TỶ GIÁ hối đoái và tài KHOẢN VÃNG LAI của TRUNG QUỐC

khóa luận, luận văn, chuyên đề, tiểu luận, báo cáo, đề tài

NBER WORKING PAPER SERIES TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ TÀI KHOẢN VÃNG LAI CỦA TRUNG QUỐC Yin-Wong Cheung Menzie D. Chinn Eiji Fuji Working Paper 14673 http://www.nber.org/papers/w14673 CỤC NGHIÊN CỨU KINH TẾ QUỐC GIA 1050 Đại lộ Massachusetts Cambridge, MA 02138 Tháng 1 năm 2009 Bài viết chuẩn bị cho hội nghị NBER về “Vai trò tăng trưởng kinh tế Trung Quốc trong thị trường thương mại thế giới”, được tổ chức bởi Rob Feenstra và Shang-Jin Wei ở Cape Cod, MA vào ngày 3 và ngày 4 tháng Tám năm 2007. Chúng tôi cảm ơn những ý kiến thảo luận của các nhà bình luận Jeffrey Frankel, Shang-Jin Wei, Arthur Kroeber, Xiangming Li, Jaime Marquez và các thành viên tham gia hội nghị, xin cảm ơn Kenneth Chow, Guillaume Gaulier, Chang-Tai Hsieh và Hiro Ito trong việc cung cấp các dữ liệu. Cheung xin tri ân sự tận tâm, hiếu khách của Viện Nghiên Cứu Tiền Tệ Hong Kong đã hướng dẫn một phần của bài nghiên cứu này. Chúng tôi xin cảm ơn sâu sắc nguồn tài trợ nghiên cứu của trường đại học California, Santa Cruz và trường đại học Wisconsin. Những quan điểm trong bài viết này là của riêng các tác giả, không nhất thiết phản ánh những quan điểm của Cục nghiên cứu kinh tế quốc gia. Được thực hiện bởi Yin-Wong Cheung, Menzie D. Chinn, và Eiji Fujii năm 2009. Đã đăng ký bản quyền. Những đoạn ngắn (không vượt quá hai đoạn), kể cả những ghi chú trong bài được trích dẫn mà không ghi nguồn cung cấp là hoàn toàn đáng tin cậy 1 Tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai của Trung Quốc Yin-Wong Cheung, Menzie D.Chinn, và Eiji Fujii NBER Working Paper No. 14673 Tháng 01 năm 2009 JEL No. F3 BẢN TÓM TẮT Chúng ta nghiên cứu xem tỷ giá hối đoái của Trung Quốc có bị mất cân đối và dòng chảy thương mại Trung Quốc phản ứng lại với tỷ giá hối đoái và hoạt động kinh tế như thế nào. Trước tiên, chúng tôi thấy rằng đồng tiền của Trung Quốc, đồng nhân dân tệ (RMB) thấp hơn giá trị được dự đoán bởi những ước lượng dựa trên mẫu nghiên cứu quốc gia khi sử dụng những chỉ số phát triển thế giới đặc trưng năm 2006. Sự mất cân đối của nền kinh tế là rất lớn- chiếm 50% trong thời kỳ quan sát. Tuy nhiên, trong trường hợp có hơn hai sai lệch so với điều kiện trung bình, sự mất cân đối không có ý nghĩa về mặt thống kê. Tuy vậy, phát hiện này không còn ý nghĩa khi ta sử dụng hầu hết những đặc trưng dữ liệu của năm 2008, khi đó việc định giá thấp đồng RMB chỉ khoảng 10%. Thứ hai, chúng tôi thấy được cách mà dòng thương mại đa phương của Trung Quốc phản ứng lại với giá cả thực– tiêu biểu là tỷ giá hối đoái có trọng số thương mại – nhưng mối quan hệ này không phải lúc nào cũng được ước lượng chính xác. Hơn nữa, đôi khi hướng đi của những tác động này khác so với những dự đoán ban đầu. Ví dụ như nhập khẩu hàng hoá thông thường của Trung Quốc tăng lên phản ứng lại với sự giảm giá của đồng RMB; tuy nhiên, theo như dự đoán, xuất khẩu của Trung Quốc xuất hiện để phản ứng lại với sự mất giá của đồng RMB miễn là có tính đến biến cung. Trong trường hợp này, thương mại Trung Quốc không là ngoại lệ. Hơn thế nữa, Thương mại Trung Quốc giao thương với Mỹ cũng theo quy luật chung, đặc biệt sau khi nguồn vốn sản xuất của Trung Quốc tăng lên, đã giải thích cho vấn đề này. Vì vậy, cán cân thương mại Trung Quốc- Mỹ sẽ phản ứng với những biến động của tỉ giá hối đoái thực và thu nhập thực theo như dự báo. Tuy nhiên, không trường hợp nào trong cả hai trường hợp thương mại đa phương hay song phương được mong đợi tác động rộng lớn tới việc gia tăng tỷ giá hối đoái. Và dĩ nhiên, các kết quả này không cung cấp thông tin liên quan nào đến câu hỏi sự thay đổi tỉ giá RMB/USD tác động thế nào đến toàn bộ thâm hụt thương mại Mỹ. Cuối cùng, chúng tôi nhấn mạnh thực tế là có sự không chắc chắn khá lớn bao quanh những ước tính của chúng tôi về sự thiếu liên kết của đồng RMB và phản ứng của dòng chảy thương mại đến sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái và mức sản lượng. Đặc biệt, các kết quả của độ co giãn thương mại là nhạy cảm với thuật toán kinh tế, giải thích tác động của nguồn cung, bao gồm cả những xu hướng thời gian. Yin-Wong Cheung Department of Economics University of California Santa Cruz, CA 95064 cheung@ucsc.edu Menzie D. Chinn Department of Economics University of Wisconsin 1180 Observatory Drive Madison, WI 53706 and NBER Eiji Fujii Graduate School of Systems and Information Engineering University of Tsukuba Tennodai 1-1-1 Tsukuba, Ibaraki Japan efujii@sk.tsukuba.ac.jp mchinn@lafollette.wisc.edu 2 1. Giới thiệu: Trong những năm gần đây, Trung Quốc và chính sách tiền tệ của Trung quốc ngày càng lớn mạnh trên vũ đài kinh tế thế giới. Mặc dù những tranh cãi về tính chuẩn tắc của cán cân thương mại Trung Quốc và giá trị của đồng nhân dân tệ vẫn đang tiếp diễn, đã có cuộc tranh luận quan trọng cả về học thuật và những chính sách thực tế liên quan đến những yếu tố quyết định của các biến số trên. Điều thú vị là có rất ít cuộc nghiên cứu đồng thời về tỷ giá hối đoái và cán cân tài khoản vãng lai của Trung Quốc. Điều này phần nào là hậu quả của những đặc điểm riêng biệt của nền kinh tế Trung Quốc. Trong nghiên cứu này, chúng tôi tập trung thảo luận về sự tương tác giữa tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai bằng hai phương pháp luận chính. Thứ nhất, chúng tôi xác định trạng thái cân bằng của tỷ giá hối đoái cân thực theo quan điểm nghiên cứu lấy mẫu nhiều quốc gia. Thứ hai, chúng tôi cố gắng để đạt được những ước tính chính xác hơn về tính linh hoạt thương mại Trung Quốc cả trên phương diện đa phương và song phương (với Hoa Kỳ). Theo đó, chúng ta hy vọng vượt qua giới hạn tranh luận hiện tại trên cơ sở “quy luật ngón tay cái”. Để đoán trước kết quả, chúng tôi thu được một vài khám phá thú vị. Thứ nhất, đồng nhân dân tệ về căn bản là thấp hơn giá trị ước đoán bởi những ước lượng dựa trên nghiên cứu lấy mẫu quốc gia. Sự mất cân đối của nền kinh tế là rất lớn - chiếm 50% trong thời kỳ quan sát. Tuy nhiên, trong trường hợp có hơn hai sai lệch so với điều kiện trung bình, sự mất cân đối đó không có ý nghĩa về mặt thống kê. Ngoài ra, việc kiểm tra lại các dữ liệu cơ sở đã đưa ra nhiều lý do phải thận trọng hơn trong việc ước tính sự thiếu liên kết của tiền tệ. Thứ hai, chúng tôi thấy được cách thức mà dòng thương mại đa phương của Trung Quốc phản ứng lại với giá cả thực– tiêu biểu là tỷ giá hối đoái có trọng số thương mại – nhưng mối quan hệ này không phải lúc nào cũng được ước lượng chính xác. Hơn nữa, hướng đi của những tác động này khác so với những dự đoán ban đầu. Ví dụ như nhập khẩu hàng hoá thông thường của Trung Quốc tăng lên phản ứng lại với sự giảm giá của đồng RMB; tuy nhiên, theo như dự đoán, xuất khẩu của Trung Quốc xuất hiện để phản ứng lại với sự mất giá của đồng RMB miễn là có tính đến biến cung. Trong trường hợp này, thương mại Trung Quốc không là ngoại lệ. Hơn thế nữa, Thương mại Trung Quốc giao thương với Mỹ cũng theo quy luật chung, đặc biệt sau khi nguồn vốn sản xuất của Trung Quốc tăng lên, đã giải thích cho vấn đề này. Vì vậy, cán cân thương mại Trung Quốc- Mỹ sẽ phản ứng với những biến động của tỉ giá hối đoái thực và thu nhập thực theo như dự báo. Tuy nhiên, không trường hợp nào trong cả hai trường hợp thương mại đa phương hay song phương được mong đợi tác động rộng lớn tới việc gia tăng tỷ giá hối đoái. Và dĩ nhiên, các kết quả này không cung cấp thông tin liên quan nào đến câu hỏi sự thay đổi tỉ giá RMB/USD tác động thế nào đến toàn bộ thâm hụt thương mại Mỹ. Cuối cùng, chúng tôi nhấn mạnh thực tế là có sự không chắc chắn khá lớn bao quanh những ước tính của chúng tôi về sự thiếu liên kết của đồng RMB và phản ứng của dòng chảy thương mại đến sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái và mức sản lượng. Đặc biệt, các kết quả của độ co giãn thương mại là nhạy cảm với thuật toán kinh tế, giải thích tác động của nguồn cung, bao gồm cả những xu hướng thời gian. 3 2. Bối cảnh đặt vấn đề : Một cuộc tranh luận về nền kinh tế Trung Quốc và sự tương tác của nó với nền kinh tế toàn cầu cần thiết phải phức tạp, nguyên do là vì sự chuyển tiếp không hoàn toàn gần đây của nó từ nền kinh tế bao cấp sang nền kinh tế thị trường 1 . Lấy ví dụ về ước số thích hợp của tỷ giá danh nghĩa và tỷ giá thực, giá cả thực tập trung trong bất kỳ nền kinh tế mở nào. Biểu đồ 1 mô tả giá trị song phương chính thức của đồng nhân dân tệ trong 20 năm qua. Theo như phương pháp tiếp cận chuẩn trong tài liệu hệ thống cảnh báo khủng hoảng trước đây, ta có thể tính toán quy mô của sự đánh giá quá cao tỷ giá hối đoái như là độ lệch hướng. Áp dụng phương pháp này trong hoàn cảnh của Trung Quốc sẽ không đạt kết quả thỏa đáng. Trước tiên cần xem xét tỷ giá hối đoái thực giữa đồng USD và đồng RMB đưa đến điều gì. Theo biểu đồ 1, tỷ giá càng cao càng biểu thị sự yếu kém của đồng nhân dân tệ. Trong suốt giai đoạn nghiên cứu, giá trị của đồng RMB có xu hướng thấp hơn giá trị thực. Tuy nhiên, có nhiều tranh luận về việc sử dụng phương pháp đo lường nào cho tỷ giá hối đoái trong những nền kinh tế chuyển đổi từ kiểm soát toàn phần sang bãi bỏ từng phần việc kiểm soát tài khoản vốn của Chính phủ và tỷ giá hối đoái chuyển đổi từ cơ chế hai giá sang cơ chế một giá. Trong trường hợp của TQ, cuộc tranh cãi về sự phá giá mạnh mẽ năm 1994, khi mà một phần của các giao dịch diễn ra ở tỷ giá hoán đổi, thật sự diễn tả tốt hơn về sự hợp nhất của các tỷ giá trao đổi khác nhau. Biểu đồ 2 cho thấy tỷ giá chính thức (đường liền nét) của các giao dịch và tỷ giá hoán đổi – còn được gọi là “tỷ giá thị trường hoán đổi” – được thể hiện bằng đường đứt nét. Sử dụng mức trung bình có trọng số giao dịch (một giao dịch trung bình) cho hai tỷ giá này (gọi là tỷ giá điều chỉnh) sẽ cho ra đời dữ liệu khá khác biệt của đường RMB, với khuynh hướng khác biệt rất rõ (về bản chất) như miêu tả trong Biểu đồ 3 2 . Tỷ giá hoán đổi có trọng số thương mại được xem là thích hợp hơn. Biểu đồ 4 miêu tả chỉ số tỷ giá hối đoái có hiệu lực của IMF (logged) và đường trực tuyến được ước lượng trên mẫu có sẵn từ năm 1986 đến tháng 09 năm 2008. Dựa trên phương pháp luận mà Chin đã phát thảo trong năm 2000, Cheung và các nhà nghiên cứu khác kiểm tra mối tương quan của tỷ giá danh nghĩa (có trọng số thương mại) và mức giá tương đối. Chúng tôi tìm ra chứng cứ cho sự tương thích của hai biến số này với hệ số ấn định. Điều này có nghĩa là chúng tôi có thể sử dụng đường xu hướng này như là chỉ số của giá trị trung bình có ý nghĩa về mặt thống kê. Thú vị là khi sử dụng phương pháp này cho khoảng thời gian gần hơn thì nó cho ra giá trị vượt quá 14.2% trong tháng 09 năm 2008. Quả là quá nhẹ khi nói rằng tài khoản vãng lai và tài khoản thương mại Trung Quốc gợi ra quan tâm lớn trong cả chính sách và lý thuyết trong vài năm qua, một phần là bởi vì tác động mạnh mẽ của chúng. Biểu đồ 5 cho thấy cán cân tài khoản vãng lai được thể hiện qua đồng đôla và qua một phần của GDP. Rõ ràng, cán cân tài khoản vãng lai Trung Quốc tăng lên trong những năm gần đây, kéo lên cuộc tranh luận về “trạng thái bình thường” và sự đúng đắn của một thị trường lớn mới nổi với một khoản thặng dư lớn. Dĩ nhiên, trạng thái bình thường là trong mắt người chứng kiến. Chinn và Ito ( 2007) tranh luận rằng thặng dư tài khoãn vãng lai của TQ trong giai đoạn từ năm 2000 đến năm 2004 dù vượt quá giá trị dự đoán nhưng vẫn trong phạm vi sai số thống kê, căn cứ theo mẫu tài khoản thanh toán dựa trên những yếu tố quyết định tiết kiệm và đầu tư 3 . 1 Xem Cheung, Chinn và Fujii (2007a) trong thảo luận về các vấn đề liên quan đến chuyển đổi kinh tế Trung Quốc. 2 Xem Fernald, Edison và Loungani (1999) về một thảo luận, trong bối cảnh của phá giá tiền tệ năm 1994 là nguyên nhân của khủng hoảng kinh tế năm 1997-98 3 Phân tích của Chinn và Ito dựa trên phương pháp Chinn và Prasad ( 2003) để ước tình mức bình thường của số dư tài khoản vãng lai, sử dụng các nguyên tắc cơ bản của số dư ngân sách, thu nhập theo đầu người, sự thay đổi nhân khẩu và các hình thức kiểm soát thay đổi. 4 Cán cân tài khoản vãng lai bị chi phối lớn bởi cán cân thương mại 4 . Biều đồ 6 thể hiện cán cân thương mại theo đồng đôla. Tận đến năm 2004, cán cân thương mại Trung Quốc vẫn còn trong tình trạng khó khăn vì thiếu hụt tiền với các quốc gia khác để bù đắp lại thặng dư thương mại với Hoa Kỳ. Điều này mang lại cho chúng ta một cái nhìn thú vị về kinh nghiệm của Trung Quốc, đó là một tỷ lệ lớn thặng dư của Trung Quốc có được từ Hoa Kỳ. Biểu đồ 6 cũng thể hiện thặng dư trong thương mại song phương với Hoa Kỳ, nhấn mạnh rằng sự thật là cán cân thương mại tổng thể của Trung Quốc khác xa so với cán cân thương mại của Trung Quốc với Hoa Kỳ 5 . Sự khác biệt này phán ảnh vai trò của Trung Quốc trong tổng nguồn cung toàn cầu. Đó là do sự phân đoạn giữa những tiêu chuẩn đánh giá tỷ giá hối đoái cân bằng và hoạt động của tài khoản mở cho người không cư trú (external accounts: an account held at a United Kingdom-based bank by a customer who is an overseas resident) , chúng tôi chọn quy trình kiểm tra tỷ giá cân bằng trước, sau đó xem tỷ giá hối đoái như là biến ngoại sinh để ước tính phản ứng của dòng chảy thương mại đến những biến số vĩ mô khác nhau trong cơ cấu cân bằng từng phần. 3. Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Quốc 3.1 Phương pháp tiếp cận tổng quan Vài cuộc khảo sát đã so sánh mức độ sai lệch của đồng RMB. GAO (2005) cung cấp một tài liệu so sánh bằng lý thuyết và văn bản, trong khi Cairns (2005b) khảo sát ngắn gọn những ước tính gần đây của các nhà phân tích khác. Từ đây, chúng tôi xem xét lại tài liệu để tập trung chủ yếu vào nền kinh tế và những khác biệt của nền kinh tế, kết hợp với những bản phân tích liên quan. Chúng tôi cũng hạn chế xem xét các nghiên cứu được thực hiện trong những năm gần đây. Nhiều tài liệu đã rơi vào lối mòn, hoặc là dựa vào công thức ngang giá sức mua tương đối (PPP) hoặc là tính đến chi phí cạnh tranh, độ lệch trong mô hình ngang giá sức mua tuyệt đối, một mô hình kết hợp chặt chẽ những tác động nhiều kênh thông tin (đôi khi được gọi là mô hình tỷ giá cân bằng hành vi) hoặc là mô hình cân bằng dòng tiền. Bảng 1 cung cấp một trong những phương pháp tiếp cận, further disaggregated by the data dimension. (Số liệu chéo, chuỗi thời gian hoặc cả hai) Về mặt tính toán, việc so sánh đường PPP tương đối là dễ thực hiện nhất. Tuy nhiên, trong một số cấp độ, việc so sánh đường PPP cần có sự kết hợp của những chỉ số giá tương đối và tỷ giá hối đoái danh nghĩa (hoặc sự cố định của tỷ giá thật), nhưng những điều kiện này không cần thiết phải có và ít khi được kiểm tra. Wang (2004) báo cáo một vài đánh giá của IMF về chi phí đơn vị lao động làm giảm phát đồng RMB. Dãy số liệu này được đánh giá cao trong thực tiễn kể từ năm 1997; và dĩ nhiên, sự so sánh này, giống như tất cả các so sánh khác dựa trên chỉ số giá cả, phụ thuộc vào việc lựa chọn một năm được coi là đại diện cho trạng thái cân bằng. Việc chọn một năm trước năm 1992 ngụ ý rằng đồng RMB bị đánh giá thấp theo thời gian. Bosworth (2004), Frankel (2006), Coudert và Couharde (2005), Cairns (2005b) ước tính mối quan hệ giữa độ lệch của đường ngang giá sức mua tuyệt đối và thu nhập bình quân đầu người tương đối. Tất cả đều đạt được các kết quả tương tự nhau về mối quan hệ giữa 2 biến, mặc dù Coudert và Couhade thất bại trong việc phát hiện ra mối liên hệ này cho đưởng RMB. Wang(2004), Funke và Rahn (2007) bổ sung những thông số kỹ thuật của tỷ giá hối đoái cân bằng hành vi (BEER). Những thông số này kết hợp đa dạng các kênh thông số khác nhau, qua đó tỷ giá hối đoái thực bị tác động, nguyên nhân là do mỗi tác giả lựa chọn các tập biến số khác 4 Mặc dù khoản cách không ngừng gia tăng trong những năm gần đây, tài khoãn vãng lai vượt quá cân bằng thương mại ví như thu nhập trên tỉ giá ngoại tệ tăng lên của TQ để bù lại thu nhập tới khu vực càng ngày càng lớn. 5 Lưu ý trong hình trên, chúng ta sử dụng khảo sát của TQ về cân bằng thương mại Mỹ - Trung, điều này khác với khảo sát của Hoa Kỳ, lý do khác nhau là phương pháp khảo sát và sử lý của xuất khẩu lại thông qua Hồng Kông. 5 nhau, cả biến rời rạc sẽ thay đổi khi khi cần thiết ( the implied misalignments) như đã được Dunaway và các nhà nghiên cứu khác thảo luận năm 2006, cũng như McCown và các nhà nghiên cứu khác thảo luận năm 2007. Một loạt các phương pháp tiếp cận khác loại trừ phương pháp giá cơ bản, và xem tài khoản vãng lai như phần còn lại của đầu tư và tiết kiệm. Tỷ giá hối đoái cân bằng được lấy từ tài khoản vãng lai trung gian (the implied medium term current account) sử dụng độ co giãn của xuất khẩu và nhập khẩu. Theo phương pháp vĩ mô của IMF, các tiêu chuẩn đã được ước tính. Coudert và Couharde (2005) đưa ra một phương pháp liên quan chặt chẽ cho Trung Quốc. Một loạt các phương pháp tiếp cận cuối cùng, phổ biến trong các chính sách, tập trung vào các yếu tố cố định của cán cân thanh toán (Goldstein,2004; Bosworth,2004). Phương pháp tiếp cận cuối cùng này- chúng tôi sẽ đặt tên là phương pháp tiếp cận tài khoản mở cho người không cư trú - có lẽ là hữu dụng nhất để tiến hành các phân tích ngắn hạn. Nhưng sự phân tán của các yếu tố không liên kết của tài khoản (implied misalignments) phản ánh những khó khăn trong việc đưa ra các quyết định đánh giá về những gì cấu thành nên lưu lượng tiền tệ cố định. Chẳng hạn như khi kiểm tra các cấu thành của lưu lượng vốn vào và ra khỏi Trung Quốc, Prasad và Wei (2005) lập luận rằng có rất nhiều sự tích trữ đã xuất hiện trong giai đoạn trước khi tài khoản vãng lai tăng vọt do luồng đầu cơ; vì lý do đó, mức độ thiếu liên kết là nhỏ. Đánh giá đó được xem là ít ứng dụng như cán cân tài khoản vãng lai đã tăng lên trong hai năm qua 6 . Hai quan sát liên quan đến những ước lượng khác nhau rất đáng quan tâm. Trước tiên, theo như ghi nhận của Cairns (2005a), có mối liên hệ thú vị giữa phương pháp tiếp cận cụ thể thông qua nghiên cứu và cấp độ không cân đối của các kết quả. Phân tích thực nghiệm về phương pháp ngang giá sức mua tương đối và các phương pháp liên quan chỉ ra sự thiếu cân đối ít nhất. Những cách tiếp cận như vậy tập trung vào các tài khoản mở cho người không cư trú chỉ ra các ước lượng chỉ ở mức trung bình. Cuối cùng những nghiên cứu ứng dụng phương pháp phương pháp ngang giá sức mua tuyệt đối cho ra ước lượng định giá thấp lớn nhất (Finally, studies implementing an absolute PPP methodology result in the greatest degree of estimated undervaluation.) Người ta cho rằng phương pháp cuối cùng này thì đơn giản nhất để ứng dụng, chúng tôi nhận thức rõ phương pháp tiếp cận này để tối đa phạm vi của sự thiếu liên kết được dự tính. 3.2 Kết cấu: Vấn đề chính giải thích cho sự mất cân đối của tài khoản vãng lai tỷ giá hoán đổi của đồng nhân dân tệ là Trung Quốc đi chệch hướng đáng kể từ nguyên tắc thoả thuận giữa các nước, ít nhất là về giá trị đồng tiền. Theo Cheung và các nhà nghiên cứu khác, chúng tôi khai thác mối quan hệ nổi tiếng giữa độ lệch từ phương pháp ngang giá sức mua tuyệt đối và thu nhập bình quân thực bằng cách sử dụng phương pháp bảng hồi quy. Bằng cách đặt đường RMB vào trong mối quan hệ có được từ kinh nghiệm thực tiễn của quốc gia phát triển và đang phát triển trong một khoảng thời gian dài, cách tiếp cận này nhắm vào câu hỏi rằng khi nào thì tỷ giá thật của đồng nhân dân tệ Trung Quốc cân xứng với mức cân bằng. Bên cạnh việc tính toán cường độ của sự thiếu cân đối, chúng tôi đánh giá các ước lượng trong bối cảnh của sự không chắc chắn mang tính thống kê. Từ đây, chúng tôi mở rộng việc xem xét cả về ý nghĩa thống kê và kinh tế trong việc ước lượng hệ số dự báo. 6 In addition, such flow-based measures must be conditioned on the existence of capital controls, the durability and effectiveness of which must necessarily be a matter of judgment. 6 Biến số “mức giá” trong Penn Worls Tables (Summers và Heston, 1991), và những tỷ giá hoán đổi ngang giá sức mua khác, cố gắng bao quát hết những vấn đề đo lường phát sinh từ tính không đồng nhất trong rổ hàng hoá xuyên quốc gia bằng việc sử dụng giá (không phải chỉ số giá) của hàng hoá, và tính toán mức giá chung khi sử dụng cùng một tỷ trọng. Giả định rằng thời điểm này điều trên được đã được tính, nhưng một phần của rổ hàng hóa (α) là phi thương mại (biểu thị bằng ký tự N) - và phần còn lại là hàng hóa thương mại (biểu thị bằng ký tự T). Khi đó: p t = αp N,t + (1-α)p T,t (1) Bằng thao tác đơn giản, người ta thấy rằng tỷ giá thực được cho bởi: q t ≡ s t – p t + p t * = (s t – p T,t + p * T,t ) −α [p N,t – p T,t ] +α[ p N,t * − p * T,t ] (2) Viết lại, thay thế q T,t (giá thương mại liên quốc gia) = (s t – p T,t + p * T,t ) và ω t (giá phi thương mại tương đối liên quốc gia) ≡ [ p N,t - p T,t ]- [p * N,t − p * T,t ] dẫn đến (2) được viết lại như sau: q t = q T,t - α ω t (2’) Điều này cho thấy tỷ giá hối đoái thực có thể được đánh giá cao vì những thay đổi xuất hiện trong giá tương đối của hàng hoá mậu dịch giữa các quốc gia hoặc giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch phát sinh trong một quốc gia, liên quan đến một quốc gia khác. Về nguyên tắc, các nhân tố kinh tế có thể tác động đến một hoặc cả hai. Những mô hình tập trung vào giá tương đối của hàng hoá phi mậu dịch bao gồm các phương pháp tiếp cận phổ biến của Balassa (1964) và Samuelson (1964). Ví dụ, giá cả tương đối của hàng hóa phi mậu dịch phụ thuộc vào sự khác biệt về năng suất của khu vực. Theo như Hsieh (1982), Canzoneri, Cumby và Diba (1999), Chinn (2000b), họ cũng tính theo các phương pháp trên, tính luôn cả những yếu tố quyết định về cầu của giá tương đối, chẳng hạn như DeGregorio và Wolf (1994) đã nhận thấy rằng nếu sự ưa thích tiêu dùng không giống nhau và các nhân tố không hoàn toàn mở để dịch chuyển giữa các khu vực thì những thay đổi trong thu nhập bình quân đầu người có thể dẫn sự chuyển đổi giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch. Triển vọng này cung cấp cơ sở hợp lý cho mối quan hệ liên quốc gia tích cực phổ biến, giữa giá tương đối (số nghịch đảo của q, nghĩa là: -q) và mức thu nhập bình quân đầu người tương đối. Chúng ta tận dụng mối quan hệ này để xác định xem liệu đồng nhân dân tệ có bị đánh giá thấp hay không. Cách tiếp cận này hiển nhiên không phải là mới lạ, nó đã được thực hiện gần đây bởi Frankel (2006) và Coudert and Couharde (2005). Tuy nhiên, chúng tôi sẽ mở rộng cách tiếp cận này ra yếu tố. Trước tiên, chúng tôi tranh luận cách tiếp cận này bằng việc kết hợp yếu tố chuỗi thời gian 7 . Thứ hai, chúng tôi định rõ đặc điểm của sự không chắc chắn liên quan đến các quyết định của chúng tôi về sự mất cân đối của tiền tệ . Thứ ba, chúng tôi xem xét sự ổn định mối quan hệ giữa giá cả tương đối và thu nhập bình quân đầu người tương đối bằng cách sử dụng: a) mẫu bổ sung về khoảng thời gian và nhóm các quốc gia cố định, b) các biến kiểm soát. 3.3 Các kết quả 2 biến số cơ bản: sử dụng số liệu đặc trưng năm 2007 7 Coudert và uharde (2005) thực hiện hồi qui bằng phương pháp ngang giá sức mua tuyệt đối trên các số liệu chéo, trong khi đó sự tính toán bảng dựa vào sự ước lượng mối quan hệ giữa mức độ giá cả tương đối với chỉ số giá của hàng hóa thương mại tương đối và phi thương mại. 7 Chúng tôi thu thập tài liệu từ 160 quốc gia trong giai đoạn 1975-2005. Hầu hết những dữ liệu được lấy từ những chỉ số phát triển thế giới của Ngân hàng Thế giới (WDI). Bởi vì một số dữ liệu bị thiếu sót nên bản số liệu không được cân đối. Phần phụ lục dữ liệu cung cấp chi tiết hơn về các dữ liệu được sử dụng . Mở rộng cách tiếp cận chéo (cross-section) của Frankel (2006), chúng tôi ước tính mối quan hệ giữa tỷ giá thức và thu nhập bằng cách sử dụng một dãy dữ liệu thời gian chéo hồi quy (OLS), nơi tất cả các biến được thể hiện trong các điều kiện liên quan đến Hoa Kỳ; r it = β 0 + β 1 y it + u it , (5) trong đó r =-q được thể hiện trong các điều kiện thực tế về mức giá tại Mỹ, y là thu nhập bình quân đầu người tại Mỹ 8 . Kết quả đã được báo cáo trong 2 cột đầu tiên của bảng 2, cho những trường hợp mà chúng tôi đo lường thu nhập bình quân tương đối trên đầu người theo tỷ giá USD hay ntỷ giá hối đoái dựa trên ngang giá sức mua (PPP). Một trong những đặc trưng ước tính hồi quy OLS là nó bắt buộc các điều kiện bị ngăn chặn phải giống nhau giữa các nước, và giả định rằng điều kiện bị sai sót được phân phối hoàn toàn giống nhau trên các mẫu. Bởi vì điều này cần được kiểm định hơn là giả định, chúng tôi cũng ước tính hồi qui của những tác động ngẫu nhiên và cố định. Nghiên cứu trước đây giả định rằng các lỗi đặc trưng riêng lẻ không tương quan với các biến bên phải phương trình (5) , trong khi nghiên cứu sau đó thì hiệu quả khi sự tương quan này là khác 0 9 . Các hồi qui của những tác động ngẫu nhiên không mang lại các kết quả khác biệt so với những kết quả thu được bằng cách sử dụng OLS gộp. Điều thú vị là khi cho phép có sự khác biệt bên trong và giữa các hệ số, chúng tôi tìm ra những tác động khác nhau. Đặc biệt là với giá trị của đồng US dựa trên GDP tính trên đầu người, tác động bên trong mạnh hơn tác động ở giữa. Sự khác biệt thể hiện nhiều ở các tác động ngắn hạn, theo đó sự tăng trưởng sản lượng đầu ra tương quan với các biến làm tăng giá trị tiền tệ. Tuy nhiên điều này không xuất hiện trong các kết quả bắt nguồn từ dữ liệu đầu ra dựa trên PPP. Thú vị là độ co giãn ước lượng của mức giá theo thu nhập bình quân đầu người có vẻ không đặc biệt nhạy cảm với độ lớn của thu nhập trên đầu người. Trong tất cả các trường hợp, ước tính độ co giãn luôn luôn ở mức 0,26-0,39, khá tương tự so với đánh giá dựa trên dãy dữ liệu chéo từ năm 1990 - 2000 của Frankel's (2006): 0,38 và 0,32 10 . Một trong những chìa khoá chính trong phân tích của chúng tôi là vai trò trung tâm của việc xác định số lượng các yếu tố không chắc chắn xung quanh các số ước lượng. Đó là, ngoài ước tính độ lớn kinh tế của các mức độ sai lệch, chúng tôi cũng định giá mức độ sai lệch này có khác 0 hay 8 β 0 được xem như là đồng tiền cụ thể đánh giá liệu sự cụ thể hóa một hiệu ứng cố định được thực hiện. Tương tự, điều khoản sai số được tạo ra cho một đồng tiền cụ thể. Lưu ý rằng phần tích này thì khác biệt so với phân tích của Cheung et al đã từng làm (2007b), chúng ta sử dụng số liệu được xem xét và cập nhật từ phương pháp hồi qui ngoại trừ Trung Quốc. 9 Bởi vì mức giá được sử dụng để so sánh chéo giữa các quốc gia với nhau, theo nguyên tắc không cần có một sự liên kết giữa các quốc gia như là hồi qui có hiệu lực cố định hay ngẫu nhiên. Ngoài ra, những ước lượng hiệu ứng cố định dựa trên mối quan hệ lâu dài của dãy số mà đã được phân tích thường xuyên. 10 Lưu ý rằng, khi thêm những khác biệt vào mẫu, ước lượng của chúng tôi khác biệt so với của Frankel’s,trong đó chúng tôi đo lường GDP thực bình quân trong mối quan hệ với US hơn là những điều kiện tuyệt đối khác. Bởi vì mức giá được sử dụng để so sánh chéo giữa các quốc gia với nhau, theo nguyên tắc không cần có một sự liên kết giữa các quốc gia như là hồi qui có hiệu lực cố định hay ngẫu nhiên. Ngoài ra, những ước lượng hiệu ứng cố định dựa trên mối quan hệ lâu dài của dãy số mà đã được phân tích thường xuyên. 8 không. Trong biểu đồ 7, chúng tôi phác thảo tỷ giá dự đoán (nghịch đảo) và tỷ giá thực tế và những dãy sai sót chuẩn bắt nguồn từ những dữ liệu dựa trên phương pháp PPP. Kết quả liên quan đến đồng US dựa trên thu nhập trên vốn của dữ liệu GDP là tương tự về mặt định tính, và vì thế nó không được báo cáo tóm tắt. Các kết quả liên quan đến giá tị của đồng USD dựa trên số liệu về GDP tính trên đầu người có sự tương tự về tính chất, và do đó, để ngắn gọn chúng tôi sẽ không báo cáo. Xem xét đường đi của RMB được biểu diễn tại biểu đồ 7 rất thú vị. Bắt đầu từ một khuôn mẫu được đánh giá quá cao, qua ba thập kỷ sau đó nó hướng tới giá trị cân bằng được dự đoán và sau đó vượt cao quá mức, do đó, ở giai đoạn năm 2005-2006, nó được định giá khá thấp vào khoảng 60% trong thời kỳ quan sát (log terms) (trong điều kiện tuyệt đối là 50%) 11 . Đó thật sự là một bài toán khó vì đường đồ thị của RMB khác so với đường đã dự đoán theo giả thuyết của Balassa-Samuelson. So sánh các quan sát trong năm 1975 và 2004, chúng tôi thấy rằng các quốc gia như Indonesia, Malaysia, và Singapore cũng gia tăng thu nhập của họ nhưng lại giảm mức giá tương đối. Mặt khác, Nhật Bản - một quốc gia thường được dùng trong minh họa cho tác động trong giả thuyết của Balassa-Samuelson, có một mối quan hệ tích cực giữa thu nhập và mức giá tương đối. Chúng tôi bảo lưu những phân tích sâu hơn nữa cho các nghiên cứu trong tương lai. Trong bối cảnh này, chúng tôi thực hiện hai quan sát về những sai lệch được ước lượng này. Đầu tiên, RMB liên tục bị định giá thấp bởi tiêu chuẩn này từ giữa những năm 1980, ngay cả vào năm 1997 và 1998, khi Trung Quốc được khen ngợi cho việc hạ giá đồng nhân dân tệ của mình bất chấp sự đe dọa đến vị thế cạnh tranh của nó. Thứ hai, và có lẽ là quan trọng nhất là trong năm 2005, RMB vượt xa giá trị dự đoán với sai số tiêu chuẩn trong khoảng 1-2, điều mà trong bối cảnh hiện tại được xem như là giá trị cân bằng. Hay nói cách khác, theo tiêu chuẩn thống kê chuẩn mà các nhà kinh tế áp dụng chung, đồng RMB không bị đánh giá thấp về mặt ý nghĩa thống kê (như trong năm 2005). Tương tự như vậy, chúng tôi không thể khẳng định mức độ ước tính của việc đánh giá thấp đồng RMB là có ý nghĩa thống kê trong năm 2006. Sự mở rộng quan sát trong các biểu đồ phân tán sẽ ngăn những ai có lời tuyên bố hùng hồn về mức độ chính xác của sự sai lệch . Theo Cheung và những nhà nghiên cứu khác (2007b), chúng tôi mở rộng sự phân tích này để cho phép sự phát triển không đồng nhất theo các nhóm quốc gia (nước công nghiệp so với nước kém phát triển, tăng trưởng cao so với tăng trưởng thấp và theo vùng lãnh thổ) và theo các giai đoạn thời gian. Sau khi tiến hành các kiểm tra khác nhau về độ bền, chúng tôi kết luận rằng mặc dù các điểm ước lượng chỉ ra rằng đồng RMB bị định giá thấp trong hầu như tất cả các mẫu, nhưng hầu như không có trường hợp nào là sai lệch mang ý nghĩa thống kê, và quả thật, khi sự tương quan nối tiếp được dùng để giải thích, phạm vi của sự thiếu liên kết thậm chí không có ý nghĩa thống kê ở mức 50%. Những phát hiện này nhấn mạnh độ không chắc chắn xung quanh các ước lượng thực nghiệm của “các tỷ giá hối đoái cân bằng thực" là rất lớn, do đó nhấn mạnh sự khó khăn trong việc ước lượng chính xác đồng RMB bị định giá thấp như thế nào. Chú ý rằng, độ lệch của giá trị trung bình có điều kiện là cố định; vì vậy độ lệch trong mối quan hệ giữa thu nhập và tỷ giá hối đoái thực được xác định bằng phương pháp hồi qui là cố định hoặc biểu thị sự tuơng quan chuỗi. Điều này có mối liên quan quan trọng để giải thích mức độ không chắc chắn xung quanh những ước số của sự thiếu liên kết. Frankel (2006) thực hiện một quan sát tương tự, ghi chú rằng một nửa độ lệch của RMB với giá trị trung bình có điều kiện tồn tại từ năm 1990 đến năm 2000. Chúng ta ước tính hệ số hồi qui tự động trong mô hình xấp xỉ 0.95 (lấy 11 Độ lệch chuẩn trong bảng 7 tương đối nhỏ- 55% trong thời kỳ quan sát (42% trong điều kiện tuyệt đối). 9 từ các chỉ số thu nhập bình quân đầu người dựa trên PPP) trên cơ sở hàng năm. Một cách đơn giản, một sự điều chỉnh đặc biệt dựa trên những ước tính sau này đề nghị rằng những sai số tiêu chuẩn của phương pháp hồi qui sẽ được điều chỉnh tăng thêm bởi một yếu tố bằng : [1/(1-p^ 2 ] 0.5 ≈2. Sau khi kiểm soát mối tương quan nối tiếp, giá trị thực tế của RMB luôn luôn nằm trong một khoảng sai số tiêu chuẩn dự kiến xung quanh giá trị cân bằng (dự kiến) trong 20 năm cuối. Kết hợp kết quả này với sự phân tán dữ liệu lớn được quan sát thấy trong biểu đồ 7, rõ ràng rằng các dữ liệu chưa cung cấp đầy đủ thông tin để thực hiện một suy luận sắc nét về sự thiếu liên kết - không chỉ cho giai đoạn hiện tại mà còn toàn bộ giai đoạn quan sát 12 . 3.4 Cập nhật những đặc điểm cơ bản: số liệu đặc trưng năm 2008 Gần đây, Ngân hàng Thế giới báo cáo ước tính mới về GDP của Trung Quốc và mức giá trong năm 2005, đo bằng PPP. Những ước tính này, dựa trên kết quả của Dự án So sánh Quốc tế, kết hợp dữ liệu điểm chuẩn mới về giá. Kết quả cuối cùng là giảm GDP bình quân đầu người ước tính của Trung Quốc khoảng 40%, và tăng mức giá ước tính cũng bằng số đó 13 . Sử dụng dữ liệu được cập nhật, người ta thấy rằng quan sát năm 2005 của Trung Quốc về cơ bản nằm trên đường hồi qui, được tô đạm là “TQ mới 2005” trong biểu đồ 7. Nói cách khác, các ước tính mới đã xóa bỏ sự đánh giá thấp theo ước tính của chúng tôi. Tuy nhiên, việc giải thích đúng đắn về vấn đề này liên quan đến một cách tiếp cận hơi khác. Điều này là do dữ liệu của nhiều quốc gia đã được sửa đổi đáng kể. Điều này có nghĩa rằng chúng ta cần phải ước lượng lại sự hồi quy. Chúng tôi báo cáo những kết quả này trong Bảng 3. Tập trung vào dữ liệu dựa trên PPP, người ta thấy rằng các kết quả OLS gộp cho thấy một tác động nhỏ hơn của thu nhập vào mức giá tương đối so với việc sử dụng dữ liệu trước đó. Hệ số giảm từ 0,3-0,2. Trong các hồi quy hiệu ứng cố định (fixed effects regressions), các hệ số ở giữa giảm xuống trong khi các hệ số bên trong lại tăng lên. Dựa vào thay đổi trong giai đoạn mẫu và thay đổi trong hệ số ước tính, sẽ không quá ngạc nhiên khi thấy sự thay đổi của chênh lệch ước tính. Tuy nhiên, mức thay đổi của sự thiếu liên kết của đồng RMB là đáng ngạc nhiên. Về cơ bản, như năm 2006, không có sự thiếu liên kết đáng chú ý, theo nghĩa kinh tế hoặc thống kê. Sự định giá thấp chiếm 10% trong thời kỳ quan sát, và sự định giá thấp tối đa là vào năm 1993 14 . Kết quả này được minh hoạ rõ ràng trong biểu đồ 8, nơi trình bày biểu đồ phân tán của mức giá so với thu nhập bình quân đầu người, nhưng sử dụng những dữ liệu mới nhất. Những con số 12 Nhà thảo luận Jeffrey Frankel đã quan sát mức ý nghĩa 5% có lẻ quá cao để phục vụ cho mục đích chính sách. Thậm chí khi giảm mức ý nghĩa xuống 40%, chúng tôi cũng không loại bỏ được, sau đó được giải thích vì hệ số tương quan. 13 Thống kê từ ADB (ngân hàng phát triển Châu Á) (2007). Elekdag and Lall (2008) và chương trình so sánh quốc tế(2007) được xem xét thảo luận. 14 Chúng tôi cũng ước lượng (3) bằng cách sử dụng phương pháp hồi qui chéo từ năm nay qua năm khác. Điểm nổi bật của chỉ số RMB là có thể so sánh với vấn đề được thảo luận ở trên. Ví dụ, RMB bị đánh giá cao trong những năm 1980, nhưng lại bị đánh giá thấp từ 1980 đến 2004, sau đó được đánh giá cao ở mức nhẹ trong năm 2005. Sự đánh giá thấp về mức độ ước lượng chéo từ năm này qua năm khác không có ý nghĩa về mặt thống kê. Trung bình ước lượng từ 1997-2005 là 15.5%. Tương tự như trên, Arvind Subramanian(2008) báo cáo 16%, dựa trên phương pháp Johnson et al (2007). Chúng tôi tin rằng việc hồi qui bảng hữu dụng hóa như chúng tôi đã làm – tập trung cụ thể vào những thời gian gần nhất cung cấp chí đánh giá chính xác hơn vể mức độ sai lệch của đồng tiền. 10