3.1.3.1. Tiết kiệm
Tiết kiệm bằng sản lượng trong nước (Y) cộng với thu nhập từ nước ngoài (r'F), trừ tiêu dùng C.
Sản lượng trong nước là một hàm của vốn (K) và năng suất các yếu tố tổng hợp (TFP). Do đó,Y= Y(K;TFP).
Thu nhập từ nước ngoài bằng lãi suất nước ngoài nhân với tài sản nước ngoài (r'F).
Tiêu dùng là một hàm của tài sản (vốn K cộng với tài sản nước ngoài F) và sở thích theo thời gian(phụ thuộc vào các yếu tố nhân khẩu học và hạn chế tính thanh khoản).
+ Yếu tố nhân khẩu học: Modigliani và Cao (2004) thấy rằng chính sách một con đã dẫn đến giảm dần số lượng trẻ em (dưới 15) và do đó đã làm giảm tỷ lệ tiêu dùng trên thu nhập. You và Sarantis đã xem xét cả tỷ lệ phụ thuộc của trẻ em (DEPY) và người già (DEPO). Tỷ lệ phụ thuộc người già được kì vọng là có tác động cùng chiều tới tiêu dùng.
+ Hạn chế thanh khoản (LIQC): là tỷ lệ tín dụng trong nước của khu vực tư nhân so với GDP danh nghĩa. Hành vi của người tiêu dùng ở các nước đang phát triển có thể bị chi phối bởi hạn chế thanh khoản, nó tác động đến khả năng thay thế tiêu dùng tạm thời. Điều đó có nghĩa rằng các hộ gia đình có nhiều khả năng sử dụng thu nhập tương lai cho tiêu dùng hiện tại.Vì vậy, trong thị trường tài chính không hoàn hảo ở Trung Quốc, sự tăng (giảm) trong
hạn chế tính thanh khoản (LIQC) là một yếu tố quan trọng quyết định đến tiêu dùng. Vì vậy, hàm tiết kiệm của Trung Quốc là:
S = Y( K; TFP ) + r’F – C( K, F; LIQC, DEPY, DEPO ) (1)
= S (K, F; TFP, r’, LIQC, DEPY, DEPO)
+ - + + + - -
3.1.3.2. Tỷ lệ mậu dịch và tỷ giá hối đoái thực
Giả định rằng nền kinh tế sản xuất một loại hàng hóa xuất khẩu 1 và một loại hàng hóa phi mậu dịch n. Tương tự, ở nước ngoài có hàng hóa xuất khẩu 2 và hàng hóa phi mậu dịch n.
Rn biểu thị giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch (pn) so với hàng hóa xuất khẩu (p1).
Rn = N (pn / p1) (2)
Tỷ lệ mậu dịch (T) là giá tương đối của hàng xuất khẩu 1 (p1) so với hàng nhập khẩu 2 (p'2) được đo bằng một đồng tiền chung:
T = N (p1 / p’2) (3)
Trong đó N là tỷ giá hối đoái danh nghĩa (ngoại tệ trên một CNY). Tỷ giá hối đoái thực của Trung Quốc (R) là tỷ giá hối đoái danh nghĩa được điều chỉnh bởi giá cả:
R = N (p/p’) (4)
Trong đó p và p’ là chỉ số giảm phát giá GDP nội địa và ngoài nước tương ứng.Cho phương trình (2) và (3), phương trình (4) có thể viết lại là:
(5)
3.1.3.3. Đầu tư
Tổng đầu tư (I) được phân chia thành thành đầu tư tư nhân trong nước (DPI), đầu tư chính phủ (GI) và đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI):
I = DPI + GI + FDI (6)
DPI là một hàm của sản lượng (Y) và chi phí sử dụng vốn (c). Chi phí sử dụng vốn được tính như sau:
Trong đó pk, p, r, δ và lần lượt là giá của tư liệu sản xuất, giá đầu ra, lãi suất thực, tỷ lệ khấu hao, tổng thuế suất.
Đầu tư Chính phủ (GI) được xem là ngoại sinh. Zhu và Liang (1999) và Shen (1999, 2000) đã đưa tỷ lệ đầu tư Chính phủ trên tổng đầu tư tài sản cố định (GI) vào hàm đầu tư như một biến ngoại sinh để nắm bắt các tác động của hành vi Chính phủ.
Đầu tư trực tiếp từ nước ngoài (FDI) là một thành phần quan trọng trong tổng đầu tư của Trung Quốc. Ho (2004) xem xét những yếu tố quyết định của FDI cho Trung Quốc và thấy rằng tiền lương và rủi ro quốc gia là những yếu tố quan trọng nhất. Trong nghiên cứu này, You và Sarantis xây dựng chi phí tương đối cho mỗi lao động hiệu dụng để nắm bắt tác động của tiền lương lên FDI ở Trung Quốc. Những nghiên cứu gần đây đã cho thấy rằng rủi ro quốc gia có tác động đáng kể đến FDI. You và Sarantis sử dụng tài sản nước ngoài ròng F gần đúng như rủi ro quốc gia và kết hợp nó vào hàm FDI. Tỷ suất sinh lợi trên vốn ở Trung Quốc là yếu tố quyết định FDI. Vì vậy, FDI là một hàm của chi phí tương đối cho mỗi đơn vị lao động (RULC), tỷ suất sinh lợi trên vốn (RRC) và rủi ro quốc gia (xấp xỉ bằng F).
Vốn được sử dụng để sản xuất hàng phi mậu dịch n và hàng xuất khẩu 1, trong khi tư liệu sản xuất bao gồm hàng phi mậu dịch n và hàng nhập khẩu 2. Giá tương đối của hàng phi mậu dịch so với hàng nhập khẩu (TRn = N x pn/p'2), tác động đến tỷ lệ đầu tư sử dụng hàng phi mậu dịch In và đầu tư sử dụng hàng nhập khẩu I2 trong tổng đầu tư I. Ví dụ, một mức giá tương đối cao hơn của hàng phi mậu dịch làm giảm In và tăng I2.
= 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)
3.1.3.4. Cân bằng thị trường hàng hóa
Điều kiện cân bằng thị trường hàng hóa:
(I – S) + CA = 0
Một nền kinh tế gồm có khu vực mậu dịch và khu vực phi mậu dịch. Tỷ lệ mậu dịch là ngoại sinh, tức là khu vực mậu dịch đã cân bằng nên điều kiện cân bằng của thị trường hàng hóa chính là điều kiện cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch (theo Lim và Stein, 1995):
Cn(Rn,K,F;LIQC,DEPO,DEPY,T)+In(Rn,K;TFP,r, ,GI,T) =Yn(Rn,K;TFP) (9)
Phương trình (9) hàm ý là cầu hàng phi mậu dịch (bao gồm tiêu dùng Cn và đầu tư In sử dụng cho hàng phi mậu dịch), bằng với cung hàng phi mậu dịch Yn.
3.1.3.5. Tài khoản vãng lai
Tài khoản vãng lai là cán cân thương mại cộng với thu nhập từ tài sản nước ngoài (r’F). Cán cân thương mại là giá trị của hàng xuất khẩu 1 (Y1) trừ đi giá trị hàng nhập khẩu 2, bao gồm cả tiêu dùng và đầu tư sử dụng hàng nhập khẩu (C2 và 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)
3.1.3.6. Cân bằng danh mục đầu tư
Cân bằng danh mục đầu tư giữa việc nắm giữ tài sản bằng đồng nội tệ và ngoại tệ, khi đó lãi suất thực trong nước phải bằng lãi suất thực nước ngoài. Nhưng vì UIP không còn đúng ở Trung Quốc nên phần bù rủi ro quốc gia được đưa vào phương trình cân bằng danh mục đầu tư.
Ma và các cộng sự (2004), Liu và Otani (2005) thấy rằng UIP không còn đúng ở Trung Quốc là do chi phí giao dịch, rủi ro chính trị, rủi ro tỷ giá…nhưng kiểm soát vốn của vẫn hiệu quả.
r = r’ + h(F) = (r’, F) (11) + -
Trong đó: tài sản nước ngoài F được dùng để tính gần đúng phần bù rủi ro quốc gia của Trung Quốc.
3.1.3.7. Sự tích lũy vốn và tài sản nước ngoài:
Sự tích lũy vốn được cho bởi:
dK/dt = I – nK (12) và tỷ lệ thay đổi của tài sản nước ngoài là tiết kiệm trừ đi đầu tư và trừ đi nF:
dF/dt =S - I - nF = CA – nF (13)
trong đó n là tỷ lệ tăng trưởng của lao động hiệu dụng.
3.1.4. Cân bằng trung hạn :
Trong trung hạn, cường độ vốn và tài sản nước ngoài được sử dụng như là biến số được xác định trước. Tỷ lệ mậu dịch là ngoại sinh cho Trung Quốc, điều này có nghĩa là điều kiện cân bằng của thị trường hàng hóa bằng với cân bằng thị trường phi mậu dịch, được đưa ra bởi phương trình (9).
Giải thích Rn làm cân bằng thị trường phi mậu dịch phương 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 cơ bản để xác định giá tương đối của hàng phi mậu dịch.
Theo phương trình (11) r’ thay cho r và F chỉ tăng lên trong dài hạn. Dựa vào phương trình (5) và (14), tỷ giá hối đoái thực cân bằng trong trung hạn được xác định:
Trong trung hạn, K và F là ngoại sinh. Vì thế, bất cứ sự thay đổi nào trong Z(t) sẽ làm thay đổi đường cầu hoặc đường cung của hàng hóa phi mậu dịch hoặc cả hai và tạo ra Rn mới để duy trì cân bằng thị trường hàng hóa.
3.1.5. Sự điều chỉnh linh hoạt :
Sự điều chỉnh trong dài hạn bao gồm những biến đổi của vốn và tài sản nước ngoài. Kết hợp sự thay đổi của vốn (phương trình (12)), đầu tư (phương trình (8)) và cân bằng danh mục đầu tư (phương trình (11)), phương trình cho sự tăng lên của vốn:
dK/dt = J(K,F;Z), JK<0, JF>0 (17)
Dựa trên cân bằng danh mục vốn đầu tư (phương trình (11)) và tiết kiệm (phương trình (1)), tìm được
S= S(K,F;Z), SK>0, SF<0 (18)
Từ các phương trình (17), (18) và (13) tìm ra phương trình tăng lên của tài sản nước ngoài:
dF/dt =L(K,F;Z), LK>0, LF<0 (19)
Phương trình (17) và (19) mô tả hệ thống động cho sự phát triển của vốn và tài sản nước ngoài. You và Sarantis (2008) cho thấy trong điều kiện ổn định, G = JkLF – LkJF> 0, (a) tác động của tổng vốn lên đầu tư lớn hơn tác động của tài sản nước ngoài lên đầu tư (-Jk> JF) với J = 0 và (b) tác động của tài sản nước ngoài trên tài khoản vãng lai lớn hơn tác động của vốn lên tài khoản vãng lai (-LF> Lk) với L = 0. Quỹ đạo tiến về trạng thái ổn định của vốn và tài sản nước ngoài.
Hình 3.1: Đồ thị
3.1.6. Trạng thái ổn định :
Trạng thái ổn định dài hạn đạt được khi vốn và tài sản nước ngoài tiến về các hằng số xác định K* và F*:
J(K*,F*;Z) = 0 (20) L(K*,F*;Z) = S(K*,F*;Z) – J(K*,F*;Z) = 0 (21)
Giải phương trình (20) và (21) tìm được trạng thái ổn định
K* = K(Z) (22)
F* = F(Z) (23)
Thay đổi K* và F* sẽ tác động đến điều kiện cân bằng thị trường hàng hóa cũng là điều kiện cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch. Vì thế, giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch sẽ được điều chỉnh đến trạng thái ổn định R*n để cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch khi vốn và tài sản
nước ngoài ở trạng thái ổn định. Vì thế, cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch ở trạng thái ổn định có thể đuợc thể hiện như sau:
Cn(Rn*,K*,F*;LIQC,DEPY,DEPO,T)+In(Rn*,K*,F*;TFP,r, ,GI,T) =Yn(Rn*,K*;TFP)
(24) Giải phương trình (24) ta có được biểu thức của R*
n (phương trình (25)) và suy ra dRn*/dZ (phương trình (26)):
Rn*=Rn(K(Z), F(Z);Z) = Rn*(Z) (25)
(26)
R* = T(Rn*)a= R*(Z) (27)
Hai yếu tố đầu tiên bên vế phải của phương trình (26) mô tả tác động gián tiếp của biến động các yếu tố cơ bản lên Rn thông qua những thay đổi của K* và F* trong dài hạn. Yếu tố cuối diễn tả tác động trực tiếp của biến động các yếu tố cơ bản lên Rn trong trung hạn.
Theo phương trình 27, các yếu tố cơ bản tác động đến mức giá tương đối của hàng phi ngoại thương mậu dịch, R*
n và tỷ giá hối đoái thực dài hạn, R* một cách tương tự. Ngoại trừ duy nhất với tỷ lệ mậu dịch. Phương trình (5) cho thấy những thay đổi trong tỷ lệ mậu dịch ảnh hưởng trực tiếp đến R và gián tiếp thông qua những thay đổi trong Rn. Ảnh hưởng trực tiếp luôn dương, trong khi ảnh hưởng gián tiếp là không xác định được bởi vì T làm giảm Rn
trong trung hạn nhưng làm tăng Rn trong dài hạn . Tuy nhiên, ảnh hưởng gián tiếp có tác động không đáng kể so với ảnh hưởng trực tiếp, vì vậy bài nghiên cứu kỳ vọng một tỷ lệ mậu dịch cao hơn để tăng tỷ giá hối đoái thực cả trong cân bằng trung hạn và dài hạn. Cần lưu ý, mặc dù RULC và RRC không tác động đến Rn trong trung hạn cũng như không được đưa vào điều kiện cân
bằng của hàng hóa phi mậu dịch(phương trình (9)), nhưng chúng ảnh hưởng đến R*
n trong dài hạn.
Vì những lí do trên, phương trình cân bằng dài hạn của tỷ giá hối đoái thực được xác định như sau:
R* = R*(T, TFP, LIQC, DEPY, DEPO, GI, RULC, RRC, r’, ) (28)
3.2. Đo lường tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (REER)
Các nhà nghiên cứu tính tỷ giá hối đoái thực hiệu lực bằng phương
pháp trung bình nhân:
Sản lượng bao gồm sự kết hợp của cả hàng hóa sản xuất và hàng sơ chế. Đối với các hàng hóa sản xuất, khối lượng cạnh tranh cho mỗi cặp quốc gia (i, j), W(m)ij, được tính như sau:
Như bài ngiên cứu đã giới thiệu ban đầu, việc tính toán REER phải dựa trên chỉ số giảm phát GDP:
Trong đó GDPi và GDPj là lần lượt chỉ số giảm phát GDP của nước i (Việt Nam) và j (các đối tác thương mại của Việt Nam).
3.3. Phương pháp thực nghiệm
Mô hình NATREX xét tới mối quan hệ cân bằng trong dài hạn của các biến số kinh tế, vì vậy sử dụng các kiểm định đồng tích hợp để phát hiện ra mối quan hệ cân bằng trong dài hạn là một điều cần thiết.
Trước khi thực hiện các kiểm định đồng tích hợp, bài nghiên cứu cần xem xét tính dừng của các biến. Ng và Perron (2001) phát triển 4 thống kê kiểm định nghiệm đơn vị (MZa, MZT, MSB và MPT) bằng cách sử dụng
phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) loại bỏ tính xu hướng của dữ liệu cho một biến. Bài nghiên cứu sử dụng các kiểm định này bởi vì được đánh giá tốt hơn các kiểm định ADF thông thường xét cả về thuộc tính kích thước lẫn hiệu quả.
Sau khi đã kiểm tra tính dừng, bài nghiên cứu sử dụng kiểm định đồng tích hợp có thể cho phép sự phá vỡ cấu trúc nội sinh để kiểm tra mối quan hệ cân bằng dài hạn của các biến. Phương pháp đồng tích hợp Gregory và Hansen (1996) lần đầu tiên được sử dụng, phương pháp này có thể kiểm tra được một sự phá vỡ cấu trúc nội sinh trong mối quan hệ đồng tích hợp, kiểm định GH được thực hiện trên cả 3 mô hình : mô hình C (mô hình tính dừng ở 1 mức độ), mô hình C/T (mô hình xu hướng)
Mô hình C:
yt = α0 + α1D1t + α2D2t + βxt + еt , t = 1,…,n
Trong đó yt là một vector của các biến phụ thuộc, xt là một m-vector của các biến độc lập. et là sai số và là I (0), 0 là hệ số chặn, 1 và 2 biểu thị sự thay đổi trong hệ số chặn tại thời điểm phá vỡ cấu trúc đầu tiên và thứ hai tương ứng, β biểu thị các hệ số độ dốc, n và là số lượng quan sát.D1t là một biến giả bằng không nếu t <= [ n 1 ] và bằng 1 nếu t > [ n 1 ], nơi mà các tham số chưa biết 1 (0,1) đại diện cho thời gian của điểm thay đổi đầu tiên và [ ] biểu thị lấy phần nguyên. Tương ứng, D2t là một biến giả bằng không nếu t <= [ n 2 ] và bằng 1 nếu t > [ n 2 ], các tham số chưa biết 2 (0,1) đại diện cho thời gian của điểm thay đổi thứ hai
Mô hình C/T:
yt = α1 + α2D1t + α3D2t + γt + βxt + еt , t = 1,…,n Trong đó là γ hệ số xu hướng thời gian của biến t.
Phương pháp HJ kiểm định giả thuyết không (H0): không có đồng tích hợp; giả thuyết đối (H1): có đồng tích hợp, có sự hiện diện của hai sự phá vỡ
cấu trúc có thể xảy ra trong 2 giả thuyết này.
Cả phương pháp GH và phương pháp HJ đều thực hiện 3 kiểm định thống kê ADF, ZT và Zα, kiểm định này được thực hiện trên một chuỗi các phần dư tương ứng cho tất cả sự phá vỡ có thể xem xét trên toàn bộ thời kì thử nghiệm. Các thời kì phá vỡ được xác định tương ứng với những vị trí có giá trị thống kê cực tiểu.
Trong nghiên cứu này, phương pháp GH cho rằng Zt là tốt nhất xét về cả kích thước và hiệu quả, do đó các nhà nghiên cứu đã sử dụng những giá trị kiểm định thống kê ZT để xác định các thời kì phá vỡ.
Phương pháp GH và HJ không tuân theo các tiêu chuẩn phân phối thông thường vì thế bài nghiên cứu không thể áp dụng các giá trị tới hạn chuẩn dựa trên kiểm định đồng tích hợp thông thường. Gregory và Hansen (1996) và Hatemi-J (2008, 2009) đã xây dựng các giá trị tới hạn riêng. Một số nghiên cứu gần đây cũng sử dụng các phương pháp GH và HJ bao gồm You và Sarantis (2011, 2012b); Narayan và Narayan (2010).
3.4. Mô tả biến nghiên cứu
Dựa vào phương pháp thực nghiêm đã từng được đề cập trong nghiên cứu của Kefei You, Nicholas Sarantis bài nghiên cứu sử dụng mô hình NATREX mở rộng từng được áp dụng cho Trung Quốc áp dụng vào Việt Nam để đánh giá tỷ giá thực hiệu lực của Việt Nam trong giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2011. Xem xét có sự phá vỡ cấu trúc nào trong mô hình hay không và xem xét việc đánh giá đồng Việt Nam trong giai đoạn này là cao hay thấp.
Mô hình NATREX được ước lượng theo phương trình sau:
Trong đó:
ET (Effective Terms of trade index): Tỷ lệ mậu dịch hiệu quả. LIQC (Liquidity Constraint): Hạn chế thanh khoản.
RDEPY (Relative Dependency Ratio of the Young): Tỷ lệ phụ thuộc tương đối của trẻ em.
RDEPO (Relative Dependency Ratio of the Old): Tỷ lệ phụ thuộc tương đối của người già.
GI (Government Investment): Đầu tư chính phủ.
ER’ (Effective Foreign Interest Rate): Lãi suất nước ngoài hiệu quả. (Tax Rate): Thuế suất.
RYGR (Relative Real GDP Growth Rate): Tốc độ tăng trưởng GDP thực tương đối.
RY(Relative PPP Adjusted Real GDP per Capita): PPP tương đối được hiệu chỉnh bởi GDP thực trên đầu người.
Mẫu thời gian quan sát là từ năm 1997 đến năm 2011.
3.5. Chọn rổ tiền tệ đặc trưng.
Căn cứ vào tỷ trọng thương mại của Việt Nam và đối tác thương mại,
