II. CƠ CHẾ THỰC HIỆN VÔ HIỆU HÓA CỦA TRUNG QUỐC
4.2.Quy mô các dòng vốn
4. Các yếu tố ảnh hưởng đến phản ứng vô hiệu hóa của Trung quốc
4.2.Quy mô các dòng vốn
ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM |
Nguồn: http://data.worldbank.org
Hình 8 – Dòng FDI chảy vào ròng của Trung Quốc (USD)
Từ sau cuộc khủng hoảng năm 1997 với chính sách hội nhập tích cực hơn, tài nguyên dồi dào, điều kiện đầu tư thuận lợi cùng với nguồn nhân công giá rẻ, đã biến Trung Quốc thành một mảnh đất đầu tư đầy hứa hẹn trong mắt các nhà đầu tư thế giới, nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI liên tục gia tăng. Tuy nhiên, đóng góp của dòng vốn này cho GDP của Trung Quốc lại không đáng kể, chỉ vào khoảng hơn 4% thời gian gần đây.
Nguồn: http://data.worldbank.org
Hình 9 – Dòng FDI chảy vào ròng của Trung Quốc (%GDP)
0 20,000,000,000 40,000,000,000 60,000,000,000 80,000,000,000 100,000,000,000 120,000,000,000 140,000,000,000 160,000,000,000 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 U SD 0.00 1.00 2.00 3.00 4.00 5.00 6.00 7.00 %
ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM |
Vậy thì đa phần sự phát triển vượt bậc của Trung Quốc trong thời gian này ngoài đầu tư của chính Trung Quốc còn có cả sự đóng góp của các dòng tiền nóng.
Một lần nữa ta xem xét kiểm định về mức độ ảnh hưởng của thành phần cán cân thanh toán tới phản ứng vô hiệu hóa trong chuỗi các kiểm định năm 2008 của Aizenman và Glick như sau:
Quan sát cột thứ hai, hệ số tương tác của hành vi vô hiệu hóa đối với dòng vốn phi FDI (-1.606) lớn hơn hẳn so với dòng vốn FDI (-1.098), cho thấy các tác động
ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM |
vô hiệu hóa nhắm đến dòng vốn phi FDI nhiều hơn vì các tác động tiêu cực của dòng vốn này. Ở cột thứ 3, kể từ ngày hành vi vô hiệu hóa bắt đầu xảy ra mạnh mẽ ở Trung Quốc, hệ số tương quan của hành vi này đến các thành phần của cán cân thanh toán càng nhạy cảm hơn, thể hiện qua hệ số tương quan ngày càng âm.
34
ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM |
Chúng tôi sử dụng phương pháp định lượng bình phương bé nhất hai giai đoạn (2SLS) để ước lượng các phương trình đồng thời (4) và (5). Chúng tôi cũng áp dụng kiểm định tự tương quan và kiểm định phương sai có phụ thuộc (kiểm định White và kiểm định Newey-West). Số liệu dùng cho bảng kiểm định trên là số liệu theo tháng .Chúng tôi có ba loại ước lượng tùy thuộc vào việc giải định dự báo hoàn hảo, kỳ vọng không thay đổi hay kỳ vọng trong tương lai. Kỳ vọng trong tương lai có được bằng cách sử dụng tỷ giá tương lai trong ba tháng, nhưng tỷ giá tương lai trong ba tháng này lại không đáng tin cây cho lắm.
Những hệ số phần bù ước lượng nằm trong khoảng từ 0.63 đến 0.70 và có ý nghĩa về mặt thống kê, đã chỉ ra cho chúng ta thấy rằng có một mức độ ý nghĩa thực tế của dòng vốn lưu động bất chấp việc kiểm soát vốn của Trung Quốc. Những hệ số ước lượng vô hiệu hóa khác 0 cũng có ý nghĩa thống kê quan trọng, nằm trong khoảng từ 0.92 đến 0.97, hàm ý rằng PBC đã tăng cường vô hiệu hóa tích lũy dự trữ trong 6 năm gần đây. Thông qua các ước lượng, ta cũng thấy nhân tố tiền tệ với những dấu hiệu đúng, cũng có ý nghĩa cả về thống kê lẫn kinh tế. Đầu ra theo chu kỳ mang giá trị dương theo cán cân thanh toán, đã gợi ý rằng hiệu ứng đầu vào dẫn tới việc tài khoản vãng lai trở nên xấu đi có thể càng trầm trọng, nặng nề hơn bởi những tác động trực tiếp khi đầu vào theo chu kỳ có giá trị dương gây ra (đầu vào theo chu kỳ mang giá trị dương hàm ý việc thu hút các dòng vốn đổ vào nhiều). Về hệ số dương của sự phản ứng lại của tiền tệ thì rất khó đo lường và thường không có ý nghĩa. Với một trường hợp ngoại lệ, tỷ giá hối đoái điều chỉnh hệ số của yếu tố lãi suất nước ngoài vẫn có những dấu hiệu chuyển biến đúng, mặc dù chúng cũng không có ý nghĩa thống kê. Độ trễ của yếu tố lạm phát dương trong cả hai thời kỳ qua các kỳ suy thoái nhưng cũng không có ý nghĩa thống kê. Nhìn chung, sự thiếu xót về mặt ý nghĩa thống kê lẫn ý nghĩa kinh tế của hệ số lạm phát có thể do một sự thật là, trong khi các biến phụ thuộc khác thường hay thay đổi thì một chuỗi lạm phát lại rất bền vững.