của Kei. You và Sarantis: Bài viết nghiên cứu tỷ giá thực hiệu lực cân bằng của đồng Nhân dân tệ trong giai đoạn hậu cải cách năm 1982-2010 bằng mô hình NATREX mở rộng. Nó đã đưa các yếu tố kinh tế cơ bản mang đặc trưng riêng của Trung Quốc vào trong mô hình. Các nhà nghiên cứu đã sử dụng khối lượng mậu dịch trung bình quay vòng 3 năm giữa Trung Quốc và 14 đối tác thương mại lớn. Cuối cùng so sánh kết quả ước tính tỷ giá thực hiệu lực trong dài hạn (NATREX) và tỷ giá thực hiệu lực (REER) để xem việc định giá đồng nhân dân tệ cao hay thấp trong các giai đoạn khác nhau. Với những điều trình bày như trên, bài nghiên cứu của chúng tôi đưa ra những mục tiêu cụ thể sau đây: Thứ nhất, phân tích và làm rõ những yếu tố tác động đến tỷ giá thực hiệu lực REER của Trung Quốc bằng việc sử dụng mô hình NATREX mở rộng và các kiểm định khác nhau.

Mã số: …………… SỰ PHÁ VỠ CẤU TRÚC VÀ TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC HIỆU LỰC CÂN BẰNG TẠI TRUNG QUỐC : PHƢƠNG PHÁP NATREX TÓM TẮT ĐỀ TÀI I LÍ DO CHỌN ĐỀ TÀI: Tỷ giá hối đối cụ thể tỷ giá thực hiệu lực cân dài hạn (REER) số quan trọng kinh tế quốc gia, gắn liền với hoạt động giao thƣơng quốc tế Do đó,các nhà hoạnh định sách cần phải nắm bắt cách rõ ràng tình biến động tỷ giá để đƣa sách đối nội đối ngoại phù hợp, thúc đẩy kinh tế phát triển, nhƣ dẫn dắt vƣợt qua giai đoạn khó khăn.Vấn đề đặt có nhiều yếu tố tác động đến số này, nhƣng đâu yếu tố tác động mạnh mẽ tới nó, đâu yếu tố không quan trọng Đặc biệt kinh tế tồn cầu hóa, nhiều tác động dẫn truyền với nhau, xảy biến đổi đột ngột dẫn đến phá vỡ cấu trúc cần phải đƣợc xem xét Vì thế, nhóm định nghiên cứu đề tài “Sự phá vỡ cấu trúc tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân Trung Quốc: Phƣơng pháp NATREX” Kei You and Sarantis, sở vận dụng tìm hiểu yếu tố tác động đến REER, xem xét việc định giá Việt Nam đồng cao hay thấp II MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU: Mục tiêu nghiên cứu Kei You Sarantis: Bài viết nghiên cứu tỷ giá thực hiệu lực cân đồng Nhân dân tệ giai đoạn hậu cải cách năm 1982-2010 mơ hình NATREX mở rộng Nó đƣa yếu tố kinh tế mang đặc trƣng riêng Trung Quốc vào mơ hình Các nhà nghiên cứu sử dụng khối lƣợng mậu dịch trung bình quay vịng năm Trung Quốc 14 đối tác thƣơng mại lớn Cuối so sánh kết ƣớc tính tỷ giá thực hiệu lực dài hạn (NATREX) tỷ giá thực hiệu lực (REER) để xem việc định giá đồng nhân dân tệ cao hay thấp giai đoạn khác Với điều trình bày nhƣ trên, nghiên cứu đƣa mục tiêu cụ thể sau đây: Thứ nhất, phân tích làm rõ yếu tố tác động đến tỷ giá thực hiệu lực REER Trung Quốc việc sử dụng mơ hình NATREX mở rộng kiểm định khác Thứ hai, xem xét việc định giá cao hay thấp đồng nhân dân tệ Trung Quốc với phá vỡ cấu trúc nội sinh, điều mà nghiên cứu trƣớc hầu nhƣ chƣa đề cập đến Mục tiêu nghiên cứu nhóm: Nhóm sử dụng mơ hình NATREX mở rộng đƣợc áp dụng cho Trung Quốc (Kefei You, Nicholas SARANTIS) vào Việt Nam để đánh giá xem suốt giai đoạn nghiên cứu tỷ giá thực hiệu lực Việt Nam kể từ năm 1997.Xem xét yêuq tố sau: +Có phá vỡ cấu trúc mơ hình hay khơng +Yếu tố tác động REER +Dựa vào REER đánh giá Việt Nam đồng giai đoạn đánh giá cao hay thấp so với NATREX III PHƢƠNG PHÁP LUẬN: 1.Mơ hình nghiên cứu: Mơ hình NATREX mở rộng 1.1 Mơ hình NATREX giả định: You & Sarantis mở rộng mơ hình NATREX gốc Stein theo khía cạnh quan trọng sau: Thứ nhất, hai biến mơ hình Stein vốn lao động hiệu dụng nợ nƣớc lao động hiệu dụng Vì Trung Quốc chủ nợ rịng, biến thứ hai trở thành tài sản nƣớc cho lao động hiệu dụng Thứ hai, sở thích theo thời gian biến ngoại sinh mơ hình Stein Theo Modigliani Cao (2004), sở thích theo thời gian đƣợc xem biến nội sinh đƣợc xác định yếu tố nhân học hạn chế tính khoản Thứ ba, việc sử dụng Tobin q để xây dựng hàm đầu tƣ dƣờng nhƣ khơng thích hợp cho Trung Quốc Vì vậy, tác giả phân chia tổng khoản đầu tƣ thành đầu tƣ tƣ nhân nƣớc (DPI), đầu tƣ phủ (GI) đầu tƣ trực tiếp nƣớc (FDI), đồng thời lập mơ hình cho loại đầu tƣ riêng biệt Thứ tƣ, thay sử dụng số liệu xấp xỉ cho suất, tác giả suy suất yếu tố tổng hợp từ hàm sản xuất y = y (K, TFP) có xét đến phá vỡ cấu trúc Ngoài ra, họ xét tốc độ tăng trƣởng GDP thực tƣơng đối GDP thực tƣơng đối theo đầu ngƣời hiệu chỉnh theo PPP nhƣ hai giải pháp thay Thứ năm, giả định ảnh hƣởng Trung Quốc đến mậu dịch giới hạn chế khối lƣợng mậu dịch tăng tƣơng đối Tỷ lệ mậu dịch Trung Quốc đƣợc xem ngoại sinh Thứ sáu, ngang giá lãi suất khơng phịng ngừa (UIP) dƣờng nhƣ khơng cịn Trung Quốc nên phần bù rủi ro quốc gia đƣợc đƣa vào phƣơng trình cân đối danh mục đầu tƣ để giải thích sai lệch UIP 1.2 Cấu trúc mơ hình NATREX: 1.2.1 Tiết kiệm Tiết kiệm sản lƣợng nƣớc (Y) cộng với thu nhập từ nƣớc (r'F), trừ tiêu dùng (C) Tiêu dùng hàm tài sản (gồm vốn (K) tài sản nƣớc (F)) sở thích theo thời gian (phụ thuộc vào hạn chế tính khoản (LIQC), tỷ lệ phụ thuộc trẻ em (DEPY), tỷ lệ phụ thuộc ngƣời già (DEPO)) S = Y( K; TFP ) + r’F – C( K, F; LIQC, DEPY, DEPO ) (1) = S (K, F; TFP, r’, LIQC, DEPY, DEPO) + - + + + - - 1.2.2 Tỷ lệ mậu dịch tỷ giá hối đoái thực Giả định kinh tế sản xuất loại hàng hóa xuất loại hàng hóa phi mậu dịch n Ở nƣớc ngồi có hàng hóa xuất hàng hóa phi mậu dịch n Rn biểu thị giá tƣơng đối hàng hóa phi mậu dịch (pn) so với hàng hóa xuất (p1) Rn = (2) Tỷ lệ mậu dịch (T) giá tƣơng đối hàng xuất (p1) so với hàng nhập (p'2) tính đồng tiền chung: T=Nx (3) Trong N tỷ giá hối đoái danh nghĩa (ngoại tệ nhân dân tệ) Tỷ giá hối đoái thực Trung Quốc (R) tỷ giá hối đoái danh nghĩa đƣợc điều chỉnh giá cả: R=Nx (4) Trong p p' lần lƣợt số giảm phát GDP nƣớc nƣớc ngồi Từ phƣơng trình (2), (3), (4) ta có: R = T(Rn)a 1.2.3 Đầu tư: (5) Tổng đầu tƣ (I) đƣợc phân chia thành thành đầu tƣ tƣ nhân nƣớc (DPI), đầu tƣ phủ (GI) đầu tƣ trực tiếp nƣớc (FDI): I = DPI + GI + FDI (6)  DPI hàm sản lƣợng (Y) chi phí sử dụng vốn (c) Chi phí sử dụng vốn đƣợc tính nhƣ sau: = T-m c= Trong pk, p, r, (7) lần lƣợt giá tƣ liệu sản xuất, giá đầu ra, lãi suất thực, khấu hao, tổng thuế suất  Đầu tƣ phủ (GI) đƣợc xem ngoại sinh  Đầu tƣ trực tiếp từ nƣớc (FDI) thành phần quan trọng tổng đầu tƣ Trung Quốc Vốn đƣợc sử dụng để sản xuất hàng phi mậu dịch n hàng xuất 1, tƣ liệu sản xuất bao gồm hàng phi mậu dịch n hàng nhập I = I2 + In = I2(DPI(Y(K,TFP),c), GI, FDI(RULC,RRC,F), Rn, T) + In(DPI(Y(K;TFP),c), GI, Rn, T) = ( Rn , K, F; TFP, GI, RULC, RRC, T, r, ) +/- + + + + - + (8) + - - 1.2.4.Cân thị trường hàng hóa: Tỷ lệ mậu dịch ngoại sinh nên điều kiện cân thị trƣờng hàng hóa điều kiện cân thị trƣờng hàng hóa phi mậu dịch: (I – S) + CA = Cn (Rn,K,F;LIQC,DEPO,DEPY,T) + In(Rn,K;TFP,r, ,GI,T) =Yn(Rn,K;TFP) (9) 1.2.5 Tài khoản vãng lai: Tài khoản vãng lai cán cân thƣơng mại cộng với thu nhập từ tài sản nƣớc (r’F) Cán cân thƣơng mại giá trị hàng xuất (Y1) trừ giá trị hàng nhập 2, bao gồm tiêu dùng đầu tƣ sử dụng hàng nhập (C2 I2) CA = Y1(Rn, K; TFP) – I2(Rn, K; TFP, r, ,GI, RULC, RRC, T) – C2(Rn, K, F; LIQC, DEPY, DEPO, T) + r’F (10) 1.2.6 Cân danh mục đầu tư: UIP khơng cịn Trung Quốc nên phần bù rủi ro quốc gia đƣợc đƣa vào phƣơng trình cân danh mục đầu tƣ r = r’ + h(F) = (r’, F) (11) + Trong đó: tài sản nƣớc ngồi F dùng để tính gần phần bù rủi ro quốc gia Trung Quốc 1.2.7 Sự tích lũy vốn tài sản nước ngồi: Sự tích lũy vốn đƣợc cho bởi: dK/dt = I – nK, (12) tỷ lệ thay đổi tài sản nƣớc tiết kiệm trừ đầu tƣ trừ nF: dF/dt =S - I - nF = CA – nF (13) n tỷ lệ tăng trƣởng lao động hiệu dụng 1.3.Cân trung hạn: Trong trung hạn, cƣờng độ vốn tài sản nƣớc biến số xác định trƣớc Giải thích Rn làm cân thị trƣờng phi mậu dịch phƣơng trình (9) Rn(t) = Rn(K(t), F(t), Z(t)), (14) Z = [TFP, LIQC, DEPY, DEPO, r’, , GI, T ] (15) Trong đó: Z biểu thị yếu tố kinh tế để xác định giá tƣơng đối hàng phi mậu dịch Dựa vào phƣơng trình (5) (14), tỷ giá hối đoái thực cân trung hạn đƣợc xác định: R(t) = T[Rn(K(t), F(t), Z(t))] = R(K(t), F(t), Z(t)) (16) Trong trung hạn, K F ngoại sinh Vì thế, thay đổi Z(t) làm thay đổi đƣờng cầu đƣờng cung hàng hóa phi mậu dịch hai tạo Rn để trì cân thị trƣờng hàng hóa 1.4 Sự điều chỉnh linh hoạt Sự điều chỉnh dài hạn bao gồm biến đổi vốn tài sản nƣớc Kết hợp phƣơng trình (12), (8), (11) đƣợc phƣơng trình cho tăng lên vốn: dK/dt = J(K,F;Z), JK0 (17)1 Dựa cân danh mục vốn đầu tƣ (11) tiết kiệm (1), tìm đƣợc S= S(K,F;Z), SK>0, SF0, LF đúng, miễn (a): tác động tổng vốn lên đầu tƣ lớn tác động tài sản nƣớc lên đầu tƣ (-JK>JF), tiến J=0 (b): tác động tài sản nƣớc lên tài khoản vãng lai lớn tác động vốn lên tài khoản vãng lai (-LF>LK), tiến L=0 1.5.Trạng thái ổn định: Trạng thái ổn định dài hạn đạt đƣợc vốn tài sản nƣớc tiến số xác định K* F*: J(K*,F*;Z) = (20) L(K*,F*;Z) = S(K*,F*;Z) – J(K*,F*;Z) = (21) Giải phƣơng trình (20) (21) tìm đƣợc trạng thái ổn định K* = K(Z) (22) F* = F(Z) (23) Thay đổi K* F* tác động điều kiện cân thị trƣờng hàng hóa phi mậu dịch Vì thế, giá tƣơng đối hàng hóa phi mậu dịch đƣợc điều chỉnh đến trạng thái ổn định R*n để cân thị trƣờng hàng hóa phi mậu dịch vốn tài sản nƣớc trạng thái ổn định Do đó, cân thị trƣờng hàng hóa phi mậu dịch trạng thái ổn định: Cn(Rn*,K*,F*;LIQC,DEPY,DEPO,T)+In(Rn*,K*,F*;TFP,r, ,GI,T)=Yn(Rn*,K*;TFP) (24) Giải phƣơng trình (24) ta có đƣợc biểu thức R*n (phƣơng trình (25)) suy dRn*/dZ (phƣơng trình (26)): Rn*=Rn(K(Z), F(Z);Z) = Rn*(Z) => dRn* = => = dK* + + R* = T(Rn*)a= R*(Z) dF* + x (25) dz + (26) (27) Theo phƣơng trình (27), yếu tố kinh tế tác động đến giá tƣơng đối hàng phi mậu dịch Rn* tác động đến tỷ giá hối đoái thực R* dài hạn theo cách tƣơng tự Chỉ có tỷ lệ mậu dịch ngoại lệ, T tác động trực tiếp đến R tác động gián tiếp thông qua Rn Tác động trực tiếp ln chiều tác động gián tiếp chƣa rõ ràng T làm giảm Rn trung hạn nhƣng tăng dài hạn Chú ý: RULC RRC không tác động tới Rn trung hạn nhƣng tác động Rn* dài hạn Vì thế, phƣơng trình cân dài hạn tỷ giá hối đoái thực đƣợc xác định: R* = R*(T, TFP, LIQC, DEPY, DEPO, GI, RULC, RRC, r’, ) + + + - - + - (28) + +/- - Phƣơng pháp thực nghiệm : Mơ hình NATREX xét tới mối quan hệ cân dài hạn biến số kinh tế, sử dụng kiểm định đồng tích hợp để phát mối quan hệ cân dài hạn Trƣớc thực kiểm định đồng tích hợp, ta cần xem xét tính dừng biến( Ng Perron (2001) Lee Strazicich (2003)) Kiểm định Lee Strazicich nhằm kiểm định tính dừng tất biến cho thấy thời kì phá vỡ Sau kiểm tra tính dừng, You Sarantis sử dụng kiểm định đồng tích hợp cho phép phá vỡ cấu trúc nội sinh GH, đƣợc thực mơ hình : mơ hình C, mơ hình C/T mơ hình C/S Gần đây, Hatemi-J (2008, 2009) (sau gọi HJ) mở rộng phƣơng pháp GH phép hai lần phá vỡ cấu trúc ba mơ hình C, C/T, C/S đƣợc quy định : Mơ hình C: t = 1, ,n Mơ hình C/T: (29) t = 1, ,n Mơ hình C/S: Cả phƣơng pháp GH phƣơng pháp HJ thực ba kiểm định thống kê ADF, ZT Zα, phƣơng pháp GH cho Zt tốt xét kích thƣớc hiệu Phƣơng pháp GH HJ không tuân theo tiêu chuẩn phân phối thơng thƣờng áp dụng giá trị tới hạn chuẩn dựa kiểm định đồng tích hợp thơng thƣờng 3.Đo lƣờng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (REER) Các nhà nghiên cứu tính tỷ giá hối đối thực hiệu lực phƣơng pháp trung bình nhân: ∏ [ ] Sản lƣợng bao gồm kết hợp hàng hóa sản xuất hàng sơ chế Đối với hàng hóa sản xuất, khối lƣợng cạnh tranh cho cặp quốc gia (i, j), W (m) ij, đƣợc tính nhƣ sau: Các nhà nghiên cứu tính tốn khối lƣợng mậu dịch trung bình khoảng thời gian 3-năm cho giai đoạn cải cách 1982 -2010 Sự thay đổi khối lƣợng mậu dịch lớn qua năm sử dụng khối lƣợng mậu dịch trung bình năm hợp lí sử dụng khối lƣợng mậu dịch cố định Nhƣ ngiên cứu giới thiệu ban đầu, việc tính toán REER phải dựa số giảm phát GDP : ∏ [ ] Trong GDPi GDPj lần lƣợt số giảm phát GDP nƣớc i (Trung Quốc) j (14 đối tác thƣơng mại Trung Quốc) IV ĐÓNG GÓP CỦA ĐỀ TÀI: Ứng dụng mơ hình NATREX mở rộng nghiên cứu yếu tác động REER Nhóm xác định đƣợc yếu tố tác động đến REER Việt Nam lãi suất thực nƣớc hiệu (Er’), hạn chế khoản (LIQC) Thời điểm xảy phá vỡ cấu trúc năm 2005 Đồng thời qua biểu đồ so sánh giá trị REER NATREX ƣớc lƣợng thấy đƣợc chênh lệch định giá đồng Việt Nam V HƢỚNG PHÁT TRIỂN CỦA ĐỀ TÀI: Dựa phƣơng pháp NATREX You Sarantis để áp dụng vào Việt Nam Xác định mối quan hệ cân dài hạn yếu tố tác động với REER xem xét việc định giá đồng Việt Nam 10 MỤC LỤC Bảng kí hiệu thuật ngữ 12 Từ khóa: 12 TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU: 1.1 GIỚI THIỆU: 1.1.1 Mục tiêu nghiên cứu: 1.1.2 Câu hỏi nghiên cứu: 1.1.3 Kết cấu: 1.2 TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY: 1.2.1 Tổng quan phƣơng pháp xác định tỷ giá cân bằng: 1.2.2 Tổng quan nghiên cứu tỷ giá cân đồng Nhân dân tệ: 1.3 PHƢƠNG PHÁP LUẬN: 12 1.3.1 Mơ hình nghiên cứu: Mơ hình NATREX mở rộng 12 1.3.2 Phƣơng pháp thực nghiệm : 25 1.3.3 Đo lƣờng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (REER) 27 1.3.4 Thu thập xử lí liệu: 30 1.4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU: 33 1.4.1 Các bƣớc thực nghiệm: 33 1.4.2 Kết thực nghiệm từ mơ hình: 33 1.4.3 Giải thích kết thực nghiệm với kiện thực tế: 37 1.4.4 Phân tích tác động yếu tố từ kết thực nghiêm_thảo luận kết nghiên cứu: 38 1.5 KẾT LUẬN: 44 1.5.1 Kết luận rút từ nghiên cứu 44 1.5.2 Các kiến nghị sách: 45 47 MỞ RỘNG MƠ HÌNH TẠI VIỆT NAM: 2.1 GIỚI THIỆU MƠ HÌNH VÀ CÁC BIẾN: Chúng tơi sử dụng mơ hình NATREX mở rộng đƣợc áp dụng cho Trung Quốc (Kefei You, Nicholas SARANTIS) vào Việt Nam để đánh giá xem suốt giai đoạn nghiên cứu, tỷ giá thực hiệu lực Việt Nam kể từ năm 1997.Đồng thời tìm hiểu xem có phá vỡ cấu trúc mơ hình hay không đồng tiền Việt Nam giai đoạn bị đánh giá cao hay thấp Mơ hình NATREX đƣợc ƣớc lƣơng theo phƣơng trình sau: REER*= REER*(ET, LIQC, RDEPY, RDEPO, GI, ER’, , RY, RYGR) Trong đó:  ET (Effective terms of trade index): tỷ lệ mậu dịch hiệu  LIQC (Liquidity constraint) Hạn chế khoản  RDEPY (Relative dependency ratio of the young): Tỷ lệ phụ thuộc tƣơng đối trẻ em  RDEPO (Relative dependency ratio of the old): Tỷ lệ phụ thuộc tƣơng đối ngƣời già  GI (Government investment) : Đầu tƣ phủ  ER’ (Effective foreign interest rate): lãi suất nƣớc hiệu  (Tax Rate): Lãi suất nƣớc hiệu  RYGR(relative real GDP growth rate):Tốc độ tăng trƣởng GDP thực tƣơng đối  RY(Relative PPP adjusted real GDP per capita): PPP tƣơng đối đƣợc hiệu chỉnh GDP thực đầu ngƣời Mẫu thời gian quan sát từ 1997- 2011 2.2 QUY TRÌNH THỰC HIỆN: Các bƣớc thực nhƣ sau: - Thu thập liệu xử lí số liệu 48 - Chạy mơ hình - Phân tích kết luận 2.2.1 Thu thập số liệu: - Thu thập thị phần nhập hàng hóa(hàng sản xuất) tổng hàng hóa mậu dịch hàng hóa Việt Nam; thị phần xuất hàng hóa tổng hàng hóa mậu dịch Việt Nam, khối lƣợng hàng xuất đối tác thƣơng mại vào Việt Nam Tất liệu đƣợc thu thập từ IMF.Tất số đƣợc dùng để tính số Wij - Để thu đƣợc số ET, nhóm lần lƣợt thu thập số giá xuất số giá nhập Việt Nam bảy đối tác thƣơng mại lớn Các số đƣợc thu thập từ IFS - Thu thập lãi suất dài hạn bảy đối tác giao dịch Việt Nam, thơng qua tỷ suất sinh lợi trái phiếu dài hạn phủ tỷ lệ lạm phát nƣớc Các số liệu đƣợc thu thập từ IFS - Tỷ lệ phụ thuộc trẻ em (RDEPY) ngƣời già (RDEPO) hàng năm đƣợc lấy từ WDI - Các số liệu tốc độ tăng trƣởng GDP thực tƣơng đối (RYGR), GDP thực đầu ngƣời hiệu chỉnh, PPP (RY) đƣợc lấy từ WDI - Đầu tƣ phủ đƣợc thu thập từ ADB bank Các số đƣợc tính tốn tƣơng tự nhƣ Trung Quốc Tuy nhiên nhóm khơng thực hối quy số liệu năm quý để hạn chế sai số q trình chạy mơ hình Đồng thời số quan sát ít, mẫu thời gian vòng 15 năm Do hạn chế mặt thống kê liệu nên nhóm thực thay biến TFP thành RYGR RY nhƣ hƣớng dẫn tác giả Các số liệuđều đƣợc làm trơn cách dùng loga tự nhiên, ngoại trừ Er’, RYGR tốc độ gia tăng 49 2.2.2 Thống kê ữ liệu thu thập nhƣ sau: Bảng : T ng hợp số REER* 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 REER -0,49539 -0,49038 -0,50799 -0,53728 -0,5342 -0,53455 -0,57079 -0,57089 -0,56731 -0,57344 -0,57275 -0,5614 -0,59413 -0,59733 -0,59571 LIQC 2,988146 3,001906 3,338846 3,562723 3,67098 3,764405 3,878928 4,072822 4,187464 4,265719 4,536422 4,501849 4,724863 4,828068 4,715211 Tax 2,873974 2,804205 2,815988 2,890381 2,947081 2,986371 3,037699 3,079612 3,128769 3,188723 3,156333 3,196429 3,113685 3,190269 3,140795 GI 11,59331 11,67107 11,78426 11,92625 12,04647 12,2068 12,38525 12,58083 12,74588 12,91093 13,18457 13,33219 13,47137 13,62952 13,68529 Er' 2,649962 3,367575 3,916235 2,210799 2,624361 2,437338 2,078408 0,896948 1,705594 2,087144 1,236951 2,216293 2,33427 0,752097 1,217672 RDEPO -10,8857 -11,0761 -11,1461 -11,2341 -11,2953 -11,4549 -11,9548 -12,4143 -12,6292 -12,779 -13,1519 -13,6983 -14,0586 -14,582 -15,2416 RDEPY 3,361532 3,276319 3,199254 3,108965 3,007178 2,910622 2,819617 2,721168 2,602499 2,473216 2,335847 2,212634 2,081086 1,970015 1,893743 RY -24458 -25442,5 -26366,8 -27759,5 -28469,5 -29028,5 -29599,8 -30850,5 -32142,7 -33399,6 -34397,5 -34110,3 -32330,9 -33239 -33693,7 RYGR 4,501146 3,034046 1,106274 2,76846 5,329961 5,122825 4,874278 4,333194 5,378706 4,640278 4,934712 5,37529 7,633556 2,287118 3,345981 2.2.3 Chạy mô hình: Bƣớc 1: Kiểm định tính dừng biến phƣơng pháp kiểm định nghiệm đơn vị NgPerron (ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%) Nhóm khơng thể thực kiểm định nghiệm đơn vị Lee and Strazicich để tìm kiếm thời điểm có phá vỡ cấu trúc Bƣớc 2: Tiến hành ƣớc lƣợng phƣơng trình đồng tích hợp biến quan trọng Lần lƣợt đƣa biến vào phƣơng trình Để xem xét mức ý nghĩa biến, trì biến quan trọng loại bỏ biến khơng có ý nghĩa Bƣớc 3: Thực đồng tích hợp biến có chuỗi không dừng nhƣ thực bƣớc phƣơng pháp GH để kiểm đỉnh xem có mối quan hệ Theo nhƣ nghiên cứu tác giả thực lần lƣợt hai kiểm định nghiệm GH phát điểm phá vỡ Hatemi-J phát hai điểm phá vỡ Tuy nhiên hạn chế mặt mơ hình, kĩ thuật Eview, nhóm tiến hành kiểm định GH Để kiểm tra lại kết quả đồng liên kết, nhóm thực kiểm định đồng tích hợp Johansen 50 2.2.4 Kết chạy mơ hình: 2.2.4.1Kiểm định nghiệm đơn vị biến: Số liệu theo năm nên nhóm lấy độ trễ để phù hợp với sốliệu mẫu Ta có kết vế tính dừng biến nhƣ sau: KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ Variables RDEPO RDEPY ER GI LIQC REER RY RYGR TAX ET Ng- Perron (2001) unit root test Level 1st differrent MZa stats -83,8362 [3]*** -16,7241 [1]* -6,75741 [0] -7,95415 [3] -6,31588 [0] -6,2424 [0] -5,82205 [1] -6,6845 [0] -17,6682 [2] ** -56,7686 [2] *** 2nd different MZa stats MZa stats -24,1078 [1]*** -32,5961 [1]*** -22,2395 [1]** -5,59472 [1]*** Từ bảng cho thấy biến dừng RDPO, ET, TAX, RDEPY biến cịn lại khơng dừng (6 số 10 biến) Do đó, nhóm tiến hành thực tổng hợp tất yếu tố phƣơng trình tích hợp, ngoai trừ biến có chuỗi dừng nhƣ nói Nhóm khơng thực đƣa lần lƣợt biến vào mơ hình Thay vào đó, nhóm thực đƣa lúc tất biến vào mơ hình, xem xét ý nghĩa biến, đồng thời loại bỏ biến khơng có ý nghĩa quan trọng mơ hình Tất xem xét mức ý nghĩa 10% Tiến trình nhƣ sau: a Hồi quy tất biến vào phƣơng trình: Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/18/13 Time: 22:16 Sample: 1997 2011 Included observations: 15 (1) Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C ER -0.595281 0.008227 0.165750 0.004819 -3.591447 1.707471 0.0058 0.1219 51 GI LIQC RY RYGR 0.023721 -0.087134 -2.53E-06 -0.000697 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.020571 0.030391 2.96E-06 0.001915 0.944123 0.913081 0.010395 0.000972 51.04416 30.41376 0.000022 1.153119 -2.867064 -0.857653 -0.363833 0.2786 0.0186 0.4133 0.7244 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -0.553570 0.035257 -6.005887 -5.722667 -6.008904 2.347909 Kết cho thấy phƣơng trình hồi quy phù hợp Tuy nhiên giá trị P-value biến lớn, ý nghĩa mức 10% Loại dần biến RYGR khỏi phƣơng trình, ta có kết quả: Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/18/13 Time: 22:19 Sample: 1997 2011 Included observations: 15 (2) Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C ER GI LIQC RY -0.603483 0.007959 0.025043 -0.088952 -2.42E-06 0.156924 0.004551 0.019350 0.028648 2.81E-06 -3.845694 1.749093 1.294222 -3.104960 -0.860491 0.0032 0.1108 0.2247 0.0112 0.4097 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.943301 0.920622 0.009933 0.000987 50.93465 41.59281 0.000003 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -0.553570 0.035257 -6.124620 -5.888603 -6.127134 2.419309 Tiếp tục loại RY khỏi phƣơng trình thứ hai, ta đƣợc kết hồi quy nhƣ sau: Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/18/13 Time: 22:21 Sample: 1997 2011 Included observations: 15 (3) Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.572651 0.150966 -3.793252 0.0030 52 ER GI LIQC 0.007644 0.024293 -0.075808 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.939103 0.922495 0.009816 0.001060 50.39891 56.54448 0.000001 0.004482 0.019101 0.023949 1.705461 1.271815 -3.165418 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.1161 0.2297 0.0090 -0.553570 0.035257 -6.186521 -5.997708 -6.188533 2.335985 Nhìn vào kết ƣớc lƣợng, ta thấybiến độc lập GI có giá trị P-value có giá trị lớn với mức ý nghĩa 10% Do đó, tiếp tục loại biến GI khỏi phƣơng trình (3): Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/18/13 Time: 22:22 Sample: 1997 2011 Included observations: 15 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C ER LIQC -0.385319 0.008337 -0.046442 0.033928 0.004562 0.006518 -11.35682 1.827473 -7.124724 0.0000 0.0926 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.930149 0.918507 0.010065 0.001216 49.36998 79.89654 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -0.553570 0.035257 -6.182664 -6.041054 -6.184173 2.074816 Nhìn kết hồi quy ta thấy biến có ý nghĩa Do đó, nhóm giữ lại hai biến quan trọng phƣơng trình đồng tích hợp cuối Er’ LIQC Bƣớc tìm kiếm phá vỡ cấu trúc với biến có ý nghĩa phƣơng trình Kết thực đồng tích hợp GH cointegration test: Qua bảng thống kê kết Kiểm định GH test nhƣ trên, so sánh giá trị Zt với giá trị tới hạn mơ hình C lần lƣợt mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% nhƣ -5,31; - 53 5,56;-6,05 Ta có |-5,8786|>5,56 Do giả thuyết Ho bị bác bỏ mức ý nghĩa 5% Tƣơng tự, giá trị tới hạn GH test cho mơ hình C/T -5,59; -5,83; -6,36, bác bỏ giả thuyết Ho mức ý nghĩa 5% Nhƣ có đồng tích hợp biến Điều đáng ý hai mơ hình thời điểm phá vỡ cấu trúc đếu năm 2005 Do phần sau, nhóm phân tích kiện năm 2005 để xem thực có đặc biệt giai đoạn có dẫn đến việc đánh giá Việt Nam đồng cao hay thấp Để đánh giá nên thực theo mơ hình nào, nhóm tiến hành ƣớc lƣợng xem xét ý nghĩa biến Mơ hình C THE GREGORY-HANSEN COINTEGRATION TEST MODEL 2: Level Shift Mơ hình C/T THE GREGORY- HANSEN COINTEGRATION TEST MODEL 3: Level Shift with Trend ADF Procedure ADF Procedure t-stat Lag Break -4.660210 0.000000 2006 Phillips Procedure Za-stat Za-break Zt-stat Zt-break t-stat Lag Break -4.812492 0.000000 2006 Phillips Procedure -19.74969 2005 -5.878593 2005 Za-stat Za-break Zt-stat Zt-break -19.64203 2005 -5.989838 2005 Mơ hình C: Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/18/13 Time: 23:10 Sample: 1997 2011 Included observations: 15 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C D1 ER LIQC -0.331037 0.015526 0.005492 -0.060052 0.045648 0.009390 0.004598 0.010242 -7.252001 1.653359 1.194512 -5.863584 0.0000 0.1265 0.2574 0.0001 R-squared Adjusted R-squared 0.944052 0.928794 Mean dependent var S.D dependent var -0.553570 0.035257 54 S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.009408 0.000974 51.03461 61.87046 0.000000 Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -6.271281 -6.082467 -6.273292 2.763533 Mơ hình C/T: Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/18/13 Time: 23:12 Sample: 1997 2011 Included observations: 15 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C D1 T ER LIQC -0.350159 0.016708 -0.001060 0.005436 -0.053244 0.085815 0.010759 0.003956 0.004810 0.027561 -4.080396 1.552954 -0.268059 1.130290 -1.931849 0.0022 0.1515 0.7941 0.2847 0.0822 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.944451 0.922232 0.009832 0.000967 51.08830 42.50549 0.000003 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -0.553570 0.035257 -6.145107 -5.909091 -6.147621 2.788144 Từ hai mơ hình C C/ T nhƣ ta thấy hệ số mơ hình C có ý nghĩa so với mơ hình C/T Cụ thể hệ số biến xu hƣớng mơ hình C/T có Prob = 0,7941 lớn nhiều so với giá trị 10%, 5%, 1% Do nhóm định lựa chọn mơ hình C q trình phân tích sau Một lần nữa, nhóm thực kiểm định Johansen test xem xét mối quan hệ đồng tích hợp (cân dài hạn) yếu tố Đồng thới xác nhận lại kết kiểm định GH test Ta có giá trị Trace stistic > Critical value ( 47.65051>42.91525) bác bỏ giả thuyết Ho (khơng có đồng liên kết) Nhƣ vậy, kiểm định Johansen lần khẳng định kết GH cointegration test phù hợp Date: 03/18/13 Time: 23:24 Sample (adjusted): 1999 2011 Included observations: 13 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend (restricted) 55 Series: ER REER LIQC Lags interval (in first differences): to Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized No of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic 0.05 Critical Value Prob.** None * At most At most 0.913618 0.543996 0.350267 47.65051 15.81382 5.605514 42.91525 25.87211 12.51798 0.0156 0.5076 0.5119 Trace test indicates cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values 2.2.4.2Phân tích tác động yếu tố tác động đ n tỷ giá thực hiệu lực : a Lãi suất nƣớc hiệu quả: Một gia tăng lãi suất nƣớc ngồi làm gia tăng chi phí sử dụng vốn, làm giảm nhu cầu đầu tƣ Vì số đầu tƣ, sử dụng hàng hóa phi mậu dịch, cầu đầu tƣ giảm thi nhu cầu hàng hóa phi mậu dịch giảm dẫn đến giá hàng phi mậu dịch giảm làm Rn giảm Đối với nƣớc nợ rịng, lãi suất nƣớc ngồi gia tăng làm tăng thu nhập từ nƣớc làm cho thặng dƣ tài khoản vãng lai Việc đầu tƣ thấp cịn góp phần tạo thặng dƣ tài khoản vãng lai Trong dài hạn, sản lƣợng tạo giảm dần vốn đâu tƣ thấp Nếu thu nhập từ lợi tức nƣớc ngồi tăng thêm khơng đủ bù đắp cho sụt giảm sản lƣợng, tài khoản vãng lai chuyển từ thặng dƣ sang thâm hụt Nhƣ vậy, có sụt giảm vốn lẫn tài sản nƣớc ngồi Ta có vốn đẩu tƣ có mối quan hệ nghịch biến với nguồn cung khu vực phi mậu dịch Khi vốn giảm, cung hàng hóa phi mậu dịch gia tăng, dẫn đến giá giảm Tài sản nƣớc giảm làm cho nhu cầu tiêu dùng hàng hóa phi mậu dịch giảm Nhìn chung hai yếu tố dẫn đến hệ giá hàng phi mậu dịch giảm Rn giảm Khi thu nhập lợi tức từ nƣớc tăng thêm nhều sụt giảm sản lƣợng, có tƣợng tài khoản vãng lai tiếp tục thặng dƣ Do tài sản nƣớc ngồi gia tăng nguồn vốn đầu tƣ sản xuất thấp Vốn giảm cung hàng hóa phi mậu dịch gia 56 tăng, giá giảm Mặt khác, tài sản nƣớc cao làm tăng giàu có tăng nhu cầu sử dụng hàng hóa phi mậu dịch, giá tăng Nhìn chung trƣờng hợp lại chƣa xác định đƣợc tác động rõ ràng Ở khía cạnh khác, có dịng vốn tài trợ từ bên ngồi đủ bù đắp cho sụt giảm vốn lãi suất nƣớc gia tăng làm cho nguồn vôn cao Điều làm giảm cung hàng hóa phi mậu dich làm giá hàng phi mậu dịch gia tăng Sự gia tăng tài sản nƣớc ngồinhƣ phân tích làm giá tăng Tóm lại giá hàng phi mậu dịch tăng, làm Rn tăng, R tăng Trong kết nnghiên cứu, ta thấy hệ số biến Er’ dƣơng, có phải tồn mối quan hệ đồng biến Er’ REER Thực tế nguồn FDI đóng vai trị quan trọng cấu vốn Việt Nam năm qua Có lẽ lí quan trọng giải thích cho tác động chiều biến số b Hạn chế tính khoản: Một hạn chế tính khoản thấp , tức gia tăng khả cấp tín dụng, nâng cao mức tiêu dùng hiên tại, dẫn đến vay mƣợn từ nguồn tài trợ bên ngồi để gia tăng phục vụ cho mục đích tiêu dùng, tăng nhu cẩu tiêu dùng hàng hóa phi mậu dịch Tác động trƣớc mắt không tránh khỏi giá hàng hóa phi mậu dịch gia tăng, làm Rn tăng Nhƣ trung hạn nới lỏng hạn chế khoản làm R tăng Nhƣ trung hạn, tác dộng biến số thể mối tƣơng quan âm nhƣ ƣớc lƣợng hệ số Tuy nhiên, dài hạn tác động có thay đổi ngƣợc chiều nhƣ sau.Gia tăng vay mƣợn phục vụ cho tiêu dùng làm cho lãi suất gia tăng, chi phí sử dụng vốn cao tài sản nƣớc giảm Thâm hụt cao Do đó, dài hạn việc tiêu dùng hàng hóa phi mậu dịch giảm Tƣơng tự nhƣ nghiên cứu Trung Quốc tác giả, tác động làm cho giá hàng hóa phi mậu dịch giảm, Rn giảm R giảm Ở khía cạnh khác, chi phí sử dụng vốn gia tăng nhƣ nói trên, sụt giảm vốn ( vay mƣợn nhiều)làm cung hàng phi mậu dịch tăng việc sản xuất hàng hóa mậu dịch tăng Tác động cung tăng làm Pn giảm dẫn đến R, Rn giảm 57 2.2.5 Ƣớc lƣợng REER theo mơ hình C (NATREX) 2.2.5.1 Kết ước lượng : Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/24/13 Time: 13:53 Sample: 1997 2011 Included observations: 15 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C D1 ER LIQC -0.331037 0.015526 0.005492 -0.060052 -7.252001 1.653359 1.194512 -5.863584 0.0000 0.1265 0.2574 0.0001 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.944052 0.928794 0.009408 0.000974 51.03461 61.87046 0.000000 0.045648 0.009390 0.004598 0.010242 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -0.553570 0.035257 -6.271281 -6.082467 -6.273292 2.763533 Dựa vào hệ số ƣớc lƣợng trên, ta vẽ đƣợc đƣờng NATREX nhƣ biểu đồ 1, so sánh với REER 0,62 0,6 0,58 0,56 NATREX REER 0,54 0,52 Hình NATREX REER 2011 2010 2009 2008 2007 2006 2005 2004 2003 2002 2001 2000 1999 1998 1997 0,5 58 CHÊNH LỆCH 2,5 1,5 0,5 CHÊNH LỆCH 2011 2010 2009 2008 2007 2006 2005 2004 2003 2002 2001 2000 1999 1998 -0,5 1997 -1 -1,5 -2 Hình Chênh lệch REER NATREX 2.2.5.2Giải thích ch nh lệch : Trong giai đoạn khủng hoảng từ năm 1997- 2000, ảnh hƣởng khủng hồng tài châu Á, đồng Việt Nam xu hƣớng giá Gắn liền với giai đoạn chênh lệch lớn tỷ giá thức tỷ giá thị trƣờng tự (Hình 1), từ năm 1997- 1998, tỷ giá thực hiệu lực tăng, 1998-2000 có xu hƣớng giảm mạnh Tuy nhiên, giai đoạn 1997- 1998 REER cao NATREX, Cho thấy Việt Nam đồng bị đánh giá cao Giai đoạn từ 1999-2000, REER gần nhƣ theo sát NATREX, việc đánh giá VND giai đoạn phù hợp Sau giai đoạn khủng hoảng, đồng Việt Nam tiếp tục vào trạng thái ổn định với chế neo giữ theo đồng USD cách tƣơng đối cứng nhắc Bằng chứng REER giai đoạn cuối năm 2000- 2002 tỷ giá gần nhƣ không thay đổi, từ năm 2002- 2003 REER giảm mạnh tiếp tục trạng thái ổn định đến cuối năm 2004 Tuy nhiên giai đoạn 2000- cuối 2004 NATREX lại có xu hƣớng giảm liên tục REER NATREX giao năm 2003 với diễn biến 2001-2003 REER nằm NATREX chứng tỏ VND bị định giá cao, sau 2003- 2004 VND bị định giá thấp trở lại Năm 2005 REER NATREX biến động, chênh lệch chúng không nhiều nhƣng Việt Nam đồng bị đánh giá cao Đây thời điểm đánh giá thay đổi kinh tế Việt Nam Đó có động thái, chuẩn bị gia nhập 59 WTO với nhiều hi vọng, lời tán dƣơng “Việt Nam nhƣ rồng lên”, nhƣng thực tế không nhƣ Năm 2006, VND lại bị đánh giá thấp Có thể nói 2004-2007, tỷ giá hiệu lực thực có biến động so với NATREX nhƣng khơng nhiều (Hình 2) Năm 2007-2010 REER NATREX có xu hƣớng chuyển động Giai đoạn 2008-2009 đánh dấu biến động phản ứng sách tỷ giá Việt Nam Từ năm 2007, gia tăng ạt luồng đầu tƣ gián tiếp vào Việt Nam, nguồn cung USD tăng mạnh 2007-2008, thị trƣờng ngoại hối Việt Nam có dƣ cung USD khiến cho tỷ giá NHTM giảm xuống sàn biên độ Đồng Việt Nam bị đánh giá cao giai đoạn này, REER đƣờng NATREX Tỷ giá có biến động mạnh năm 2008 lạm phát tăng cao năm tác động khủng hoảng kinh tế giới bắt đầu tác động đến kinh tế Việt Nam Chính khủng hoảng kinh tế làm cho đầu tƣ gián tiếp vào Việt Nam bắt đầu đảo chiều Tác động của xu hƣớng năm 2009, tỷ giá Việt Nam bắt đầu lao dốc Việt Nam đồng bị đánh giá thấp Trong giai đoạn NHNN phải bán lƣợng lớn USD làm giảm dự trữ ngoại hối Tuy nhiên kì vọng giá Việt Nam đồng Năm 2010 xu hƣớng tƣơng tự nhƣ thị trƣờng ngoại hối 2009 Ngoài ra, 2010 kiều hối khoản giải ngân FDI, ODA, FII tăng lên 2010 Tất yếu tố góp phần tăng cung giảm cầu ngoại tệ, điều làm giảm bớt chênh lệch tỷ giá thực hiệu lực năm 2010 Thị trƣờng ngoại hối năm 2011 tiếp tục chứng kiến tăng lên nhanh chóng cầu ngoại tệ nhu cầu ngoại tệ để trả khoản vay đáo hạn doanh nghiệp tận dụng chênh lệch lãi suất, NHNN thắt chặt tín dụng ngoại tệ lãi suất tiền gửi ngoại tệ tăng cao, hoạt động đầu gia tăng Thêm vào cung ngoại tệ giảm sút doanh nghiệp không muốn bán ngoại tê cho ngân hàngvì họ lo lắng khả NHNN phá giá VND Chính tác động nhƣ làm cho tỷ giá có xu hƣớng bắt đầu gia tăng 2.2.5.3Giải thích điểm phá vỡ cấu trúc 2005 : Biến D1 (biến giả cho phá vỡ cấu trúc năm 2005) có hệ số dƣơng, chứng tỏ phá vỡ cấu trúc năm 2005 làm cho REER tăng giá 60 Trong năm 2005, kinh tế Việt Nam tăng trƣởng mạnh với tốc độ 8,4%, mức tăng trƣởng cao kể từ năm 1997 Do vậy, tổng kết kế hoạch năm, giai đoạn 20012005 cho thấy, thành tích đạt đƣợc năm giúp tốc độ tăng trƣởng trung bình năm đạt tiêu 7,5% phủ đề Sức ép ngày tăng tiến trình hội nhập quốc tế, buộc Việt Nam đẩy mạnh tốc độ cải cách Việt Nam dần mở ngành dịch vụ thị trƣờng tài chính, bƣớc nới lỏng hạn chế lƣu chuyển vốn đƣa lộ trình tự hố hồn tồn giao dịch vãng lai giao dịch vốn vào năm 2010 Những nỗ lực không phản ánh cam kết Việt nam việc chuyển dịch kinh tế theo hƣớng thị trƣờng mà chứng tỏ cải thiện nội lực tính ổn định kinh tế nƣớc Năm 2005, FDI vào Việt Nam tiếp tục gia tăng, tổng vốn FDI thực khoảng 53 nghìn tỷ VND, chiếm 16,35% tổng đầu tƣ xã hội Lí chủ yếu năm, Quốc hội thông qua nhiều đạo luật cải thiện môi trƣờng đầu tƣ “Luật đầu tƣ” “Luật doanh nghiệp”, tạo triển vọng lạc quan phát triển kinh tế Bên cạnh đó, thực nhiều sách ƣu đãi nhƣ giảm thuế thu nhập cá nhân cao cho cá nhân kinh doanh nƣớc ngồi, đơn giản hóa thủ tục hành tăng cƣờng trách nhiệm nhà nƣớc việc hỗ trợ nhà đầu tƣ giả vấn đề thủ tục đất đai, xóa bỏ chế độ hai giá, xóa bỏ hạn chế chuyển nhƣợng vốn, miễn thuế nhập khẩ số đầu vào sản xuất cho doanh nghiệp thành lập, xóa bỏ hạn chế tỷ lệ vốn FDI số ngành Nhƣ vậy, yếu tố góp phẩn thu hút nguồn đầu tƣ từ bên vào Việt Nam nhiều Một đầu tƣ vào nƣớc gia tăng địi hỏi lƣợng cung nội tệ lớn, làm cho đồng nội tệ có xu hƣớng tăng giá Tuy nhiên, Việt Nam thực theo chế độ tỷ giá thả có quản lí Nên có biến động mạnh gây rối loạn kinh tế Ngay có can thiệp từ phía phủ Hết TÀI LIỆU THAM KHẢO You, K., & Sarantis, N (2012b) Structural breaks and the equilibrium real effective exchange rate of China: A NATREX approach Giáo trình Tài quốc tế, tập thể giảng viên khoa Tài doanh nghiệp, Trƣờng Đại học Kinh tế Tp.HCM Cline, W., & Williamson, J (2008) Estimates of the equilibrium exchange rate of the renminbi: Is there a consensus and, if not, why not? You, K., & Sarantis, N (2008) An extended NATREX model for China Discussion Paper No 2008-2 Centre for International Capital Markets, London Metropolitan Business School, London Metropolitan University You, K., & Sarantis, N (2012a) Structural breaks, rural transformation and total factor productivity growth in China Journal of Productivity Analysis Giancarlo Marini & Pasquale Scaramozzino (1999) Social Time Preference Michael Funke and Jörg Rahn (2005) Just How Undervalued is the Chinese Renminbi? ... đổi đột ngột dẫn đến phá vỡ cấu trúc cần phải đƣợc xem xét Vì thế, nhóm định nghiên cứu đề tài ? ?Sự phá vỡ cấu trúc tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân Trung Quốc: Phƣơng pháp NATREX? ?? Kei You and... vốn Từ khóa: NATREX (Natural Real Exchange Rate ): tỷ giá hối đối thực tự nhiên Equilibrium real effective exchange rate: tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân Structural breaks: phá vỡ cấu trúc Chinese... Canada) + Tỷ giá hối đoái danh nghĩa (USD cho đồng tiền quốc gia ): Tỷ giá hối đoái danh nghĩa Trung Quốc (Ri) đƣợc tính tốn nhƣ trung bình hai tỷ giá (tỷ giá thu thập từ IMF tỷ giá từ trang chủ Giáo