1. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU:
1.5 KẾT LUẬN:
1.5.1 Kết luận rút ra từ ài nghiên cứu
Giai đoạn hậu cải cách của Trung Quốc giai đoạn từ 1982 đến 2010 đã tạo ra những biến đổi lớn trong nền kinh tế của Trung Quốc. Bài viết này nghiên cứu các yếu tố quyết định đến tỷ giá thực hiệu lực cân bằng dài hạn của Trung Quốc và kiểm tra các sai lệch tƣơng ứng trong giai đoạn hậu cải cách 1982-2010. Bài nghiên cứu đã đóng góp cả về mặt lý thuyết và thực nghiệm để làm sáng tỏ vấn đề đƣa ra.
Đầu tiên, các nhà nghiên cứu đã mở rộng mô hình NATREX ban đầu theo nhiều góc nhìn khác nhau và áp dụng nó đầu tiên cho Trung Quốc. Họ đã giới thiệu và kết hợp một số lƣợng lớn các yếu tố kinh tế cơ bản mang đặc trƣng riêng của nền kinh tế Trung Quốc trong phạm vi NATREX mở rộng.
Thứ hai, để nắm bắt đƣợc tác động của các sự kiện kinh tế và chính trị dựa trên những biến động của tỷ giá thực hiệu lực cân bằng trong những thập kỷ gần đây, các ông sử dụng kiểm định đồng tích hợp để giải thích cho hai phá vỡ cấu trúc nội sinh. Những sự biến đổi diễn ra sauhaisự phá vỡ cấu trúc nội sinh đã góp phần vào việc giải thích những biến động của REER, đặc biệt các nghiên cứu trƣớc đây chƣa hề đề cập đến những điểm phá vỡ này, đồng thời, qua những biến đổi ấy đã cho thấy đƣợc tác động của những chính sách diễn ra nhƣ thế nào đối với nền kinh tế.
Thứ ba, một tập hợp dữ liệu hàng quý trong giai đoạn hậu cải cách đƣợc sử dụng cho các yếu tố kinh tế cơ bản của Trung Quốc.
Thứ tƣ, các nhà nghiên cứu đã xây dựng một loạt tỷ giá thực hiệu lực cho Trung Quốc theo phƣơng pháp của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF), nhƣng có sự thay đổi bằng cách sử dụng khối lƣợng mậu dịch (giữa Trung Quốc và 14 đối tác thƣơng mại chính) biến đổi theo thời gian (trung bình 3 năm).
Các kết quả thực nghiệm chính trong nghiên cứu của các nhà nghiên cứu tóm tắt nhƣ sau:
Họ đã tìm thấy một quan hệ đồng tích hợp quan trọng, do đó nó đã chứng minh cho các mô hình giả định NATREX. Trong quan hệ đồng tích hợp này, các nhà nghiên cứu tìm thấyhaisự phá vỡ cấu trúc một vào năm 1988, khi cải cách kinh tế đƣợc tiến hành và một vào năm 1992, khi dòng vốn FDI chảy vào đã đƣợc kích thích bởi chuyến công du về phía Nam của Đặng Tiểu Bình.
Các yếu tố cơ bản có ảnh hƣởng đáng kể đến NATREX là tỷ lệ mậu dịch hiệu quả (ET), các yếu tố nhân khẩu học (tỷ số phụ thuộc tƣơng đối của trẻ em) (REDPY), sự hạn chế thanh khoản (LIQC) và đầu tƣ của chính phủ (GI).
Đồng nhân tệ đƣợc định giá cao cho đến giữa những năm 1980. Từ năm 1986, nhân dân tệ đã đƣợc định giá thấp so với rổ gồm 14 loại tiền tệ trong nhiều năm. Nó bị định giá rất thấp trong thời gian 1986-1987 và 1993-1994, nhƣng đƣợc định giá cao sau cuộc khủng hoảng tài chính châu Á (1997-2003). Trong giai đoạn gần đây 2004-2010, đồng nhân tệ bị đánh giá thấp một cách liên tục so với rổ của 14 loại tiền tệ. Tuy nhiên, tỷ lệ sai lệch nhỏ hơn nhiều so với những báo cáo của các nghiên cứu trƣớc đây, và các nhà nghiên cứu đã quan sát thấy một sự suy giảm mạnh tỷ lệ định giá thấp trong năm 2008.
Quan trọng nhất, các ông thấy sự định giá thấp tăng lên 5,7% trong năm 2009 và sau đó tăng mạnh lên 15,1% trong năm 2010. Tuy nhiên, mức độ đánh giá thấp nhƣ vậy vẫn còn thấp hơn so với những đề xuất trong các nghiên cứu khác. Những đề xuất quan trọng từ kết quả của bài nghiên cứu hƣớng tới một chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn.
1.5.2 Các kiến nghị chính sách:
Từ năm 2005, ngân hàng trung ƣơng Trung Quốc chỉ thị một chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn bằng cách chuyển neo của nó sang rổ tiền tệ khác. Tuy nhiên, trong tháng 7 năm 2008 và tháng 6 năm 2010, tỷ giá đồng nhân dân tệ trở về neo theo so với đồng USD
để tạo sự ổn định đồng nhân dân tệ trong bối cảnh khủng hoảng tài chính toàn cầu. Trong thời gian này, các nhà nghiên cứu nhận thấy rằng khi đồng USD di chuyển cùng hƣớng và tại đó REER di chuyển tới giá trị NATREX, tỷ lệ chênh lệch đƣợc giảm nhƣ năm 2008; khi USD di chuyển theo hƣớng ngƣợc lại, chênh lệch tăng lên nhƣ trong thời gian 2009-2010. Điều này cho thấy rằng giá trị của REER bị ảnh hƣởng mạnh bởi tỷ giá hối đoái song phƣơng của CNY so với đồng USD theo một neo riêng lẻ.
Ngay cả trong thời gian 2005-2007, khi đồng nhân dân tệ đƣợc neo so với rổ tiền tệ, sự điều chỉnh của REER tới giá trị NATREX của nó tƣơng đối chậm (nhƣ thể hiện trong Bảng 7). Điều này làm tăng mối quan tâm về khối lƣợng thực tế rằng chính phủ Trung Quốc cột chặt đồng USD vào rổ tiền tệ kể từ khi USD thực sự mất giá so với các đối tác thƣơng mại chính của Trung Quốc trong giai đoạn 2005-2007, và do đó sự điều chỉnh của REER hƣớng về NATREX có thể đã bị cản trở nếu tỷ trọng USD trong giỏ tiền tệ quá cao. Mặc dù các ngân hàng trung ƣơng không tiết lộ điều đó nhƣng các nghiên cứu (ví dụ nhƣ Eichengreen, 2006; Frankel & Wei, 2007) cho thấy rằng các tỷ trọng ẩn của USD trong giỏ là khá cao: trên 90%.
Nếu thị trƣờng thƣơng mại của Trung Quốc với châu Âu và các nƣớc châu Á khác đã gia tăng trong khi đó với Hoa Kỳ lại giảm trong những năm gần đây (nhƣ trình bày trong Bảng 1), sự linh hoạt hơn tỷ giá hối đoái trong hệ thống tỷ giá hối đoái đòi hỏi tăng dần khối lƣợng gắn liền với các đồng tiền khác, cũng nhƣ mở rộng đai thả nổi các đồng tiền khác trong giỏ (ví dụ nhƣ Euro, Hàn Quốc Won, vv ...).
2 MỞ RỘNG MÔ HÌNH TẠI VIỆT NAM: 2.1 GIỚI THIỆU MÔ HÌNH VÀ CÁC BIẾN:
Chúng tôi sử dụng mô hình NATREX mở rộng đã từng đƣợc áp dụng cho Trung Quốc (Kefei You, Nicholas SARANTIS) vào Việt Nam để đánh giá xem trong suốt giai đoạn nghiên cứu, tỷ giá thực hiệu lực của Việt Nam kể từ những năm 1997.Đồng thời tìm hiểu xem có sự phá vỡ cấu trúc trong mô hình hay không và đồng tiền Việt Nam giai đoạn này bị đánh giá cao hay thấp.
Mô hình NATREX đƣợc ƣớc lƣơng theo phƣơng trình sau:
REER*= REER*(ET, LIQC, RDEPY, RDEPO, GI, ER’, , RY, RYGR). 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 tƣơng đối của trẻ em
RDEPO (Relative dependency ratio of the old): Tỷ lệ phụ thuộc tƣơng đối của ngƣời già
GI (Government investment) : Đầu tƣ chính phủ
ER’ (Effective foreign interest rate): lãi suất nƣớc ngoài hiệu quả.
(Tax Rate): Lãi suất nƣớc ngoài hiệu quả.
RYGR(relative real GDP growth rate):Tốc độ tăng trƣởng GDP thực tƣơng đối
RY(Relative PPP adjusted real GDP per capita): PPP tƣơng đối đƣợc hiệu chỉnh bởi GDP thực trên đầu ngƣời.
Mẫu thời gian quan sát là từ 1997- 2011
2.2 QUY TRÌNH THỰC HIỆN:
Các bƣớc thực hiện nhƣ sau: - Thu thập dữ liệu và xử lí số liệu
- Chạy mô hình
- Phân tích và kết luận.
2.2.1 Thu thập số liệu:
- Thu thập thị phần nhập khẩu hàng hóa(hàng sản xuất) trên tổng hàng hóa mậu dịch của hàng hóa tại Việt Nam; thị phần xuất khẩu hàng hóa trên tổng hàng hóa mậu dịch tại Việt Nam, khối lƣợng hàng xuất khẩu của các đối tác thƣơng mại vào Việt Nam. Tất cả các dữ liệu này đƣợc thu thập từ IMF.Tất cả các chỉ số này đƣợc dùng để tính chỉ số Wij
- Để thu đƣợc chỉ số ET, nhóm lần lƣợt thu thập chỉ số giá xuất khẩu và chỉ số giá nhập khẩu của Việt Nam và bảy đối tác thƣơng mại lớn. Các chỉ số này đƣợc thu thập từ IFS.
- Thu thập lãi suất dài hạn của bảy đối tác giao dịch chính của Việt Nam, thông qua tỷ suất sinh lợi trái phiếu dài hạn của chính phủ và tỷ lệ lạm phát tại các nƣớc. Các số liệu này đƣợc thu thập từ IFS.
- Tỷ lệ phụ thuộc của trẻ em (RDEPY) và ngƣời già (RDEPO) hàng năm đƣợc lấy từ WDI.
- Các số liệu tốc độ tăng trƣởng GDP thực tƣơng đối (RYGR), GDP thực trên đầu ngƣời hiệu chỉnh, PPP (RY) đều đƣợc lấy từ WDI.
- Đầu tƣ chính phủ đƣợc thu thập từ ADB bank.
Các chỉ số này đƣợc tính toán tƣơng tự nhƣ của Trung Quốc. Tuy nhiên nhóm không thực hiện hối quy số liệu năm ra quý để hạn chế sai số trong quá trình chạy mô hình. Đồng thời số quan sát cũng khá ít, mẫu thời gian chỉ trong vòng 15 năm. Do hạn chế về mặt thống kê dữ liệu nên nhóm thực hiện thay thế biến TFP thành RYGR và RY nhƣ hƣớng dẫn của các tác giả. Các số liệuđều đƣợc làm trơn bằng cách dùng loga tự nhiên, ngoại trừ Er’, RYGR vì nó là tốc độ gia tăng.
2.2.2 Thống kê ữ liệu thu thập nhƣ sau: Bảng : T ng hợp các chỉ số trong REER*
REER LIQC Tax GI Er' RDEPO RDEPY RY RYGR
1997 -0,49539 2,988146 2,873974 11,59331 2,649962 -10,8857 3,361532 -24458 4,501146 1998 -0,49038 3,001906 2,804205 11,67107 3,367575 -11,0761 3,276319 -25442,5 3,034046 1999 -0,50799 3,338846 2,815988 11,78426 3,916235 -11,1461 3,199254 -26366,8 1,106274 2000 -0,53728 3,562723 2,890381 11,92625 2,210799 -11,2341 3,108965 -27759,5 2,76846 2001 -0,5342 3,67098 2,947081 12,04647 2,624361 -11,2953 3,007178 -28469,5 5,329961 2002 -0,53455 3,764405 2,986371 12,2068 2,437338 -11,4549 2,910622 -29028,5 5,122825 2003 -0,57079 3,878928 3,037699 12,38525 2,078408 -11,9548 2,819617 -29599,8 4,874278 2004 -0,57089 4,072822 3,079612 12,58083 0,896948 -12,4143 2,721168 -30850,5 4,333194 2005 -0,56731 4,187464 3,128769 12,74588 1,705594 -12,6292 2,602499 -32142,7 5,378706 2006 -0,57344 4,265719 3,188723 12,91093 2,087144 -12,779 2,473216 -33399,6 4,640278 2007 -0,57275 4,536422 3,156333 13,18457 1,236951 -13,1519 2,335847 -34397,5 4,934712 2008 -0,5614 4,501849 3,196429 13,33219 2,216293 -13,6983 2,212634 -34110,3 5,37529 2009 -0,59413 4,724863 3,113685 13,47137 2,33427 -14,0586 2,081086 -32330,9 7,633556 2010 -0,59733 4,828068 3,190269 13,62952 0,752097 -14,582 1,970015 -33239 2,287118 2011 -0,59571 4,715211 3,140795 13,68529 1,217672 -15,2416 1,893743 -33693,7 3,345981 2.2.3 Chạy mô hình:
Bƣớc 1: Kiểm định tính dừng các biến bằng phƣơng pháp kiểm định nghiệm đơn vị Ng- Perron (ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%).
Nhóm không thể thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị Lee and Strazicich để tìm kiếm thời điểm có sự phá vỡ cấu trúc.
Bƣớc 2: Tiến hành ƣớc lƣợng phƣơng trình đồng tích hợp đối với các biến quan trọng. Lần lƣợt đƣa các biến vào trong phƣơng trình. Để xem xét mức ý nghĩa các biến, duy trì các biến quan trọng và loại bỏ các biến không có ý nghĩa.
Bƣớc 3: Thực hiện đồng tích hợp các biến có chuỗi không dừng nhƣ đã thực hiện ở bƣớc 1 bằng phƣơng pháp GH để kiểm đỉnh xem có mối quan hệ
Theo nhƣ nghiên cứu của tác giả thực hiện lần lƣợt hai kiểm định nghiệm GH phát hiện một điểm phá vỡ và Hatemi-J phát hiện hai điểm phá vỡ. Tuy nhiên hạn chế về mặt mô hình, kĩ thuật Eview, nhóm chỉ có thể tiến hành kiểm định GH. Để kiểm tra lại kết quả quả đồng liên kết, nhóm thực hiện kiểm định đồng tích hợp Johansen.
2.2.4 Kết quả chạy mô hình:
2.2.4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị các biến:
Số liệu theo năm nên nhóm lấy độ trễ là 3 để phù hợp với sốliệu mẫu. Ta có kết quả vế tính dừng của các biến nhƣ sau:
KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ
Variables Ng- Perron (2001) unit root test
Level 1st differrent 2nd different
MZa stats MZa stats MZa stats
RDEPO -83,8362 [3]*** RDEPY -16,7241 [1]* ER -6,75741 [0] -24,1078 [1]*** GI -7,95415 [3] -32,5961 [1]*** LIQC -6,31588 [0] REER -6,2424 [0] -22,2395 [1]** RY -5,82205 [1] -5,59472 [1]*** RYGR -6,6845 [0] TAX -17,6682 [2] ** ET -56,7686 [2] ***
Từ bảng trên cho thấy các biến dừng là RDPO, ET, TAX, RDEPY và các biến còn lại đều không dừng (6 trong số 10 biến). Do đó, nhóm tiến hành thực hiện tổng hợp tất cả các yếu tố trong một phƣơng trình tích hợp, ngoai trừ các biến có chuỗi đã dừng nhƣ đã nói ở trên. Nhóm không thực hiện đƣa lần lƣợt từng biến vào mô hình. Thay vào đó, nhóm thực hiện đƣa cùng một lúc tất cả các biến vào mô hình, xem xét ý nghĩa của từng biến, đồng thời loại bỏ các biến không có ý nghĩa quan trọng trong mô hình. Tất cả đều xem xét ở mức ý nghĩa 10%. Tiến trình nhƣ sau:
a. Hồi quy tất cả các biến vào một phƣơng trình:
Dependent Variable: REER
Method: Least Squares (1)
Date: 03/18/13 Time: 22:16 Sample: 1997 2011
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.595281 0.165750 -3.591447 0.0058
GI 0.023721 0.020571 1.153119 0.2786
LIQC -0.087134 0.030391 -2.867064 0.0186
RY -2.53E-06 2.96E-06 -0.857653 0.4133
RYGR -0.000697 0.001915 -0.363833 0.7244
R-squared 0.944123 Mean dependent var -0.553570 Adjusted R-squared 0.913081 S.D. dependent var 0.035257 S.E. of regression 0.010395 Akaike info criterion -6.005887 Sum squared resid 0.000972 Schwarz criterion -5.722667 Log likelihood 51.04416 Hannan-Quinn criter. -6.008904 F-statistic 30.41376 Durbin-Watson stat 2.347909 Prob(F-statistic) 0.000022
Kết quả cho thấy phƣơng trình hồi quy vẫn phù hợp. Tuy nhiên giá trị P-value của từng biến khá lớn, và không có ý nghĩa ở mức 10%. Loại dần biến RYGR ra khỏi phƣơng trình, ta có kết quả:
Dependent Variable: REER (2)
Method: Least Squares Date: 03/18/13 Time: 22:19 Sample: 1997 2011
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.603483 0.156924 -3.845694 0.0032
ER 0.007959 0.004551 1.749093 0.1108
GI 0.025043 0.019350 1.294222 0.2247
LIQC -0.088952 0.028648 -3.104960 0.0112
RY -2.42E-06 2.81E-06 -0.860491 0.4097
R-squared 0.943301 Mean dependent var -0.553570 Adjusted R-squared 0.920622 S.D. dependent var 0.035257 S.E. of regression 0.009933 Akaike info criterion -6.124620 Sum squared resid 0.000987 Schwarz criterion -5.888603 Log likelihood 50.93465 Hannan-Quinn criter. -6.127134 F-statistic 41.59281 Durbin-Watson stat 2.419309 Prob(F-statistic) 0.000003
Tiếp tục loại RY ra khỏi phƣơng trình thứ hai, ta đƣợc kết quả hồi quy nhƣ sau:
Dependent Variable: REER
Method: Least Squares (3)
Date: 03/18/13 Time: 22:21 Sample: 1997 2011
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.572651 0.150966 -3.793252 0.0030
ER 0.007644 0.004482 1.705461 0.1161 GI 0.024293 0.019101 1.271815 0.2297 LIQC -0.075808 0.023949 -3.165418 0.0090 R-squared 0.939103 Mean dependent var -0.553570 Adjusted R-squared 0.922495 S.D. dependent var 0.035257 S.E. of regression 0.009816 Akaike info criterion -6.186521 Sum squared resid 0.001060 Schwarz criterion -5.997708 Log likelihood 50.39891 Hannan-Quinn criter. -6.188533 F-statistic 56.54448 Durbin-Watson stat 2.335985 Prob(F-statistic) 0.000001
Nhìn vào kết quả ƣớc lƣợng, ta thấybiến độc lập GI có giá trị P-value có giá trị khá lớn với mức ý nghĩa 10%. Do đó, tiếp tục loại biến GI ra khỏi phƣơng trình (3):
Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/18/13 Time: 22:22 Sample: 1997 2011
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.385319 0.033928 -11.35682 0.0000
ER 0.008337 0.004562 1.827473 0.0926
LIQC -0.046442 0.006518 -7.124724 0.0000
R-squared 0.930149 Mean dependent var -0.553570 Adjusted R-squared 0.918507 S.D. dependent var 0.035257 S.E. of regression 0.010065 Akaike info criterion -6.182664 Sum squared resid 0.001216 Schwarz criterion -6.041054 Log likelihood 49.36998 Hannan-Quinn criter. -6.184173 F-statistic 79.89654 Durbin-Watson stat 2.074816 Prob(F-statistic) 0.000000
Nhìn kết quả hồi quy trên ta thấy các biến đều có ý nghĩa. Do đó, nhóm sẽ giữ lại hai biến quan trọng trong phƣơng trình đồng tích hợp cuối cùng là Er’ và LIQC.
Bƣớc tiếp theo là tìm kiếm sự phá vỡ cấu trúc với các biến có ý nghĩa trong phƣơng trình trên.
Kết quả thực hiện đồng tích hợp bằng GH cointegration test:
Qua bảng thống kê kết quả Kiểm định GH test nhƣ trên, so sánh giá trị Zt với các giá trị tới hạn của mô hình C lần lƣợt ở các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% nhƣ là -5,31; -
5,56;-6,05. Ta có |-5,8786|>5,56. Do đó giả thuyết Ho bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%. Tƣơng tự, giá trị tới hạn GH test cho mô hình C/T là -5,59; -5,83; -6,36, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5%. Nhƣ vậy có đồng tích hợp giữa các biến. Điều đáng chú ý là ở cả hai mô hình thời điểm phá vỡ cấu trúc đếu là năm 2005. Do đó phần sau, nhóm sẽ phân