Tiểu luận môn tài chính quốc tế ƯỚC LƯỢNG TỶ GIÁ CÂN BẰNG ĐỒNG NHÂN DÂN TỆ RMB

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM
VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC
Bộ môn Tài chính quốc tế




Bài dịch:

ƯỚC LƯỢNG TỶ GIÁ CÂN BẰNG
ĐỒNG NHÂN DÂN TỆ RMB

Tác giả: Wang Yajie, Hui Xiaofeng, Abdol S.Soofi



Nhóm 3 – Lớp TC05 – CH23
1. Phạm Ngọc Hải
2. Lê Tiến Được
3. Ngô Hồng Hải
4. Trần Khoa
5. Nguyễn Thị Nhung


TP.Hồ Chí Minh, tháng 10 năm 2014
1

ƯỚC LƯỢNG TỶ GIÁ CÂN BẰNG CỦA ĐỒNG NHÂN DÂN TỆ (RMB)
Wang Yajie, Hui Xiaofeng, Abdol S.Soofi


2

Tóm tắt
Người ta cho rằng các biện pháp can thiệp vào thị trường tiền tệ của Trung Quốc là
nguyên nhân gây ra sự mất cân bằng thương mại lớn theo hướng có lợi cho Trung Quốc.
Tuy nhiên tính chính xác của nhận định này không thể được xác định chắc chắn nếu
không có một sự ước lượng chính xác về giá trị cân bằng dài hạn của đồng nhân dân tệ.
Mục đích của bài nghiên cứu này là đặt ra các cuộc thảo luận về mức độ sai lệch của
đồng nhân dân tệ trong một khuôn khổ đơn giản bằng cách ước lượng tỷ giá hữu hiệu
thực cân bằng trong dài hạn của thị trường tiền tệ. Dựa trên việc ước lượng tỷ giá BEER
và sử dụng kỹ thuật đồng liên kết của Johansen. Chúng tôi kết luận rằng đồng nhân dân tệ
dao động xung quanh mức cân bằng dài hạn của nó trong một biên độ hẹp. Điều này ám
chỉ rằng đồng tiền vẫn chưa bị đánh giá thấp một cách liên tục. Chúng tôi xác định cung
tiền, dự trữ ngoại hối của ngân hàng trung ương Trung Quốc, và một sự đo lường về năng
suất của Trung Quốc như một biến giải thích quan trọng để xác định giá trị cân bằng dài
hạn của đồng Nhân dân tệ. Các kết quả thực nghiệm của bài nghiên cứu này chỉ ra rằng
chính sách tỷ giá hối đoái của Trung Quốc có thể đóng một vai trò không đáng kể trong
thăng dư thương mại của nó.

1. Giới thiệu
Gần đây, chính sách tỷ giá của Trung Quốc nổi lên như một vấn đề tranh cãi lớn trong
quan hệ đối ngoại (PR) của Trung Quốc và Mỹ. Cuộc tranh cãi bắt nguồn từ việc neo tỷ
giá RMB và USD. Kể từ sự mất giá lớn của RMB năm 1994, tỷ giá hối đoái với đồng
USD vẫn ít nhiều không thay đổi cho tới giữa tháng 7 năm 2005, và giao động trong biên
độ rất hẹp quanh RMB8.11 = USD1 từ đó về sau.

Trong cả giai đoạn giữa 1994 tới thời điểm bài viết này, nước Mỹ đã trải qua sự thâm hụt
thượng mại rất lớn với Trung Quốc. Sự kết hợp của việc neo giá RMB với USD và việc
thâm hụt thương mại của Mỹ với Trung Quốc đã tạo ra cuộc tranh cãi trong mỗi quan hệ
thương mại Mỹ Trung, một số tổ chức có ảnh hưởng của Mỹ lập luận rằng Trung Quốc
đã cố tình định giá thấp đồng tiền của họ đối với đồng USD bằng cách can thiệp vào thị
trường tiền tệ. Mặc dù độ lớn của việc định giá thấp không thể biết một các chính xác,
các ước lượng về việc định giá dưới giá trị thay đổi từ trên 0% đến 60%.
Mặc dù không biết chắc chắn đồng RMB có bị đánh giá thấp hay không và mức độ của
việc định giá đó là bao nhiêu, những người chỉ trích chính sách tỷ giá hối đoái của Trung
Quốc cho rằng việc neo giá của đồng RMB với đồng USD đã gây nên sự mất cân bằng
thương mại lớn theo hướng có lợi cho Trung Quốc (trên 202 triệu USD trong năm 2005).
Mặc khác Trung Quốc trả lời rằng giá USD hiện tại theo đồng RMB là phản ánh sự khác
biệt trong năng suất của Mỹ và Trung Quốc, và tỷ giá danh nghĩa hiện hành của RMB-
3

USD có một tác động rất nhỏ (hoặc không tác động) đến cán cân thương mại hiện hành
của hai nước. Hơn nữa, dựa theo lý thuyết kinh tế, việc định giá cao đồng nhân dân tệ ít
nhất sẽ có hiệu quả tích cức tạm thời đến cán cân thương mại của Mỹ với Trung Quốc
(Higgins&Humpage, 2005).
Rõ ràng, giá trị của các lập luận tương ứng xoay quanh định nghĩa về trạng thái cân bằng
RMB-USD. Khi không biết được các ước lượng dài hạn về tỷ giá RMB – USD cân bằng
là bao nhiêu, việc xác định liệu RMB được định giá dưới hay trên giá trị khá khó khăn.
Để đặt ra một cuộc tranh luận theo hướng dễ xử lý hơn, trong bài nghiên cứu này, chúng
tôi tập trung ước lượng tỷ giá hối đoái RMB-USD cân bằng trong dài hạn. Hơn thế nữa,
chúng tôi sẽ thỏa luận hàm ý các chính sách của kết quả thực nghiệm.
Đặc biệt chúng tôi sử dụng tỷ giá cân bằng hành vi BEER để tiếp cận, trong việc ước
lượng tỷ giá cân bằng đồng Nhân dân tệ với dữ liệu hàng năm cho giai đoạn 1980-2004.
Chúng tôi ước lượng tỷ giá BEER dựa trên phương pháp đồng liên kết Johansen
maximum-likelihood, xác định mô hình hiệu chỉnh sai số và lọc dữ liệu bởi bộ lọc
Hodrick-Prescott (bộ lọc H-P) để loại bỏ tính nhất thời và ngẫu nhiên ảnh hưởng đến việc

ước lượng dữ liệu BEER.
Bài viết này được tổ chức như sau. Trong phần 2, chúng tôi đưa ra một thông kê ngắn về
các chính sách tỷ giá hối đoái của Trung Quốc trong 20 năm qua. Trong phần 3 chúng tôi
xem xét lại các tài liệu mở rộng của các nghiên cứu liên quan đến ước lượng đồng Nhân
dân tệ. Phần 4 liên quan các lý thuyết về tỷ giá hối đoái cân bằng. Trong phần 5 chúng tôi
thảo luận việc chọn các biến để đưa vào mô hình tỷ giá hối đoái cân bằng dài hạn. Phần 6
sẽ xử lý chuỗi dữ liệu thời gian với kiểm định nghiệm đơn vị, đồng liên kết, các sai số
trong mô hình và đưa ra kết quả thực nghiệm. Phần 7 chúng tôi thảo luận hàm ý chính
sách của kết quả thực nghiệm. Phần 8 chúng tôi trình bày một bản tóm tắt và nhận xét
một số kết luận.

2. Chính sách tỷ giá hối đoái của Trung Quốc gần đây
Trước năm 1978, chính sách tỷ giá hối đoái của Trung Quốc được xác định dựa vào mục
tiêu chiến lược của quốc gia, nó được hình thành trong bối cảnh căng thẳng, hoàn cảnh
khắc nhiệt của cuộc chiến tranh lạnh với tư cách là một nước XHCN mới phải đối mặt.
Bắt đầu các cuộc cải cách kinh tế của Trung Quốc, các chức năng của thị trường ngày
càng được đánh giá cao bởi các nhà hoạch định chính sách, và từ năm 1981, một hệ thống
tỷ giá hối đoái kép xuất hiện, tỷ giá cố định chính thức được bổ sung với tỷ giá thả nổi
trong các trung tâm trao đổi tiền tệ.
Năm 1988, các trung tâm trao đổi được thành lập để tập trung các giao dịch của các nhà
xuất khẩu, nhập khẩu và các đối tượng kinh doanh tiền tệ khác. Trước khi thành lập các
4

trung tâm trao đổi, những nhà giao dịch trao đổi tiền tệ trong các thị trường riêng lẻ. Vào
đầu thập niên 1990, tỷ giá thị trường hoán đổi mất giá mạnh, và tỷ giá chính thức trở nên
tăng giá quá cao. Năm 1994, tỷ giá chính thức bị phá giá theo tỷ giá được xác định bởi thị
trường hoán đổi, từ 5.8RMB/USD thành 8.7RMB/USD, và chế độ tỷ giá hối đoái được
xác định một cách hính thức như một hệ thống thả nổi có quản lý. Tỷ giá mới này vẫn
còn ít nhiều ổn định cho đến ngày 21/07/2015, khi mà Trung Quốc thay đổi giá trị của
RMB 2.1% thành RMB8.11 = USD1, và thông báo rằng tỷ giá sẽ chuyển từ neo USD

(dollar-peg) thành neo một hính sách neo tỷ giá theo một “giỏ” gồm các đồng ngoại tệ có
trọng số khác nhau (basket-peg), và cho phép thả nổi tiền tệ linh hoạt hơn.

3. Các nghiên cứu trước đây
Đã có rất nhiều các nghiên cứu về việc ước lượng tỷ giá hối đoái cân bằng RMB và trong
phần tiếp theo, chúng tôi sẽ trình bày kết quả của một số bài nghiên cứu.
Các nghiên cứu về cân bằng dài hạn của RMB có thể được chia thành 2 loại. Đầu tiên,
các nghiên cứu được dựa trên lý thuyết ngang giá sức mua (PPP). Thứ 2, các nghiên cứu
ước lượng tỷ giá cân bằng RMB sử dụng mô hình kinh tế lượng dựa trên các biến số kinh
tế quan trọng. Các mô hình này chạy bằng một loạt các biến như: Tỷ giá cân bằng hành vi
(BEER), tỷ giá cân bằng cơ sở (FEER), tỷ giá cân bằng thường xuyên (PEER), và tỷ giá
thực cân bằng (ERER).
Các nghiên cứu sự dụng phương pháp PPP để ước lượng tỷ giá RMB cân bằng bao gồm:
Yu Qiao (2000), Yang and Dou (2004). Cả 2 nghiên cứu này chỉ ra rằng RMB không bị
định giá dưới giá trị. Funke and Rahn (2005), Coudert and Couharde (2005) sử dụng cả 2
cách tiếp cận PPP và kinh tế lượng trong việc ước lượng sai lệch của đồng RMB. Funke
and Rahn thấy rằng không có ý nghĩa trong việc đánh giá thấp giá trị của đồng tiền, trong
khi Coudert and Couharde (2005) tìm ra sự sai lệch của RMB từ 43% đến 50% đối với
USD. Goh and Kim (2005) kiểm đính sự sai lệch của RMB bằng cách sử dụng các vấn đề
cốt lõi của kinh tế và phương pháp đồng liên kết và không thể tìm thấy bất cứ bằng chứng
nào việc định giá dưới giá trị của RMB.

4. Tỷ giá hối đoái cân bằng
Qua phân tích, cần có sự mô tả rõ ràng bằng nhiều phương pháp khác nhau của sự ước
lượng tỷ lệ hối đoái cân bằng.
Chúng ta bắt đầu với việc thảo luận về tỷ giá hối đoái cân bằng cơ sở FEER. FEER là
định nghĩa cho tỷ giá hối đoái thực cũng như phương pháp để ước lượng nó. FEER đề
cập tới tỷ giá hối đoái cân bằng dài hạn, bao gồm cân bằng nền kinh tế vĩ mô bên trong
và bên ngoài (Willamson, 1994). Nó quy định cụ thể tỷ giá cân bằng như một hàm số của
5

những biến số cơ bản của nền kinh tế, không kể đến biến động kinh tế trong ngắn hạn; và
tập trung toàn bộ vào những điều kiện kinh tế trung – dài hạn. Nhược điểm nằm ở những
khó khăn của sự đo lường những tham số như tài khoản thanh toán, tài khoản vốn cũng
như vốn nội địa và thị trường lao động. Theo đó, kết quả ước lượng trong phương pháp
này trở nên nhạy cảm với các tham số của mô hình.
Tỷ giá hối đoái cân bằng hành vi BEER, không ước lượng tỷ giá hối đoái cân bằng thực
mỗi chu kỳ, nhưng nó nỗ lực để ước lượng sự lai lệch giữa tỷ giá hối đoái ước lượng
bằng phương pháp FEER và tỷ giá hối đoái thực (Clark & MacDonald 1999).

4.1 Tỷ giá hối đoái cân bằng theo hành vi của RMB:
Trong bài nghiên cứu này, phương pháp BEER sử dụng mô hình giảm lược các yếu tố cơ
bản để xác định tỷ giá hối đoái cân bằng. Mô hình đơn giản gồm: tỷ giá hối đoái hiệu quả
thực của RMB (REER), điều kiện thương mại (tot), mối quan hệ về giá của hàng hóa
thương mại với hàng hóa phi thương mại (tnt), dự trữ ngoại hối (res), và sự thay đổi cung
tiền (mon). Chúng ta có thể xây dựng công thức mẫu của tỷ giá hối đoái cân bằng theo
hành vi của RMB như sau:
q

= α + β1res + β2mon + β3tot + β4tnt + μ (1)
Trong đó: q*: tỷ giá hối đoái cân bằng thực
μ: sai số
Biểu thị tỷ giá hối đoại thực tế là q
t
, mối quan hệ như sau:
∆qt = θ(q

t− qt ) + ε
t
(2)

ε
t
: nhiễu ngẫu nhiên.
θ: hệ số điều chỉnh
Những thay đổi ngắn hạn có thể ảnh hưởng tới tỷ giá hối đoái thực.

Kết hợp (1)
với (2), ta có:

qt = θα + (1 − θ)qt−1 + θβ1res + θβ2mon + θβ3tot + θβ4tnt + θμ (3)
Một cách rút gọn, chúng ta quy định công thức (3) như sau:
BEER = f (mon, res, tot, tnt) (4)

5. Cách lựa chọn biến
Chúng tôi lựa chọn các biến để đưa vào nghiên cứu này dựa trên việc những biến này tác
động tới tỷ giá hối đoái cân bằng trong dài hạn hay ngắn hạn. Những biến dài hạn ảnh
hưởng tới giá trị tiền tệ, bao gồm điều kiện thương mại, tỷ lệ tăng trưởng GDP, những
tiến bộ công nghệ, mức giá, lãi suất, và dòng vốn ròng. Kể từ khi Trung Quốc có kiểm
soát vốn, khả năng xảy ra biến động lớn về dự trự ngoại hối trong ngắn hạn là rất thấp.
6

Do đó, chúng tôi xem xét dòng vốn ròng như một biến dài hạn đang tác động tới tỷ giá
hối đoái.
Những biến ngắn hạn chỉ ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái tạm thời, và nó không tác động
đến tỷ giá hối đoái dài hạn. Những biến ngắn hạn điển hình bao gồm những công cụ của
chính sách tài chính và tiền tệ. Chúng ta đang xây dựng dựa trên những biến ngắn hạn và
dài hạn.
(i) Điều kiện thương mại: được xác định bằng tỷ lệ của chỉ số giá xuất khẩu và chỉ số giá
nhập khẩu. Trong bài, biến này được thể hiện dưới hình thức nhật ký (tot).
(ii) Mối quan hệ về giá giữa hàng thương mại và hàng hóa phi thương mại: biến này cũng có

thể được gọi là tỷ lệ giá nội bộ dựa trên mô hình của Balassa-Samuelson. Hiệu ứng này
dựa trên sự khác nhau về năng suất của hàng hóa phi thương mại và hàng hóa thương mại
trong một quốc gia. Sự gia tăng tổng năng suất trong lĩnh vực thương mại kết hợp với
việc dịch chuyển lao động giữa các ngành làm gia tăng tiền lương trong cả hai khu vực
(thương mại và phi thương mại). Mặc dù giá cả trong khu vực thương mại khá ổn định
(bởi vì cả tiền lương và năng suất lao động trong lĩnh vực này đã gia tăng tương ứng), thì
trong lĩnh vực phi thương mại tiền lương ngày càng tăng, nhưng không có sự gia tăng nào
cho mức năng suất cao hơn, từ đó làm tăng giá trong lĩnh vực phi thương mại. Kết quả là,
tỷ giá nội bộ cũng tăng lên. Nếu tỷ giá nội bộ của một quốc gia giảm, thì tỷ giá hối đoái
hiệu quả thực tế của quốc gia đó sẽ bị định giá thấp. Ngược lại, nếu tỷ giá nội bộ của một
quốc gia tăng lên, thì tỷ giá hối đoái hiệu quả thực tế trở nên định giá quá cao.
Thông thường, giá hàng hóa phi thương mại được thể hiện theo giá hàng tiêu dùng và giá
hàng hóa thương mại được thể hiện theo giá bán buôn, vì vậy tỷ giá nội bộ được định
nghĩa là tỷ lệ giữa chỉ số giá tiêu dùng nội địa với chỉ số giá bán buôn hoặc chỉ số giá sản
xuất. Có nhiều mặt hàng thương mại được hình thành và là cơ sở để xây dựng nên chỉ số
giá tiêu dùng nội địa. Ở Trung Quốc, bởi sự kiểm soát giá rộng rãi và những hạn chế việc
tự do di chuyển của người lao động giữa những lĩnh vực khác nhau của nền kinh tế, hiệu
ứng Balassa-Samuelson có thể không được áp dụng. Do đó, trong nghiên cứu này, chúng
ta sử dụng sản lượng đầu ra theo đầu người như một phương pháp thay thế của năng suất
ở Trung Quốc. Biến này cũng được thể hiện dưới dạng nhật ký: (tnt)
(iii) Sự khác biệt của lãi suất: Do sự kiểm soát vốn, chúng ta không sử dụng sự khác biệt lãi
suất giữa Trung Quốc và những nước khác trên thế giới trong bài nghiên cứu này.
(iv) Dự trữ hối đoái: biến này đề cập đến tổng số cổ phiếu của tài sản nước ngoài ròng được
tích lũy bởi ngân hàng trung ương Trung Quốc, ngân hàng Trung Quốc. Sự gia tăng tỷ lệ
nắm giữ dự trữ ngoại hối có nghĩa là nhu cầu đối với đồng nội tệ cao, kết quả làm gia
tăng tỷ giá hối đoái thực. Chúng ta biểu thị biến này là (res).
7

(v) Cung ứng tiền: sự gia tăng trong cung tiền là nguyên nhân làm cho tỷ giá hối đoái thực
giảm xuống, và giảm cung tiền buộc tỷ giá hối đoái tăng lên. Trong nghiên cứu này, biến

này được thể hiện lmà (mon). Lưu ý rằng, chúng ta sử dụng sự khác biệt, nhật ký của tất
cả các biến trong mô hình ước lượng, tính toán.

6. Kết quả thực nghiệm
Trong bài nghiên cứu, chúng tôi sử dụng kỹ thuật đồng liên kết Johansen’s ML để ước
lượng mô hình. Trong các phân tích đồng liên kết trước đây, một điều rất cần thiết là việc
kiểm tra sự xuất hiện của nghiệm đơn vị trong chuỗi dữ liệu thời gian để tránh hồi quy vô
nghia. Chúng tôi sử dụng kiểm định ADF để xem xét xem liệu các biến của mô hình (4)
có tính dừng hay không tại mức sai phân bậc I.


6.1. Kiểm định nghiệm đơn vị
Có ba tình huống xảy ra khi thực hiện kiểm định ADF cho tất cả các chuỗi thời gian. Đầu
tiên, đó là quá trình ngẫu nhiên của cả hệ số chặn (c) và xu hướng trend (t). Thứ hai là
quá trình ngẫu nhiễn của chỉ hệ số chặn, no trend. Thứ ba là ngẫu nhiên của trend và no
intercept. Như vậy thì bài nghiên cứu này sẽ chọn theo hình thức nào? Một hướng tiếp
cận thực nghiệm đề nghị thực hiện các quan sát của chuỗi dữ liệu thời gian (Wang,
2003). Nếu biểu đồ chỉ ra rằng các đặc điểm như biến thay đổi theo thời gian (tăng hoặc
giảm) và không có xu hướng dốc rõ ràng, thì chuỗi dữ liệu thời gian nên được thực hiện
theo tình huống thứ 2 như trên. Sauk hi quan sát biểu đồ của các biến trong mô hình,
chúng tôi thực hiện mô hình với intercept và no trend với độ trễ lag(n=1). Do đó, chúng
tôi chọn (c,t,n)=(c,0,1) trong kiểm định ADF. Kết quả của kiểm định chỉ ra rằng biến số
tỷ giá thực, cung tiền, dự trữ ngoại hối, điều kiện thương mại, chỉ số giá cả trong nước
đều có tính dừng tại mức sai phân bậc 1. Hay nói cách khác, các biến này I(1). Kiểm định
bác bỏ giả thiết H0: có 1 nghiệm đơn vị của các biến ở mức sai phân bậc 1 với mức ý
nghĩa 5% (cho biến reer và tnt) và mức ý nghĩa 1% (cho biến res, mon, tot).

8

6.2. Phương pháp Đồng liên kết Jonhansen

Khi mà các biến được xử lý sai phân bậc I(1), tiếp theo chúng tôi kiểm tra xem có mối
quan hệ đồng liên kết hay không. Đầu tiên, xem xét độ nhạy cảm của mô hình VAR liên
quan đến độ trể của các biến, độ trể tối ưu của các biến trong mô hình cần phải được xác
định. Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng Final Prediction Error (FPE), Akaike
Information Criterion (AIC), Schwarz Information (SC), Hannan-Quinn Criterion (HQ).
Dựa vào các thông kê đó, chúng tôi chọn độ trể lag 3 cho mô hình VAR.
Bảng 1 thống kê thông số trace và giá trị tới hạn Eigen trong mô hình VAR. Cột thứ nhất
là giả thiết H0, với r=0, r<=1, r<=2, r<=3 và r<=4 là hạng của ma trận hệ số tương quan
trong mô hình VAR. Hạng này cho thấy số lượng mối quan hệ đồng liên kết có thể có
giữa các biến. Cột thứ hai thể hiện giá trị Eigen, cột thứ 3 thể hiện thống kê trace và cột
thứ tư thống kê giá trị tới hạn Eigenvalue.
Chúng tôi kiểm tra giả thiết r=0 (không có quan hệ đồng liên kết nào), tức ngược lại lựa
chọn r=1,2,3,4 bằng các sử dụng thống kê trace. Theo như thống kê trace và các giá trị
đánh giá trong bảng 1, chúng tôi bác bỏ giả thiết và kết luận rằng có nhiều nhất 4 mối
quan hệ đồng liên kết giữa các biến với mức ý nghĩa 1%. Hơn thế nữa, chúng tôi kiểm
định giả thiết H0: r=0 (không có quan hệ đồng liên kết nào), tức ngược lại với sự lựa
chọn r=1 bằng các sử dụng Max-Eignvalues. Dựa vào tiêu chí đánh giá (39.79), chúng tôi
bác bỏ H0 và kết luận có một mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến với mức ý nghĩa
1%.

Từ bảng 2, chúng tôi đạt được phương trình đồng liên kết sau đây
REER = 0.859256 res + 1.254370 tnt – 1.178786 mon + 0.337051 tot + 5.508505 (5)
9

Bởi vì REER được rút gọn từ hình thức của BEER nên chúng tôi ám chỉ (5) chính là
REER (tỷ giá cân bằng thực). Từ phương trình trên, có thể thấy được rằng tất cả các hệ số
đều có ý nghĩa kinh tế. Phương trình chỉ ra rằng ngoại trừ biến Điều kiện thương mại tot,
các biến còn lại trong mô hình gồm biến Cung tiền, Dự trữ ngoại hối và thu nhập bình
quân đầu người ở Trung Quốc đền có ảnh hưởng mạnh đến tỷ giá cân bằng dài hạn. Ví
dụ, với 1% tăng lên của cung tiền sẽ làm hạ giá đồng tiền đi 1.179%. Hơn thế nữa, kết

quả còn chỉ ra với sư tăng lên 1 % của thu nhập bình quân đầu người sẽ làm tăng giá
đồng tiên RMB 1.25%. Đồng thời, 1% tăng lên của dự trữ ngoại hối cũng làm đồng RMB
đánh giá lại 0.865. Tuy nhiên, sự tác động của điều kiện thương mại không có tác động rõ
ràng tới RMB.

6.3 Mô hình hiệu chỉnh sai số vetor và chẩn đoán học
Vì tỷ giá đồng nhân dân tệ có mối quan hệ đồng liên kết với những biến số kinh tế cơ
bản, cần thiết có một mô hình hiệu chỉnh sai số vector được diễn tả bằng cơ chế điều
chỉnh của tỷ giá hối đoái từ ngắn hạn đến dài hạn. Chúng tôi có thể xác định mô hình
hiệu chỉnh sai số vector như sau:
Xem xét thứ hạng k mô hình VAR:
Y
t
= π
1
Y
t-1
+ π
2
Y
t-2
+ … + π
k
Y
t-k
+ µ
t
(6)
Vậy Y
t

ở đâu trong một vector n chiều, và µ
t
là những kỳ ngẫu nhiên.
Giả sử Y
t
~ I(1). Tiếp đó là thao tác toán học đơn giản của (6) đưa về hình thức được sử
dụng dễ hơn, đó là:
∆Y
t
= r
1
∆T
t-1
+ r
2
∆T
t-2
+ … + r
k-1
∆T
t-k+1
+ πY
t-1
+ ε
t
(7)
Với: π =

  



r
1 =
-


       



(8)
Với π = αβ’ là một ma trận tham số, và thỉnh thoảng được gọi là tham số dài hạn, với mỗi
cột đại diện trong ma trận là một vector liên kết. β=(β
1
,β
2
,…,β
r
) có r vector liên kết. β’.α
được gọi là ma trận hệ số điều chỉnh, và I là ma trận đơn vị. mỗi giá trị α đại diện cho tốc
độ điều chỉnh của kỳ hạn sửa lỗi. Y
t-1
~ I(1), bao gồm r kỳ hạn sửa lỗi (ETC).
Diễn tả sửa lỗi của hệ thống được liên kết (7) có thể viết lại như sau:
∆Y
t
= r
1
∆T
t-1

+ r
2
∆T
t-2
+ … + r
k-1
∆T
t-k+1
+ αβ’Y
t-1
+ ε
t
(9)
Công thức số 9 được gọi là mô hình hiệu chỉnh sai số vector. Nó là một mô hình được
thiết kế để sử dụng với những chuỗi thời gian không dừng và có liên hệ đồng liên kết.
VEC được xây dựng dựa trên đặc điểm kỹ thuật để hạn chế các hành vi dài hạn của các
biến nội sinh để tập hợp lại các mối quan hệ liên kết trong khi cho phép các động lực điều
chỉnh trong ngắn hạn. Thuật ngữ đồng liên kết được biết đến dùng để sửa lỗi, vì sai lệch
trong dài hạn được điều chỉnh bởi hàng loạt các điều chỉnh trong ngắn hạn.

10




11

Hệ số điều chỉnh (−0.105554 < 0) (bảng 2) là âm, có nghĩa là nếu đánh giá lại tỷ giá thực
sự thì nó sẽ được điều chỉnh giảm và ngược lại. Tính động của mô hình hiệu chỉnh sai số
sẽ đưa nó trở về trạng thái cân bằng trong dài hạn. Giá trị tuyệt đối của hệ số điều chỉnh

càng lớn thì tốc độ điều chỉnh càng nhanh. Nếu hệ số điều chỉnh đạt tới giá trị là 1, nó có
nghĩa là sai lệch sẽ được điều chỉnh trong vòng 1 năm. Theo như mô hình, nếu tỷ giá thực
tế đồng nhân dân tệ xuống dưới mức cân bằng, nó có thể định giá lại với mức tỷ lệ là
10.5% trên năm, cho đến khi đạt tới trạng thái cân bằng. Trong ngắn hạn, tỷ giá thực hiệu
quả cũng bị ảnh hưởng bởi những yếu tố kinh tế cơ bản, cung tiền và dự trữ ngoại hối
cũng ảnh hưởng rõ rệt vào sự biến động của tỷ giá. Có vẻ như các biến ngắn hạn và dài
hạn có tác động một chiều lên sự cân bằng của tỷ giá hối đoái. Do đó, tỷ lệ tăng trưởng
GDP, sự tăng lên trong dự trữ ngoại hối, một sự giảm trong cung tiền có thể sẽ làm gia
tăng tỷ giá thực.
Phần dư trong mô hình VAR (VEC) cần phải có kiểm định theo cách mà chúng tôi kiểm
tra xem tất cả các biến được giữ lại những mối quan hệ liên kết trong dài hạn của nó. Kết
quả trong bảng 3 cho thấy các biến đều thỏa mãn các điều kiện.
Bây giờ, chúng tôi tập trung vào việc ước tính giá trị của đồng liên kết tại công thức số
(5). Từ các giá trị thực tế của các biến (res, tnt, mon, tot) ở công thức số (5), chúng tôi có
thể ước tính tỷ giá hối đoái thực cân bằng của RMB (BEER). Để loại trừ các rối loạn
ngẫu nhiên trong ước lượng BEER, chúng tôi sử dụng kỹ thuật lọc H-P (xem Clack &
Macdonald, 2000), sau đó chúng tôi đạt được giá trị BEER ổn định và bền vững, giá trị
này được ký hiệu là HPBEER trong biểu 1 (Fig.1). So sánh với giá trị REER thực tế, cuối
cùng chúng tôi có thể quan sát những sai lệch nhỏ trong tỷ giá hiệu quả của đồng nhân
dân tệ (RMB) (biểu 2 – Fig.2)
Biểu đồ 1 cho ta thấy mối quan hệ giữa REER và các giá trị đã lọc của BEER trong suốt
những năm từ 1980 – 2004 ở Trung Quốc. Như ta thấy ở đồ thị, hai chuỗi số liệu này di
chuyển gần nhau và mức độ chênh lệch giữa hai chuỗi này là khá nhỏ. Khoảng cách lớn
nhất ở cận dưới của đồng nhân dân tệ là 5% (khoảng năm 1993), Khoảng cách lớn nhất ở
cận trên của đồng nhân dân tệ là 3% (năm 1984).
Năm 1982 và 1986, tỷ giá thực hiệu quả cao hơn so với tỷ giá cân bằng được ước tính bởi
mô hình BEER. Từ 1990 đến 1995, tỷ giá thực hiệu quả đồng nhân dân tệ thấp hơn so với
tỷ giá cân bằng được ước tính bởi mô hình BEER. Từ 1995, tỷ giá thực hiệu quả trên
danh nghĩa cao hơn tỷ giá cân bằng. Khoảng năm 2002, tỷ giá cân bằng cao hơn so với tỷ
giá thực hiệu quả. Đặc biệt từ năm 1990, mức độ chênh lệch giữa tỷ giá cân bằng và tỷ

giá thực hiệu quả đã giảm dần. Từ năm 2002 đến 2003, đồng nhân dân tệ được đánh giá
cao. Từ đây, tỷ giá đồng nhân dân tệ đã được đánh giá cao hơn. Tuy nhiên, theo biểu 1,
áp lực tăng giá vẫn còn hiện hữu.
12

7. Thảo luận
Phần này sẽ thảo luận về tác động của các kết quả thực nghiệm của bài nghiên cứu này
đối với chính sách tỷ giá hối đoái của Trung Quốc. Tuy nhiên, trước khi thảo luận, chúng
tôi sẽ xem xét tranh cãi về chính sách tỷ giá hối đoái của TQ từ quan điểm của TQ và
Mỹ.

7.1. Tranh luận về chính sách tỷ giá hối đoái của Trung Quốc từ quan điểm của Trung
Quốc và Mỹ
Theo quan điểm của Trung Quốc, bất kỳ một xuất phát cơ bản nào của chính sách tỷ giá
hối đoái đều phải trả lời hai câu hỏi quan trọng. Đầu tiên, chế độ tiền tệ mới có làm cho
chính quyền Trung Quốc linh hoạt hơn trong việc chấp nhận chính sách tiền tệ và tín
dụng thị trường? Thứ hai, chế độ tiền tệ mới có gây mất ổn định hệ thống tài chính và
chiến lược đẩy mạnh xuất khẩu trong trường hợp thị trường tiền tệ hoán đổi, giao ngay,
kỳ hạn không phát triển tốt?
Từ quan điểm của Mỹ, câu hỏi quan trọng là: Trung Quốc - bằng cách áp dụng chính
sách tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn (báo hiệu ý định chấp nhận chia sẻ trách nhiệm trong
việc làm giảm sự mất cân bằng toàn cầu nói chung và sự mất cân bằng thương mại của
Mỹ với Trung Quốc nói riêng) - có trở thành đối tác trong việc mang lại sự ổn định kinh
tế toàn cầu?
Chính quyền Trung Quốc cân nhắc nhiều các vấn đề chính trị xã hội như các lực lượng
đối kháng chống lại áp lực của Hoa Kỳ đối với Trung Quốc để định giá lại tiền tệ. Những
yếu tố này bao gồm những lo ngại của Trung Quốc để chống chọi lại với yêu cầu của
nước ngoài cũng như xem xét nền kinh tế trong nước. Ngoài ra, trình tự chính sách, như
được mô tả dưới đây, đã nổi lên như một vấn đề lớn trong cuộc tranh cãi.

7.2. Trình tự tự do hóa tài khoản vốn và áp dụng chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi
Một trong những vấn đề chính trong cải cách tài chính của các nền kinh tế mới nổi là
trình tự của tự do hóa tài khoản vốn và linh hoạt chính sách tỷ giá hối đoái. Trình tự tự do
hóa tài chính và cải cách hệ thống tỷ giá hối đoái được thực hiện có thể mang lại những
hậu quả tài chính không mong muốn.
Loại bỏ kiểm soát tài khoản vốn trước khi tiến hành chế độ tỷ giá thả nổi có thể thu hút
dòng vốn đầu cơ lớn, gây ra áp lực lạm phát, từ đó đỏi hỏi phải định giá lại tiền tệ với ảnh
hưởng bất lợi đến tăng trưởng kinh tế hướng tới xuất khẩu. Có bằng chứng cho thấy dòng
vốn đầu cơ vào Trung Quốc đang xảy ra (Yang, 2005). Ngoài ra, nới lỏng kiểm soát tài
khoản vốn có thể có những hậu quả không mong muốn của các luồng vốn, buộc các nhà
chức trách phải phá giá đồng tiền.
13

Hiện nay, dường như các cơ quan tiền tệ và tỷ giá hối đoái của Trung Quốc đang đi theo
hướng là loại bỏ kiểm soát vốn trước và sau đó áp dụng một chế độ tỷ giá hối đoái thả
nổi.

7.3. Chính sách gần đây cho tự do hóa tài khoản vốn và khả năng chuyển đổi nhân
dân tệ ở Trung Quốc
Ngày 18/3/2006, Ngân hàng Nhân dân Trung Quốc (PBOC), ngân hàng trung ương
Trung Quốc, công bố những thay đổi lớn trong chính sách kiểm soát tài khoản vốn của
Trung Quốc. PBOC cho rằng sự gia tăng mạnh dự trữ ngoại tệ (lên tới 941 tỷ $ vào cuối
tháng sáu, dự kiến tăng đến 1 nghìn tỷ đô vào cuối năm 2006) đòi hỏi sự thay đổi lớn
trong chính sách kiểm soát vốn. Những thay đổi chính sách bao gồm nới lỏng các hạn chế
nắm giữ ngoại tệ của khu vực tư nhân. Ví dụ, theo quy định mới, người dân Trung Quốc
có thể mua lên đến $ 20,000.00 giá trị ngoại tệ, tăng 150% so với số tiền cho phép trước
đó là 8000,00 $. Hơn nữa, các tổ chức Trung Quốc được phép mở tài khoản bằng ngoại tệ
tại các ngân hàng thương mại. Cuối cùng, các công ty bảo hiểm Trung Quốc đủ điều kiện
(các công ty có nhu cầu chính đáng cho các giao dịch ngoại hối) được phép đầu tư vào
chứng khoán nước ngoài, và các NHTM Trung Quốc được phép đầu tư vào chứng khoán

ở nước ngoài thay cho khách hàng của họ (Wu, 2006).
Tính hợp lý của chính quyền Trung Quốc trong việc áp dụng trình tự chính sách cụ thể
này là gì? Trung Quốc phát triển, thị trường kỳ hạn và giao ngay hoạt động hiệu quả là
một điều kiện tiên quyết cho việc áp dụng một chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn. Một
thị trường tiền tệ phát triển tốt là cần thiết cho các ngân hàng và doanh nghiệp TQ chống
lại sự xâm nhập của ngoại tệ. Trong sự biến động của thị trường tiền tệ và sự thiếu vắng
các thị trường kỳ hạn và hoán đổi, các ngân hàng và doanh nghiệp sẽ phải đối mặt với
những rủi ro tiền tệ không thể chấp nhận.
Nhìn vào những tranh cãi về chính sách tỷ giá hối đoái Trung-Mỹ từ góc độ này, rõ ràng
sự khác biệt chính sách cơ bản là trình tự cải cách: Người Mỹ muốn có một chế độ tỷ giá
thả nổi hoạt động trước những nỗ lực tự do hóa tài khoản vốn, và Trung Quốc thích trình
tự từ tự do hóa tài khoản vốn đến chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi.

7.4. Khuyến nghị chính sách của các kết quả thực nghiệm
Các kết quả thực nghiệm của nghiên cứu này ủng hộ tự do hóa tài khoản vốn hiện tại của
Trung Quốc và chính sách tỷ giá hối đoái cố định. Những phát hiện về sự định giá tỷ giá
hữu hiệu thực RMB là một hàm số của GDP tăng, dự trữ ngoại hối tăng, và giảm cung
tiền. Hiện nay, tất cả các biến này đang gây áp lực đáng kể cho việc định giá lại đồng
nhân dân tệ. Cả thu nhập quốc gia và dự trữ ngoại tệ ở Trung Quốc đều tăng. Sự gia tăng
14

nhanh chóng trong dự trữ và các hoạt động cách ly tiền tệ của PBOC có thể kiểm tra sự
tăng trưởng cung tiền trong nước. Dưới những điều kiện này, tỷ giá hiệu quả thực sự của
đồng nhân dân tệ buộc phải đánh giá lại trong vài năm tới. Theo đó, chính sách cho phép
chuyển đổi đầy đủ đồng RMB là phù hợp với việc cho phép các lực lượng thị trường định
giá lại tiền tệ trong trung hạn và dài hạn.
Không có sai lệch lớn của tỷ giá RMB/USD thực từ giá trị cân bằng dài hạn của nó. Tỷ
giá thực đã di chuyển trong biên độ hẹp, cộng 3% và trừ 5% của tỷ giá cân bằng dài hạn
trong vòng 25 năm qua. Vì vậy, không có lý do để định giá lại tỷ giá hối đoái trong ngắn
hạn. Điều này không có nghĩa là không có phương pháp khác để giải quyết vấn đề mất

cân bằng thương mại của Mỹ với Trung Quốc. Luôn có sẵn các phương pháp thay thế để
giải quyết những mối quan tâm trước mắt của Hoa Kỳ.
Những chính sách thay thế bao gồm chính sách tài khóa mở rộng ở Trung Quốc, giảm
thuế nhập khẩu, loại bỏ trợ cấp xuất khẩu, mức lương cao hơn cho công nhân Trung
Quốc, và phân phối cổ phần dự trữ của PBOC trong công chúng và các doanh nghiệp.
Các cuộc thảo luận chi tiết về các chính sách này nằm ngoài phạm vi của bài nghiên cứu.

8. Kết luận
Các kết quả thực nghiệm trong nghiên cứu này chỉ ra có rất ít sai lệch giữa tỷ giá thực và
tỷ giá cân bằng của đồng nhân dân tệ trong 25 năm qua. Các hệ số ước tính của thử
nghiệm mô hình VAR là phù hợp với lý thuyết kinh tế. Cụ thể, hệ số cung tiền cho thấy
một mối quan hệ nghịch biến giữa cung tiền và sự biến động tỷ giá hối đoái. Trong khi
các hệ số dự trữ ngoại tệ của Trung Quốc và phương pháp đo lường năng suất lại thể hiện
mối quan hệ đồng biến giữa các biến giải thích và tỷ giá cân bằng thực sự.
Có hai biến có thể có tác động lớn đến giá trị tương lai của đồng nhân dân tệ. Từ mô hình
ước tính ta thấy sự gia tăng của dự trữ ngoại hối và thu nhập quốc dân ở Trung Quốc
đóng vai trò quan trọng trong việc định giá lại đồng nhân dân tệ trong tương lai gần. Dựa
trên những phát hiện này, và các chính sách hiện tại của Trung Quốc để chuyển đổi đồng
nhân dân tệ, việc định giá lại đồng tiền có thể không cần thiết vào lúc này. Tuy nhiên,
luôn có sẵn một loạt các chính sách thay thế cho các nhà hoạch định chính sách trong
việc giải quyết sự mất cân bằng thương mại của Trung Quốc với Hoa Kỳ. Theo đó, cuộc
tranh luận về chính sách tỷ giá của Trung Quốc cần tập trung vào các phương pháp
hướng tới những thay đổi có ý nghĩa, lâu dài và cùng có lợi trong quan hệ thương mại
Trung-Mỹ.



15

Lời cảm ơn

Chúng tôi rất biết ơn Giáo sư Tiến sĩ Antonio Maria Costa và Tiến sĩ Jörg Rahn vì những
ý kiến hữu ích cho bài viết này. Nghiên cứu được tài trợ bởi Trung tâm công nghệ quốc
gia, Viện Chính sách và Quản lý Công nghệ Cáp Nhĩ Tân.