Ư ớc lượng hồi quy về sự can thiệp chính sách thì khá phức tạp. T hứ nhất, rõ ràng việc ước lượng này không có những cơ sỡ vững chắc. Thứ hai, m ột 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 m ơ 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 m ột điều rằng xuất khẩu thực của T rung 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. T rong giai đoạn 2000-2006, độ co giãn theo giá bằng không. Với việc sử dụng ước lượng điểm này, khi m ột 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. T ừ 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 T rung 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 m ại 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 T rung 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
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 T horbecke (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.
T ỷ giá hối đoái với tỷ trọng thương m ại xuất khẩu của Mỹ (qt
~
) 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 m ối 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. T hứ hai, bỏ qua tác động của các nước khác.
5. Kết l uận
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 T rung Quốc. Dẫn chứng từ thực tiễn, chúng tôi đã nêu bật m ột thực tế đặc biệt quan trọng là: nhiều mối quan hệ về cơ bản là ít có ý nghĩa.
T rở 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 m ua. Chúng tôi có t hể chắc chắn rằng m ối 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 m ô 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 m ức ý nghĩa thống kê. T ất 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 T rung Quốc, chúng tôi cũng không thể loại bỏ giả thiết 0 m ặc dù đồng nhân dân tệ đã được định giá
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 m ại, thậm chí nhiều hơn trong trường hợp của tỷ giá hối đoái. T heo quan điểm của chúng tôi, kết quả xảy ra do m ột 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. T hứ 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 m ột số khía cạnh quan trọng của diễn biến kinh tế vĩ mô gần đây của T rung 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 (IM F, 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 m ại T rung 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 m ột mình chính sách tỷ giá hối đoái sẽ không đủ để giảm thặng dư thương m ại T rung Quốc đặc biệt là trong bối cảnh gia tăng năng lực sản xuất của T rung 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 T rung Quốc.