1. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU:
1.3.3Đo lƣờng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (REER)
Các nhà nghiên cứu đã xây dựng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực REER cho đồng nhân dân tệ (RMB) dựa trên phƣơng pháp của Zanello và Desruelle (1997), đồng thời Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) cũng sử dụng phƣơng pháp này. Họ tính tỷ giá hối đoái thực hiệu lực bằng phƣơng pháp trung bình nhân, dựa trên khối lƣợng mậu dịch và xem xét ảnh hƣởng từ thị trƣờng thứ ba. REER đƣợc tính nhƣ sau :
∏[ ]
Trong đó j là chỉ số chạy cho các nƣớc đối tác của quốc gia i, Wij là tỷ trọng cạnh tranh từ quốc gia i đặt vào quốc gia j và tổng các Wij bằng 1, CPI là chỉ số giá tiêu dùng, R là tỷ giá hối đoái danh nghĩa (USD trên 1 đồng nội tệ). Vì vậy, một sự cao (thấp) trong REER đại diện cho một sự định giá cao (thấp) đồng nội tệ.
Sản lƣợng bao gồm sự kết hợp của cả hàng hóa sản xuất và hàng sơ chế. Đối với các hàng hóa sản xuất, khối lƣợng cạnh tranh cho mỗi cặp quốc gia (i, j), W (m) ij, đƣợc tính nhƣ sau:
Trong đó:
βiM biểu thị thị phần nhập khẩu hàng sản xuất trên tổng mậu dịch của hàng hóa ở quốc gia i :( nhập khẩu nƣớc i)/(nhập khẩu nƣớc i + xuất khẩu nƣớc i).
βiX biểu thị thị phần xuất khẩu hàng sản xuất trên tổng mậu dịch của hàng hóa ở quốc gia i : (xuất khẩu nƣớc i)/(nhập khẩu nƣớc i + xuất khẩu nƣớc i).
MWij biểu thị thị phần hàng sản xuất của nƣớc i nhập khẩu từ nƣớc j : (nhập khẩu nƣớc i từ nƣớc j)/(nhập khẩu nƣớc i).
XWij biểu thị thị phần của tổng khối lƣợng xuất khẩu, đó là sự kết hợp của BXWij và TXWij đóng vai trò quan trọng nhƣ nhau.
BXWijbiểu thị cho thị phần khối lƣợng xuất khẩu song phƣơng (xuất khẩu từ nƣớc i qua nƣớc j)/(xuất khẩu nƣớc i).
TXWij là thị phần khối lƣợng của thị trƣờng thứ ba bằng khối lƣợng trung bình nƣớc i xuất khẩu sang tất cả các nƣớc thị trƣờng nƣớc thứ ba của nƣớc i chia cho nhập khẩu bình quân của tất cả các đối thủ cạnh tranh quốc gia i (xuất khẩu trung bình từ i sang năm nƣớc thị trƣờng thứ ba ngoài j)/(nhập khẩu trung bình của sáu nƣớc đối thủ cạnh tranh của i).
IMF sử dụng khối lƣợng mậu dịch trung bình trong giai đoạn 1999-2001 làm khối lƣợng mậu dịch cố định. Tuy nhiên, tình hình mậu dịch Trung Quốc đã phát triển đáng kể trong thời kỳ hậu cải cách và thay đổi đáng kể sau một thiên niên kỷ. Để nắm bắt đƣợc những thay đổi này, các nhà nghiên cứu đã tính toán khối lƣợng mậu dịch trung bình trong từng khoảng thời gian 3-năm cho giai đoạn cải cách 1982 -2010, điều này có nghĩa là các ông kết hợp từng nhóm thời gian ba năm lại với nhau rồi tính khối lƣợng mậu dịch trung bình của chúng và sử dụng những số liệu này để đƣa vào tính toán, đặc biệt chỉ xét đến 14 đối tác thƣơng mại chính của Trung Quốc.
Mậu dịch với mỗi quốc gia trong đó làm thúc đẩy 1% tổng mậu dịch của Trung Quốc trong thời gian 1982-2010 và các nƣớc này chiếm tổng cộng 76,4% tổng mậu dịch của Trung Quốc. Sự thay đổi của khối lƣợng mậu dịch lớn qua từng năm và vì vậy sử
dụng khối lƣợng mậu dịch trung bình 3 năm là hợp lí hơn là chỉ sử dụng khối lƣợng mậu dịch cố định. Trong phƣơng trình tính toán REER, i và j lần lƣợt là Trung Quốc và 14 đối tác thƣơng mại chính. Sự tăng (giảm) trong REER cho thấy một sự định giá cao (hoặc thấp) của CNY so với một rổ 14 loại ngoại tệ. Lƣu ý rằng để tránh phức tạp trong tính toán và giả định hàng hóa sơ chế là đồng nhất, khối lƣợng đƣợc tính bằng cách sử dụng tổng mậu dịch chứ không chia rõ mậu dịch hàng sản xuất và mậu dịch hàng hóa sơ chế.
Các nhà nghiên cứu so sánh dữ liệu của họ (sử dụng khối lƣợng mậu dịch biến đổi ba năm) với REER dựa trên chỉ số giá tiêu dùng của IMF (sử dụng khối lƣợng mậu dịch cố định) trong giai đoạn 1982-2010 trong hình 2. Đồ thị cho thấy REER dựa trên CPI của họ tƣơng quan rất lớn với REER dựa trên CPI của IMF và cả hai đều có điểm biến đổi giống nhau. Hệ số tƣơng quan là 0,9958.Điều này chứng minh rằng phƣơng pháp sử dụng khối lƣợng mậu dịch trung bình ba năm của các ông là hợp lý. Mặt khác, sự khác biệt số liệu khá lớn trong năm 2008 và 2009, điều này làm gia tăng nghi ngờ về việc sử dụng khối lƣợng cố định trong thời gian dài là không đúng trong khi tình hình mậu dịch thay đổi đáng kể theo thời gian. Vì vậy, các nhà nghiên cứu tin rằng ƣớc tính của họ cho REER Trung Quốc dựa trên khối lƣợng mậu dịch thay đổi theo thời gian là thích hợp và chính xác hơn.
REER dựa trên CPI của IMF REER dựa trên CPI của chúng tôi
Hình 3. REER dựa trên CPI của IMF, REER dựa trên CPI của chúng tôi, REER dựa trên hệ số giảm phát GDP của You và Sarantis (2005 = 100).
Nhƣ bài ngiên cứu đã giới thiệu ban đầu, việc tính toán REER phải dựa trên chỉ số giảm phát GDP. Do đó, đểphù hợp với định nghĩa của tỷ giá thực theo yêu cầu của mô hình NATREX,cần phải xây dựng các REER dựa trên chỉ số giảm phát GDP. Họ đã thay thế chỉ số giá tiêu dùng CPI bằng chỉ số giảm phát GDP trong phƣơng trình sau:
∏[ ]
Trong đó GDPi và GDPj là lần lƣợt chỉ số giảm phát GDP của nƣớc i (Trung Quốc) và j (14 đối tác thƣơng mại của Trung Quốc). REER dựa trên chỉ số giảm phát GDP sẽ đƣợc sử dụng xuyên suốt trong ƣớc tính thực nghiệm ở phần 5.
1.3.4 Thu thập và lí ữ liệu:
- Mẫu thời gian bao gồm giai đoạn sau cải cách (1982-2010).
- Dữ liệu thƣờng xuyên theo quý, giai đoạn mẫu là quý 1 năm 1982 đến quý 4 năm 2010.
- Các số liệu đƣợc thu thập và xử lí nhƣ sau:
+Nguồn dữ liệu chính bao gồm các thống kê tài chính quốc tế (IFS), các vấn đề khác nhau của niên giám thống kê Trung Quốc (CYS) của Cục thống kê quốc gia Trung Quốc, chỉ số phát triển thế giới (WDI), Hƣớng Thống kê mậu dịch (DOTS), thu nhập quốc gia và tài khoản sản phẩm (NIPA) của Cục phân tích kinh tế Mỹ.
+ Tất cả các chỉ số sử dụng năm 2005 là năm gốc. Kí hiệu i biểu thị cho Trung Quốc và j đại diện cho 14 đối tác thƣơng mại chính của Trung Quốc (Japan, France, Germany, Italy, Netherlands, UK, Hong Kong, Korea, Malaysia, Singapore, Thailand, Ustralia, Canada).
+ Tỷ giá hối đoái danh nghĩa (USD cho mỗi đồng tiền quốc gia): Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Trung Quốc (Ri) đƣợc tính toán nhƣ là trung bình của hai tỷ giá (tỷ giá thu thập từ IMF và tỷ giá từ trang chủ của Giáo sƣ Carmen Reinhart) trong giai đoạn 1982q1-1993q4 và bằng với tỷ giá chính thức giai đoạn 1994q1-2010q4.
+ Chỉ số giá giảm phát GDP, GDP danh nghĩa và GDP thực: dữ liệu cho Trung Quốc (GDPi) đƣợc thu thập từ You và Sarantis (2011) và mở rộng từ 2009q4 đến
2010q4.GDP danh nghĩa đƣợc chuyển thành GDP thực bằng cách sử dụng hệ số giá giảm phát GDP. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
+Dữ liệu các đối tác thƣơng mại chính của Trung Quốc đƣợc thu thập từ IFS + Chỉ số giá tiêu dùng: dữ liệu hàng năm cho Trung Quốc (CPIi) đƣợc suy ra số hàng quý bằng cách phù hợp (quadratic matching average).
+ Chỉ số tỷ giá hối đoái thực hiệu lực dựa trên CPI và giảm phát GDP:
(a) ∏ [ ]
(b) ∏ [ ]
+ Tỷ lệ mậu dịch hiệu quả (ET): là giá trị trung bình nhân của tỷ lệ mậu dịch (TOT) của Trung Quốc đối với các đối tác thƣơng mại chính với tỷ trọng mậu dịch Wij cạnh tranh bằng trọng lƣợng: ET = ∏ (
)
.
Trong đó TOT đƣợc định nghĩa bằng giá xuất khẩu chia cho giá nhập khẩu. TOT của Trung Quốc đƣợc thu thập từ You và Sarantis (2011) và mở rộng đến 2010q4.
+ Chỉ số chi phí trên mỗi đơn vị lao động hiệu quả (EULC): ULC nhƣ chi phí lao động đầu vào cần để sản xuất ra một đơn vị sản lƣợng. EULC đƣợc tính bằng trung bình nhân của chi phí lao động đơn vị Trung Quốc với các đối tác thƣơng mại chính của nó với khối lƣợng mậu dịch Wij: ∏
. Dữ liệu năm đƣợc suy ra hàng quý bằng
cách thức phù hợp. Do sự giới hạn dữ liệu, ULC cho các đối tác thƣơng mại chính của Trung Quốc đƣợc đo nhƣ là ULCj = WEj / YVj, trong đó WE và YV lần lƣợt biểu thị chỉ số tỷ lệ lƣơng nhân thu nhập và GDP.
+ Lãi suất nƣớc ngoài hiệu quả (Er’) đƣợc xây dựng bằng cách lấy bình quân gia quyền lãi suất dài hạn của các đối tác mậu dịch chính của Trung Quốc với tỷ trọng Wij. Er’= ∑ . Trong đó, r’j là lãi suất thực dài hạn của các đối tác giao dịch chính của Trung Quốc. Lãi suất thực dài hạn đƣợc tính toán bằng cách lấy suất thu lợi trái phiếu dài hạn danh nghĩa của chính phủ trừ cho tỷ lệ lạm phát.
+ Tỷ suất sinh lợi tƣơng đối (Trung Quốc đối với Mỹ) trên vốn (RRC): theo Bai et al (2006) ), tỷ suất sinh lợi trên vốn (RC) cuảTrung Quốc đƣợc tính là (⁄ ) ( ̂ ̂ ) , trong đó α biểu thị vốn cổ phần trên thu nhập (đƣợc tính cho
một lao động), biểu thị tỷ lệ vốn đầu ra thực, Pk,K, Py, Ylần lƣợt biểu thị giá vốn, chất lƣợng vốn, giá đầu ra và chất lƣợng đầu ra. ̂ ̂ lần lƣợt là phần trăm thay đổi của giá vốn và giá đầu ra, và là tỷ lệ khấu hao. Chuỗi giá trị theo năm đƣợc nội suy ra theo hàng quý một cách phù hợp.
+ Tỷ lệ phụ thuộc tƣơng đối của trẻ em (RDEPY) và ngƣời già (RDEPO) lần lƣợt là dân số dƣới 15 tuổi và trên 65 tuổi dựa theo tuổi lao động. Tỷ lệ phụ thuộc hàng năm đƣợc nội suy theo mỗi quý một cách phù hợp.
+ Năng suất: Dữ liệu hàng năm của năng suất các yếu tố tổng hợp (TFP1 và TFP2) từ You và Sarantis (2012a) và đƣợc nội suy theo quý phù hợp. Sử dụng GDP thực hàng quý là cơ sở cho phép nội suy. Chỉ số 1 vàhaicho thấy TFP lần lƣợt cho thấy chuỗi vốn của Chow và Li (2002) và Bai et al (2006).
Các phƣơng pháp đo lƣờng năng suất thay thế:
(1) Tốc độ tăng trƣởng GDP thực tƣơng đối (RYGR): GDP thực đƣợc thảo luận ở trên. Giá trị trung bình tƣơng đối Trung Quốc trừ đi trung bình có trọng số của các đối tác thƣơng mại chính của nó.
(2) PPP tƣơng đối đƣợc hiệu chỉnh bởi GDP thực trên đầu ngƣời: Giá trị trung bình tƣơng đối Trung Quốc trừ đi trung bình có trọng số của các đối tác thƣơng mại chính của nó và RY hàng năm đƣợc nội suy theo mỗi quý một cách phù hợp.Trọng số đƣợc xác định bằng GDP thực.
+ Hạn chế thanh khoản của Trung Quốc (LIQC): tỷ lệ tín dụng trong nƣớc khu vực tƣ nhân đối với GDP danh nghĩa. Thực hiện nghịch đảo cách đo lƣờng này, do đó sự gia tăng trong giá trị cho thấy mức độ cao hơn trong hạn chế thanh khoản.
+ Đầu tƣ chính phủ của Trung Quốc (GI): đƣợc đo lƣờng bằng tỷ lệ đầu tƣ chính phủ trên tổng đầu tƣ tài sản cố định. Đầu tƣ chính phủ hàng năm đƣợc nội suy theo mỗi quý một cách phù hợp.
+ Thuế suất ( ): bằng tổng thuế giá trị gia tăng, thuế tiêu dùng, thuế nông nghiệp và thuế liên quan và thuế thu nhập doanh nghiệp (thuế quan đƣợc loại trừ) phân chia bởi GDP danh nghĩa. Thuế suất hàng năm đƣợc nội suy theo mỗi quý một cách phù hợp.
- Ngoài ra việc xây dựng các biến số hiệu quả nhƣ ET, EULC, Er’ phải dựa trên khối lƣợng mậu dịch trung bình ba nămWij.
1.4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU: 1.4.1 Các ƣớc thực nghiệm: 1.4.1 Các ƣớc thực nghiệm:
Nhƣ đã đƣợc trình bày ở trên, hầu hết các yếu tố đều đều đƣợc dựa trên khối lƣợng mậu dịch trung bình ba năm Wij nên phƣơng trình (28) có thể đƣợc viết thành: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
REER*= REER*(ET, TFP, LIQC, RDEPY, RDEPO, GI, EULC, RRC, Er’, ) Các nhà nghiên cứu thực hiện các bƣớc sau:
Bƣớc 1: Thực hiện kiểm định tính dừng của các biến bằng cách sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị Ng- Perron (2001). Sau đó tiến hành thêm kiểm định nghiệm đơn vị của Lee và Strazicich (2003) cho phép hai sự phá vỡ cấu trúc nội sinh trong cả hai giả thuyết không và giả thuyết đối để xác nhận kết quả của kiểm định nghiệm Ng-Perron.
Bƣớc 2: Tổng hợp tất cả các yếu tố quyết định của phƣơng trình trên trong một phƣơng trình đồng tích hợp. Tuy nhiên, các nhà nghiên cứu không thể tổng hợp tất cả các biến trong một ƣớc lƣợng đồng tích hợp. Để giải quyết vấn đề này, các tác giả thực hiện cách ƣớc lƣợng:
Ƣớc lƣợng mô hình bằng cách chỉ tổng hợp các biến cơ bản của mô hình
NATREX. Chẳng hạn nhƣ tỷ lệ mậu dịch, nhân tố các yếu tổng hợp, các yếu tố nhân khẩu.
Lần lƣợt thêm một biến (từ các biến cơ bản) vào trong mô hình, tiếp theo là cùng lúc thêm hai biến vào mô hình, đồng thời duy trì các biến có dấu hiệu chính và quan trọng ở mỗi giai đoạn.
Bƣớc 3: Các nhà nghiên cứu lần lƣợt thực hiện kiểm định đồng tích hợp cho phép xuất hiện sự phá vỡ cấu trúc bằng phƣơng pháp GH và HJ. Tiếp theo thực hiện phƣơng pháp đồng tích hợp của Johansen (2000) để xem xét các mối quan hệ đồng tích hợp trong mô hình. Cuối cùng xác định đƣợc các yếu tố tác động đến REER dài hạn.
Bƣớc 4: Dựa trên các kết quả từ bƣớc 3 tính toán tỷ giá hiệu dụng thực trong dài hạn (NATREX) để so sánh với REER và phân tích chênh lệch.
1.4.2 Kết quả thực nghiệm từ mô hình:
Khi kiểm tra tính dừng của các biến bằng phép kiểm định Ng- Perron (2001). Số liệu thống kê các đơn vị kiểm định chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một đƣợc báo cáo ở bảng 2:
Kết quả cho thấy rằng, tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc một I(1), ngoại trừ GYGR (vì đã dừng ở I(0)_level). Việc thực hiện thêm kiểm định nghiệm đơn vị Lee và Strazicich (2003) cho phép hai sự phá vỡ cấu trúc nội sinh trong giả thuyết không và giả thuyết đối. Điều này cho thấy rằng các thống kê kiểm định xác nhận kết quả Ng- Perron(2001) phù hợp. Đặc biệt là xác định đƣợc bảy trong số mƣời bốn biến không có sự phá vỡ đáng kể.Mặt khác trong số các biến có sự phá vỡ, sáu trong bảy biến chỉ có một sự phá vỡ cấu trúc. Phần lớn sự phá vỡ xảy ra trong thời gian cuối những năm 1980 và đầu những năm 1990. Duy nhất một chuỗi có hai sự phá vỡ đáng kể. Từ đó, các nhà nghiên cứu cho rằng việc cho phép hai sự phá vỡ cấu trúc trong mối quan hệ đồng tích hợp là thích hợp trong nghiên cứu của họ.
Chú ý: Tất cả các biến này đƣợc đo lƣờng bằng loga tự nhiên ngoại trừ RRC và E’r vì nó đƣợc tính theo tỷ lệ và RYGR là tốc độ tăng trƣởng. Chiều dài độ trễ tối đa là 6. Akaike sửa đổi tiêu chí thông tin đƣợc sử dụng để chọn chiều dài độ trễ cho các thử nghiệm MZa. Số liệu thống kê thử nghiệm MZt, MSB và MPT không đƣợc thể hiện ở đây vì chúng có kết quả tƣơng tự kết quả thử nghiệm MZa.
* biểu thị mức ý nghĩa 10% ** biểu thị mức ý nghĩa 5% *** biểu thị mức ý nghĩa 1%
Từ kết quả kiểm định trên, các nhà nghiên cứu tổng hợp tất cả các yếu tố trong phƣơng trình đồng tích hợp ngoại trừ RYGR (vì đã dừng). Việc ƣớc tính phƣơng trình
đồng tích hợp bằng phƣơng pháp GH, HJ với lƣợng lớn các yếu tố không thực hiện đƣợc. Thay vào đó là chấp nhận cách ƣớc lƣợng đã mang lại một số kết quả. Họ nhận thấy rằng TFP, RRC, r’ và là không có ý nghĩa, và RDEPO và EULC là dấu hiệu sai. Khi họ tiến hành thêm cách đo lƣờng năng suất khác. Cụ thể là là mối quan hệ PPP điều chỉnh GDP thực trên đầu ngƣời (RY) nhƣ đã kiến nghị bởi Chinn và Prasad (2003). Việc làm này làm khả quan hơn nhƣng không đáng kể lắm. Tuy nhiên, ET, RDEPY, LIQC và GI là dấu hiệu chuẩn xác và quan trọng. Do đó, họ duy trì bốn yếu tố quyết định trong phƣơng trình đồng tích hợp cuối cùng.
Kết quả của phép đồng tích hợp với sự phá vỡ cấu trúc trong phƣơng pháp GH đƣợc thể hiện ở bảng 3:
Chú ý: chƣơng trình Eview sử dụng để thu đƣợc những số liệu thống kê thử ngiệm Zt .Đặc biệt, trật tự đƣợc thiết lập là 0.2 và độ dài độ trễ tối đa đƣợc thiết lập lên đến 6. Giá trị tới hạn cho thử nghiệm GH đối với mô hình C là − 5.31,− 5.56 và − 6.05, đối với