Tiểu luận sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá thực đa phương cân bằng tiếp cận mô hình natrex


TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH
KHOA TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP
BÀI THUYẾT TRÌNH
SỰ PHÁ VỠ CẤU TRÚC VÀ
TỶ GIÁ THỰC ĐA PHƯƠNG CÂN BẰNG
TIẾP CẬN MÔ HÌNH NATREX
Giảng viên: PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa
NHÓM 1
Tp Hồ Chí Minh, ngày 23 tháng 2 năm 2013

DANH SÁCH NHÓM
TÊN LỚP
 Phạm Duy Bảo TC004
 Trần Quốc Hưng TC004
 Nguyễn Thư Hoàng TC004
 Lê Thị Thùy Trang TC004
 Hoàng Thị Bích Phượng TC006
 Lê Võ Thanh Thảo TC004
 Nguyễn Minh Tâm TC004
 Võ Thị Hồng Quyên TC006

MỤC LỤC
SỰ PHÁ VỠ CẤU TRÚC VÀ TỶ GIÁ THỰC ĐA PHƯƠNG CÂN BẰNG
Ở TRUNG QUỐC TIẾP CẬN MÔ HÌNH NATREX
TÓM TẮT:
Bài viết này nghiên cứu tỷ giá thực đa phương REER cân bằng của đồng
nhân dân tệ Trung Quốc trong thời kỳ cải cách, 1982-2010. Chúng tôi mở rộng mô
hình NATREX trong một số quan điểm quan trọng và áp dụng nó lần đầu
vàoTrung Quốc. Một loạt các yếu tố kinh tế cơ bản chỉ áp dụng cho nền kinh tế
Trung Quốc được giới thiệu vào mô hình. Chúng tôi xây dựng một tập hợp các dữ

liệu hàng quý và sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng liên kết
những phá vỡ cấu trúc nội sinh. Ngoài ra, để nắm bắt sự tiến triển của các đối tác
thương mại của Trung Quốc, chúng tôi sử dụng trọng số thương mại thời gian khác
nhau (tức là trung bình 3 năm) để xây dựng tỷ giá thực đa phương. Chúng tôi tìm
thấy hai phá vỡ cấu trúc trong mối quan hệ đồng liên kết (năm 1988 và 1992). Tỷ
lệ mậu dịch hiệu quả, các yếu tố dân số, hạn chế thanh khoản và đầu tư của chính
phủ là nhân tố quyết định quan trọng của tỷ giá thực đa phương cân bằng. Nhân
dân tệ được định giá quá cao so với rổ14 loại tiền tệ cho đến giữa những năm
1980. Trong thời gian 1986-2010, nó đã được định giá thấp trong hầu hết các năm,
ngoại trừ thời gian châu Á khủng hoảng tài chính vào năm 1997. Chúng tôi thấy
việc định giá thấp đã dai dẳng (kéo dài) từ năm 2004 trở về sau. Tuy nhiên, tỷ lệ
sai lệch là thấp nhiều hơn so với những báo cáo của các nghiên cứu trước đây và

việc định giá thấp tỷ giá thật sự giảm mạnh trong năm 2008.Việc định giá thấp
tăng khiêm tốn trong năm 2009 và mạnh trong năm 2010, mặc dù nó vẫn còn thấp
hơn so với những gì đã được đề xuất trong các nghiên cứu khác.
 TỔNG QUAN
Thặng dư thương mại và nguồn dự trữ ngoại hối khổng lồ của Trung Quốc
đã gây ra cuộc tranh luận đáng kể giữa các chính trị giavà các học giả về giá trị
đồng nhân dân tệ (RMB). Một số nghiên cứu đã điều tra về tỷ giá thực đa phương
ở Trung Quốc, với dẫn chứng về việc định giá thấp đồng RMB từ giữa những năm
1990.
1
Hầu hết các nghiên cứu trước đây sử dụng mô hình PPP (ngang giá sức
mua) (ví dụ như Dunaway, Leign & Li, 2006; Shi, 2006; Wang, 2004, 2005),
BEER (Tỷ giá cân bằng theo hành vi) (ví dụ Bénassy-Quéré, Duron Vigneron,
Lahrèche-Révil, Mignon, 2004; Chen,2009; Funke Rahn, 2005; Wang, Hui, &
Soofi, 2007; Zhang, 2002) hoặc FEER (Tỷ giá cân bằng cơ sở) (ví dụ Coudert &
Couharde, 2007; Jeong & Mazier năm 2003; Wang, 2004).
Trong bài viết này, chúng tôi phát triển và áp dụng mô hình NATREX mở

rộngmà trước đây chưa được áp dụng ở Trung Quốc. Ngược lại vớiPPP, BEER và
FEER, mô hình NATREX xem xét cấu trúc của toàn bộ nền kinh tế và cung cấp
thêm thông tin về cách xác định tỷ giá cân bằng. Thêm vào đó, nền kinh tế Trung
Quốc có một hướng tăng trưởng nổi bật hơn các nền kinh tế khác. Bài viết này xem
xét một loạt các nghiên cứu về các khía cạnh khác nhau của nền kinh tế Trung
Quốc, trongkhuôn khổmô hình NATREX, kết hợp các yếu tốkinh tế cơ bản mà chỉ
áp dụng cho nền kinh tế Trung Quốc như là các nhân tố quyết định tỷ giá cân bằng.
Các nhân tố này chưa được điều tra trong các nghiên cứu trước đó. Đối với việc áp
 !"#$%!&'()* +,-,.
/01234 56789!:;99 /<==>

dụng các mô hình NATREX chotỷ giá thực đa phương của Trung Quốc chúng tôi
xây dựng một tập hợp các dữ liệu hàng quý cho giai đoạn sau cải cách 1982-2010.
Hơn nữa, nền kinh tế Trung Quốc đã trải qua những thay đổi lớn về kinh tế
và chính trị trong những thập kỷ gần đây. Nếu những phá vỡ cấu trúc là đáng kể
nhưng lại không được giải thích cho các mô hình thực nghiệm, thì có thể dẫn đến
kết luận sai. Những phá vỡ cấu trúc tiềm ẩn theo đó là một nhân tố quan trọng cần
được xem xét khi ước tính giá trị cân bằng của RMB, nhưng lại bị phớt lờ trong
các nghiên cứu trước đây ở Trung Quốc.
2
Chúng tôi cho phép sự hiện diện của hai
yếu tố phá vỡ cấu trúc nội sinh trong các phương trình đồng liên kết bằng cách sử
dụng phương pháp Hatemi-J (2008, 2009), cũng như trong các kiểm định
nghiệm đơn vị.
Ngoài ra, tỷ giá thực đa phương trong các nghiên cứu trước đây ở Trung
Quốc có được từ Quỹ Tiền tệ quốc tế IMF (ví dụ như MacDonald & Dias, 2007;
Wang, 2004), được tính bằng cách sử dụng các trọng số cố định dựa trên dữ liệu
thương mại bình quân trong thời gian 1999-2001 (Bayoumi, Lee, Jayanthi, 2005).
Chen (2009) cũng xây dựng tỷ giá thực đa phương của riêng ông, nhưng ông sử
dụng trọng số cố định giai đoạn 1999-2001. Một vấn đề hiển nhiên với trọng số cố

định phát sinh khi những đối tác thương mại thay đổi theo thời gian. Bảng 1 cho
thấy rằng bình quân trọng số thương mại Trung Quốc trong thời gian 1999-2001 là
 ?3(56@AB', C,D!: <==>!:8<==E>!&*
$ FGH+,-,.I77J/$F!KL,+?()/01234M,
B6N B',77J@/$F!KL,+?82O6C,D!: <==>7P
 Q()R5FSFGHFF(4FGHTLD3( UVDWX,+GID
Y/$ QGHFFU9BD5Z /<EE>/ ,YG[F12VDWX,/ ,
DY/$ Q\Y/$ QD3G[][F+D,3DQU9BD5!:B!:Y
X,9:DT<EE^_==^>8<==E>/012FGHFFU9BD5D!IZ /
<===>O]/$F!KL,+?,B6G`N9,SaF6FGHFF:bT
,!:c/ /$ Q!:D377J Q1.

khác với các giai đoạn khác, chẳng hạn giai đoạn 2008-2010.
3
Do đó, việc đánh
giá sự phát triển trong quan hệ thương mại của Trung Quốc nhưng vẫn chưa đề cập
đến biến động lớn của các trọng số, chúng tôi sử dụng một tập hợp các trọng số
thương mại vòng quay 3 năm giữa Trung Quốc và 14 đối tác thương mại lớn của
nó (xem hình 1).
Bài viết này được chia như sau. Phần 2 vạch ra và phân tích các mô hình
NATREX mở rộng. Phần 3 thảo luận vềphương pháp luận thực nghiệm. Phần 4
mô tả việc xây dựng tỷ giá hối đoái thực đa phương. Phần 5 trình bày các ước tính
thực nghiệm và phân tích các nhân tố quyết định mức cân bằng tỷ giá thực đa
phương. Phần 6 phân tích sự mất cân bằng RMB. Phần 7 tóm tắt các kết quả chính
và xem xét tác động chính sách của họ.
 MÔ HÌNH NATREX MỞ RỘNG
Mô hình Natrex được giới thiệu bởi Stein( 1995), là “ tỷ giá tự nhiên” sẽ xảy
ra nếu bỏ qua yếu tố đầu cơ trên thị trường ngoại hối và các nhân tố trong ngắn hạn
mang tính chu kỳ trong khi tỷ lệ thất nghiệp ở mức tự nhiên. Trong trung hạn, cân
bằng trong điều kiện mà NATREX xác định là sự cân bằng cơ bản của cán cân

thanh toán và cân bằng danh mục giữa việc nắm giữ tài sản bị chi phối bởi đồng
nội tệ và đồng ngoại tệ. Trong dài hạn, các yếu tố kinh tế cơ bản được xác định là
sự thay đổi năng suất và sự ưa thích theo thời gian xã hội. Chúng ảnh hưởng đến sự
phát triển của vốn và nợ nước ngoài thông qua hàm đầu tư và tài khoản vãng lai.
Khi vốn và nợ nước ngoài hội tụ về các giá trị ở trạng thái bền vững của nó,
NATREX trở thành một hàm của các yếu tố kinh tế cơ bản.
dO2OH6/!IEEE_==6GHc +,-,.!I.:,ef6
gSMN!:hUi3`/2NDO c==_==+D+,-,.$%S,
1P!ILN.GHcD6GV [/2N=6jaF6LN
L "+k++#/. #

Mô hình của Stein đã được phát triển để nghiên cứu sự cân bằng đồng đô la
Mỹ và do đó được thiết kế để nắm bắt các đặc điểm của các nước công nghiệp tiên
tiến
4
. Bài nghiên cứu sau đây là nỗ lực đầu tiên để mở rộng mô hình NATREX
của Stein (1995) tại Trung Quốc.Chúng tôi kết hợp một loạt các yếu tố kinh tế cơ
bản riêng có của Trung Quốc vào trong khuôn khổ của mô hình NATREX mở
rộng. Nhiều yếu tố kinh tế cơ bản đã không được nghiên cứu bởi các tài liệu hiện
có như là yếu tố quyết định của tỷ giá hối đoái cân bằng đối với Trung Quốc. Cụ
thể, chúng tôi mở rộng mô hình NATREX ban đầu của Stein (1995) theo sáu quan
điểm quan trọng sau đây.
Đầu tiên, hai biến trạng thái trong mô hình của Stein là vốn đầu tư cho mỗi
lao động hiệu quả và nợ nước ngoài của mỗi lao động hiệu quả. Vì Trung Quốc là
một chủ nợ thuần, nên biến thứ hai trở thành tài sản nước ngoài cho mỗi lao động
hiệu quả.
Thứ hai, sự ưa thích theo thời gian được coi là biến ngoại sinh trong mô
hình của Stein. Theo Modigliani và Cao (2004), chúng tôi xử lý sự ưa thíchtheo
thời gian như một biến nội sinh được xác định bởi các yếu tố kinh tế cơ bản như
các yếu tố dân số và hạn chế tính thanh khoản.

Thứ ba, mô hình Stein (1995) sử dụng hệ số q của Tobin để xác định đầu
tự. Như lập luận của Song, Liu, và Jiang (2001) và Ông và Qin (2004),cho các thị
trường tài chính kém phát triển ở Trung Quốc, q của Tobin dường như không áp
dụng. Trong nghiên cứu của chúng tôi, chúng tôi phân đầu tư thành đầu tư vào đầu
tư tư nhân trong nước, đầu tư của chính phủ và đầu tư trực tiếp nước ngoài và có
mô hình từng loại đầu tư riêng biệt. Điều này lần đầu tiên cho phép chúng tôi phân
tích những tác động lên sự hiệu quả của tỷ giá hối đoái thực của các yếu tố kinh tế
 gA'12D 34gl.( Um!:n<EE>op
n!: 9 1<EEE>d'6F!:q6899!:\!+,7<EE>efm Rp r !:n+ +
<==>n F+!:hUi3

cơ bản chẳng hạn như là chi phí tương đối trên mỗi đơn vị lao động và tỷ suất sinh
lợi tương đối.
Thứ tư, thay vì sử dụng giá trị xấp xỉ cho năng suất, chúng tôi sử dụng các
ước tính năng suất các yếu tố tổng hợp của You và Sarantis (2012a), nơi mà những
phá vỡ cấu trúc được xem xét trong dự toán của họ cho các hàm năng suất đối với
Trung Quốc. Chúng tôi cũng xem xét tốc độ tăng trưởng GDP thực tế tương đối
GDP bình quân thực tế được điều chỉnh theo PPP tương đối như là hai phương
pháp thay thế của năng suất như đề nghị của Chinn và Prasad(2003).
Thứ năm, cho rằng tầm ảnh hưởng của Trung Quốc về thương mại quốc tế
vẫn còn hạn chế mặc dù tầm quan trọng về thương mại quốc tế của nó đã tăng lên
(xem Kamin, Marazzi, Schindler, 2006), chúng tôi xem các tỷ lệ mậu dịch đối với
Trung Quốc như là một biến ngoại sinh cơ bản như Lim và Stein(1995). Đó là một
giả thuyết thực tế hơn đối với nền kinh tế mới nổi như Trung Quốc.
Thứ sáu, vì ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) dường như không
dùng để kiểm soát Trung Quốc (như Ma, Ho, and McCauley, 2004 và Liu và
Otani, 2005), phần bù rủi ro quốc gia được giới thiệu trong phương trình cân bằng
danh mục đầu tư để giải thích cho sự khác biệt từ UIP.
Bảng 1
Các đối tác thương mại chính của Trung Quốc

Các đối tác thương
mại chính của
Trung Quốc
Thị phần trung bình
1982-
1990
1991-
2000
2001-
2010
1982-
2010
1999-
2001
2008-
2010
US 11.9 16.1 16.4 14.9 18.5 14.5
Nhật 21.1 15.9 12.3 16.3 15.6 10.1
Châu Âu Pháp 1.8 1.9 1.5 1.8 1.8 1.8
Đức 4.7 4.6 4.7 4.7 4.4 4.7

Ý 1.9 1.7 1.5 1.7 1.5 1.7
Hà Lan 0.8 1.1 2.0 1.3 1.6 1.3
UK 1.7 1.5 1.9 1.7 1.8 1.7
Châu Á Hồng Kông 25.4 26.9 13.6 21.9 20.0 21.9
Hàn Quốc 0.0 4.7 6.6 3.9 5.9 3.9
Malaysia 0.8 1.0 1.8 1.2 1.3 1.2
Singapo 2.6 2.1 2.3 2.3 2.1 2.3
Thái Lan 0.9 0.9 1.4 1.1 1.1 1.1
Úc 1.9 1.5 2.0 1.8 1.6 2.7

Canada 2.3 1.5 1.7 1.8 1.6 1.7
Tổng 76.4
Chú ý: thị phần (%) được tính bằng [(xuất khẩu sang một đối tác thương mại +
nhập khẩu của Trung Quốc từ một đối tác thương mại) / tổng kim ngạch xuất khẩu
của Trung Quốc và nhập khẩu của Trung Quốc].
 Cấu trúc của mô hình
2.1.1 Tiết kiệm
Tiết kiệm tính bằng sản lượng nội địa, Y, cộng với thu nhập từ nước ngoài
(lợi tức của tài sản nước ngoài) r’F, trừ tiêu dùng, C. Sản lượng nội địa là một hàm
của vốn (K) và nhân tố năng suất tổng hợp (TFP). Tiêu dùng là một hàm tài sản
(vốn K cộng với tài sản nước ngoài F) và “sự ưa thích theo thời gian của xã hội”
(social time preference)
5
. Social time preferrence được mô hình hóa như một biến
nội sinh phụ thuộc vào các yếu tố dân số học và giới hạn tính thanh khoản. Trong
nghiên cứu của họ về tiết kiệm ở Trung Quốc, Modigliani và Cao (2004) thấy rằng
chính sách một con đã dẫn đến giảm dần số lượng dân số trẻ (dưới 15) và do đó đã
làm giảm tỷ số tiêu dùng trên thu nhập. Trong nghiên cứu của chúng tôi, chúng tôi
mG,s+)6tG+34( , n<EE>6/N9G[6!.6:/NGI
:!:(5/.9G[DG[+B9 %,^,N

bao gồm cả tỷ suất phụ thuộc của giới trẻ (DEPY) và người già (DEPO). Sau này
dự kiến sẽ có tác động tích cực về tiêu dùng do trợ cấp và hệ thống chăm sóc y tế
chậm phát triển của Trung Quốc. Theo một thị trường tài chính bất hoàn hảo, sự
nới lỏng (giảm) trong các giới hạn thanh khoản (LIQC) là một yếu tố quan trọng
quyết định tiêu thụ ở Trung Quốc vì nó hàm ý các hộ gia đình có nhiều khả năng
sử dụng thu nhập trong tương lai để tiêu dùng bây giờ một cách dễ dàng (xem,ví
dụ, Yang và Li năm1997, Zhang năm 1997 và Zhang vàWan,2002).
S = Y(K;TFP) + r’F – C(K , F; LIQC, DEPY, DEPO) (1)
= S ( K,F; TFP, r’, LIQC, DEPY, DEPO )

+ - + + + - -
2.1.2 Tỷ lệ mậu dịch và tỷ giá hối đoái thực.
Theo Lim và Stein (1995), chúng tôi giả định rằng nền kinh tế sản xuất sản
phẩm xuất khẩu 1 và phi mậu dịch n. Các quốc gia nước ngoài thực hiện tương tự
như vậy sản xuất sản phẩm xuất khẩu là sản phẩm 2. R
n
biểu thị giá tương đối của
sản phẩm phi mậu dịch (p
n
) chia cho sản phẩm xuất khẩu (p
1
).
R
n
=N(p
n
/p
1
) (2)
N: tỷ giá hối đoái danh nghĩa (số ngoại tệ cho mỗi đồng Trung Quốc CNY).
Tỷ lệ mậu dịch (T) là giá tương đối của sản phẩm xuất khẩu (p
1
) sản phẩm
nhập khẩu2 (p'
2
) được đo bằng một đồng tiền chung:
T = N (p
1
/ p’
2

) (3)
Tỷ giá hối đoái thực của Trung Quốc R, là tỷ giá hối đoái danh nghĩa
được điều chỉnh bởi giá:
R = N (p/p’) (4)
Với p, p’ là chỉ số giá giảm phát GDP trong nước và nước ngoài. Theo
công thức (2) và (3), công thức (4) có thể viết lại như sau:

R = TR
a
n
(5)
6
Hình 1: khối lượng giao thương trung bình trong mỗi 3 năm
Khối lượng giao thương cho phần phi mậu dịch trong chỉ số GDP điều
chỉnh, như đã giải thích ở mục 2, T được coi là biến ngoại sinh ở Trung Quốc.
2.1.3 Đầu tư
Tổng đầu tư (I) có thể được chia ra thành đầu tư tư nhân trong nước
(DPI), đầu tư của chính phủ (GI) và đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI). Theo
Song et al. (2001) và He and Qin (2004), DPI là một hàm sản theo sản
lượng (Y) và chi phí vốn (c). GI được xem là biến ngoại sinh với Trung
Quốc (xem Zhu & Liang, năm 1999; Shen, năm 1999, 2000 cho một cách xử
lý tương tự). FDI là một hàm của chi phí tương đối trên 1 đơn vị lao động
9:(5c/.!I+,-,.!:+a: nhân tố chặn của hàm log, a và b là thị
phần của phần phi mậu dịch trong GDP hiệu chỉnh.

(RULC), tỷ suất lợi tức tương đối trên nguồn vốn (RRC) và rủi ro quốc gia
(xấp xỉ bằng tài sản nước ngoài F).
7
Vốn được sử dụng để sản xuất hàng phi mậu dịch nvà hàng xuất khẩu 1,
trong khi sản phẩm cơ bản bao gồm cả phi mậu dịch n và hàng nhập khẩu 2.Giá

tương đối giữa hàng phi mậu dịch và hàng nhập khẩu TR
n
= p
n
/p’
2
, ảnh hưởng đến
những đóng góp vào đầu tư bằng hàng phi mậu dịch I
n
, và đầu tư bằng hàng nhập
khẩu I
2
, trong đầu tư tổng hợp là I. Ví dụ, TR
n
tăng làm giảm I
n
và làm tăng I
2
.
I = I
2
+ I
n
= I
2
(DPI(Y(K;TFP),c), GI, FDI( RULC, RRC,F), R
n
, T)
+I
n

(DPI(Y(K;TFP),c),GI,R
n
,T) (6)
=( R
n
, K, F; TFP, c, GI, RULC, RRC, T)
Theo He and quin (2004), chi phí sử dụng vốn được xác định như sau:
c = [p
k
(r + δ )]/[p(1- τ)] (7)
Với p
k
, p, r , δ và τ tương ứng là giá vốn hàng hóa, giá đầu ra, lãi suất thực,
tỷ lệ khấu hao kinh tế và tổng hợp mức thuế suất. Còn có thể viết c= T
-m
(r + δ)/(1-
τ) hay c= c(T, R
n
, r, τ) . Như chúng tôi giả định tỷ lệ khấu hao δ là một hằng số
8
.
Vì vậy, phương trình (6) có thể viết lại như sau:
(8)
9
2.1.4 Cân bằng thị trường hàng hóa
 Ho(2004) đánh giá các yếu tố quyết định của FDI cho Trung Quốc và thấy tiền
lương và rủi ro quốc gia là những yếu tố quyết định quan trọng nhất.Trong bài
nghiên cứu , chúng tôi xây dựng một đơn vị chi phí lao động hiệu quả để nắm bắt
được tác động


E

Dựa vào biến ngoại sinh tỷ lệ mậu dịch, điều kiện cân bằng cho thị trường
hàng hóa là thị trường trong tình trạng hoàn toàn phi mậu dịch (xemLim & Stein,
1995):
(9)
Thị trường như công thức (9) hàm ý rằng cầu hàng phi mậu dịch gồm tiêu
dùng C
n
và đầu tư sử dụng hàng phi mậu dịch I
n
bằng với cung phi mậu dịch Y
n
.
10
2.1.5 Cán cân tài khoảng vãng lai
Cán cân tài khoản vãng lai là cán cân thương mại cộng với lãi suất thu nhập
trên tài sản nước ngoài r’F. Cán cân tài khoản vãng lai là giá trị của hàng xuât
khẩu 1 (Y1) trừ giá trị hàng nhập khẩu 2, bao gồm tiêu dùng và đầu tư dùng hàng
nhập khẩu (C2 và I2)
(10)
2.1.6 Cân đối danh mục đầu tư
Ma et al.(2004), Lui và Otani (2005) tìm thấy rằng kiểm soát vốn của Trung
quốc vẫn còn hiệu quả và độ lệch từ UIP cho thấy sự thay đổi mạnh mẽ và liên tục.
Vì vậy, đối với các nước đang phát triển điển hình như Trung Quốc, UIP không
thể giữ yên vì sự tồn tại của phần bù rủi ro quốc gia. Vì vậy, cân đối danh mục đầu
tư được tính bằng:
=


Trong đó, tài sản nước ngoài F được sử dụng để ước tính phần bù rủi ro
quốc gia của Trung Quốc.
11
2.1.7 Vốn và tài sản nước ngoài tích lũy.
Vốn tích lũy được cho bởi :
dK / dt = I – nK (12)
Và tỷ lệ thay đổi tài sản nước ngoài là tiết kiệm trừ đầu tư và trừ nF:
dF / dt = S – I – nF = CA - nF (13)
Trong đó n là tốc độ tăng trưởng của hiệu quả lao động
 Cân bằng trung hạn
Trong trung hạn, cường độ vốn và tài sản nước ngoài được xem như là các
biến đã xác định trước. Tỷ lệ mậu dịch là biến ngoại sinh ở Trung Quốc, mà ngụ ý
rằng điều kiện cân bằng của thị trường hàng hóa là tương đương với thanh toán bù
trừ thị trường cho hàng phi mậu dịch, được cho bởi phương trình (9). Hai thành
phần đầu tiên ở vế trái là tiêu dùng và đầu tư của hàng phi mậu dịch, tổng hợp của
chúng là cầu của hàng phi mậu dịch (D
n
). Thành phần thứ 3 đề cập tới cung phi
mậu dịch (S
n
).
Giá tương đối của hàng phi mậu dịch R
n
, cân bằng thị trường hàng hóa phi
mậu dịch. Giải R
n
trong phương trình (9), ta có:
R
n
(t) = R

n
(K(t), F(t), Z(t)) (14)


Z = [TFP, LIQC, DEPY, DEPO, r’, τ, GI, T] (15)
12
Trong đó Z biểu thị các yếu tố kinh tế cơ bản (fundamentals) để xác định giá
tương đối của hàng phi mậu dịch. Dựa vào phương trình (5) và (14), tỷ giá hối đoái
thực cân bằng trung hạn được cho bởi:
R(t) = T[R
n
(K(t), F(t), Z(t))] = R(K(t), F(t), Z(t)) (16)
Trong trung hạn, K và F là biến ngoại sinh. Vì vậy, bất cứ sự xáo trộn nào
đến Z(t) sẽ làm thay đổi đường cầu và/hoặc đường cung của hàng phi mậu dịchvà
tạo ra một R
n
mới để duy trì cân bằng thị trường hàng hóa. Những ảnh hưởng của
sự thay đổi trong các biến ngoại sinh R
n
trong trung hạn được liệt kê trong Phụ lục
A, bảng A1.
 Điều chỉnh động (Dynamic Adjustment)
Các động lực dài hạn liên quan đến sự chuyển động của các biến nội sinh,
vốn và tài sản nước ngoài. Kết hợp việc thay đổi vốn (phương trình (12)), đầu tư
(phương trình (8)) và danh mục đầu tư cân bằng (phương trình (11)), ta có phương
trình cho sự phát triển của vốn (the evolution of capital):
dK / dt = ⌡(K, F; Z), ⌡
K
< 0, ⌡
F

> 0. (17)
13
Dựa vào danh mục đầu tư cân bằng (phương trình (11)) và tiết kiệm (phương
trình (1)), ta có:
S = S(K, F; Z), S
K
> 0, S
F
< 0. (18)



Từ các phương trình (17), (18) và (13) ta có phương trình cho sự phát triển
của tài sản nước ngoài:
dF / dt = L(K, F; Z), L
K
> 0, L
F
< 0. (19)
Phương trình (17) và (19) mô tả hệ thống động cho sự phát triển của vốn và
tài sản nước ngoài.You và Sarantis (2008) cho rằng với điều kiện ổn định, tức là
G = ⌡
K
L
F
– L
K
⌡
F
> 0, miễn là (a) tác động của các chứng khoán vốn trong đầu tư

lớn hơn tác động của các tài sản nước ngoài về đầu tư (−⌡
K
>⌡
F
) với ⌡= 0 và (b)
tác động của các tài sản nước ngoài trên tài khoản vãng lai lớn hơn so với tác động
của vốn trên tài khoản vãng lai (− L
F
> L
K
) với L = 0. Quỹ đạo của vốn và tài sản
nước ngoài trong trạng thái ổn định được minh họa tại Phụ lục A, hình A1.
 Trạng thái ổn định.
Trạng thái ổn định lâu dài đạt được khi vốn và tài sản nước ngoài hội tụ
hằng số có thể xác định được K* và F*:
⌡(K*, F*; Z) = 0 (20)
L(K*, F*; Z) = S(K*, F*; Z) - ⌡(K*, F*; Z) = 0 (21)
Giải phương trình (20) và (21), ta có trạng thái cân bằng:
K* = K(Z) (22)
F* = F(Z) (23)
Thay đổi trong K* và Z* sẽ ảnh hưởng đến điều kiện cân bằng trong thị
trường hàng hóa, tương đương với cân bằng của hàng phi mậu dịch. Do đó, giá
tương đối của hàng phi mậu dịch sẽ điều chỉnh cho trạng thái ổn định để cân bằng
thị trường phi mậu dịch trong khi vốn và tài sản nước ngoài đang ở trong trạng thái

ổn định của chúng. Vì vậy, thị trường phi mậu dịch cân bằng theo trạng thái ổn
định có thể được mô tả như sau:
C
n
(,K*,F*;LIQC,DEPY,DEPO,T) + I

n
(,K*,F*;TFP,r’,τ,GI,T)
= Y
n
(, K*; TFP) (24)
Giải phương trình (24), ta có thể nhận được biểu thức cho giá tương đối
trong trạng thái ổn định của hàng phi mậu dịch (phương trình (25)) và lấy được
d/dZ (phương trình (26)):
= R
n
(K(Z), F(Z); Z) = (Z) (25)
d/dZ = (∂R
n
/∂K)/ (dK*/dZ) + (∂R
n
/∂F)/ (dF*/dZ) + ∂R
n
/∂Z (26)
R* = T()
α
= R*(Z) (27)
Hai thành phần đầu tiên ở vế phải của phương trình (26) chỉ ra ảnh hưởng
gián tiếp của sự rối loạn trong yếu tố kinh tế cơ bản trên R
n
thông qua thay đổi ở
K* và F* trong dài hạn.Thành phần cuối cùng chỉ ra ảnh hưởng trực tiếp của sự rối
loạn trong yếu tố kinh tế cơ bản trên R
n
trong trung hạn.
Theo phương trình (27), các yếu tố kinh tế cơ bản ảnh hưởng đến giá tương

đối của hàng phi mậu dịch , ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực dài hạn R* một
cách tương tự. Ngoại lệ duy nhất làtỷ lệ mậu dịch. Như phương trình (5) chỉ định,
những thay đổi trong tỷ lệ mậu dịch ảnh hưởng đến R trực tiếp và gián tiếp thông
qua những thay đổi trong R
n
. Ảnh hưởng trực tiếp luôn luôn tích cực, trong khi ảnh
hưởng gián tiếp lại mơ hồ vì T làm giảm R
n
trong trung hạn nhưng lại làm tăng R
n
trong dài hạn. Tuy nhiên, ảnh hưởng gián tiếp này khá nhỏ so với ảnh hưởng trực
tiếp, vì vậy chúng tôi kỳ vọng cao hơn về tỷ lệ mậu dịch để tạo ra sự đánh giá cao
(tăng) của tỷ giá thực cân bằng trong trung hạn và dài hạn. Cũng cần lưu ý rằng
mặc dù RULC và RRC không ảnh hưởng đến Rn trong trung hạn khi chúng

không nhập vào điều kiện cân bằng hàng phi mậu dịch (phương trình (9)) nhưng
chúng ảnh hưởng đến trong dài hạn.
14
Do đó, phương trình cân bằng dài hạn cho tỷ giá hối đoái thực được cho bởi:
R* = R*(, , , , , , , , , ) (28)
Các dấu hiệu của các ảnh hưởng trung hạn và dài hạn của tất cả các yếu tố
kinh tế cơ bản được tổng hợp trong phụ lục A, bảng A1.
 PHƯƠNG PHÁP THỰC NGHIỆM
Vì NATREX là khái niệm cân bằng dài hạn, chúng tôi sử dụng phương pháp
đồng liên kết trong ước tính của chúng tôi.Trước khi áp dụng các kiểm định đồng
liên kết, chúng tôi xem xét tính dừng của các biến trong biểu thức.
Ng và Perron (2001) phát triển 4 kiểm định thống kê nghiệm đơn vị (MZa,
MZT, MSB và MPT) bằng cách sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng
quát (GLS) loại bỏ xu hướng dữ liệu cho một biến. Các kiểm định này có các
thuộc tính mạnh mẽ và quy mô tốt hơn so với các kiểm định đơn vị ADF thông

thường và do đó được sử dụng trong nghiên cứu của chúng tôi. Vì nó quan trọng
để giải thích cho các biến nội sinh như đã được thảo luận trong Phần 1, chúng tôi
tiếp tục sử dụng các kiểm định nghiệm đơn vị của Lee và Strazicich (2003)mà ở
đó hai phá vỡ nội sinh có thể được chấp nhận theo giả thuyết không và giả thuyết
đối.
15
Sau đó, chúng tôi sử dụng phương pháp đồng liên kết mà phương pháp này
có thể chấp nhận nhiều sự phá vỡ cấu trúc để kiểm tra mối quan hệ cân bằng dài
hạn (Eq. (28)). Chúng tôi lần đầu tiên sử dụng phương pháp đồng liên kết của
Gregory và Hansen (1996) (sau đây gọi là GH ), phương pháp này có thể kiểm



định một phá vỡ cấu trúc trong mối quan hệ đồng liên kết. Phương pháp này rất
linh hoạt trong ý nghĩa là nó có thể chấp nhận một phá vỡ trong ba mô hình thay
thế, một phá vỡ trong chuỗi gốc (mô hình C), trong chuỗi gốc theo xu hướng (mô
hình C / T), và trong chuỗi gốc và hệ số góc (mô hình C / S). Gần đây hơn,
Hatemi-J (2008, 2009) (sau đây gọi là HJ) mở rộng phương pháp GH để chấp
nhận hai phá vỡ cấu trúc trong ba mô hình tương ứng.
16
Ba mô hình với hai phá vỡ
cấu trúc được quy định cụ thể như sau
Mô hình C := + * + * + + , t =1,…, n
Trong đó là một vector của biến phụ thuộc
là vector m của các biến độc lập
Cả hai và theo như quá trình (1)
là sai số và I(0)
là hệ số chặn trước điểm phá vỡ
và biểu thị sự thay đổi trong hệ số chặn của điểm phá vỡ thứ nhất và thứ hai
theo thời gian tương ứng

β biểu thị các hệ số góc, và n là số quan sát.
là một biến giả bằng 0 nếu t ≤ nτ1 và bằng 1nếu t> [nτ1], tham số chưa biết
τ1 ∈ (0,1) thể hiện thời gian của điểm phá vỡ thứ nhất và đại diện cho một phần số
nguyên.
Tương ứng là một biến giả bằng 0 nếu t ≤ [nτ2] và bằng 1 nếu t> [nτ2],
tham số chưa biết τ2 ∈ (0,1) thể hiện thời gian của điểm phá vỡ thứ hai.
Mô hình C/T := + * + * + *t + + , t =1,…, n


Trong đó là hệ số của yếu tố xu hướng theo thời gian t.
Mô hình C/S :
= + * + * + + ** + ** +
t =1,…,n
Trong đó: β1 biểu thị các hệ số góc trước điểm phá vỡ.
β2 và β3 thể hiện sự thay đổi trong hệ số góc của điểm phá vỡ thứ nhất và
thứ hai theo thời gian tương ứng.
Phương pháp HJ kiểm định giả thuyết không đồng liên kết ngược lại giả
thuyết đốicó đồng liên kết trong sự hiện diện của hai phá vỡ cấu trúc có thể xảy ra,
biểu diễn trong ba mô hình trên.Cả phương pháp GH và HJ tiến hành kiểm định
giả thuyết thống kê nghiệm đơn vị, cụ thể là ADF, và kiểm định trên một chuỗi
các số dư liên tiếp tương ứng với tất cả các điểm phá vỡ có thể xảy ra được xem
xét trên toàn bộ chu kỳ lấy mẫu.
Vị trí của các giá trị tối thiểu của số liệu thống kê cho thấy điểm phá vỡ
ngày. Trong nghiên cứu của chúng tôi, các điểm phá vỡ được lựa chọn dựa trên các
số liệu thống kê kiểm tra , vì GH cho rằng là tốt nhất về quy mô và ý nghĩa. Lưu ý
rằng các số liệu thống kê của GH và phương pháp HJ không tuân theo các tiêu
chuẩn phân phối và do đó giá trị tiêu chuẩn tới hạn cho phần dư dựa trên các kiểm
định đồng liên kết không được áp dụng. Trong bài nghiên cứu, chúng tôi sử dụng
các giá trị tới hạn được mô phỏng bởi Gregory và Hansen (1996) và Hatemi-J
(2008, 2009). Một số nghiên cứu gần đây sử dụng các phương pháp GH và HJ bao

gồm You và Sarantis (2011, 2012b), Narayan và Narayan (2010).
Một phương pháp đồng liên kết thay thế khác tính hơn hai điểm phá vỡ là
Johansen, Mosconi, và Nielsen (2000).Tuy nhiên, phương pháp này không kiểm
định được các phá vỡ cấu trúc nội sinh, nhưng lại yêu cầu các điểm phá vỡ ngày

của dữ liệu đầu vào. Các điểm phá vỡ cũng bị hạn chế do bị chặn và/hoặc chỉ có xu
hướng và những điểm gãy này trong hệ số góc không được chấp nhận. Từ những
quan điểm này, chúng tôi tin rằng các phương pháp GH và HJ chính xác hơn cũng
như linh hoạt hơn. Tuy nhiên, trong nghiên cứu của chúng tôi, chúng tôi cũng áp
dụng các đồng liên kết của Johansen et al. (2000) bằng cách sử dụng điểm phá vỡ
ngày mà những điểm này được xác định theo phương pháp HJ để cung cấp một
kiểm định mạnh mẽ của mối quan hệ đồng liên kết.
4. ĐO LƯỜNG TỶ GIÁ THỰC ĐA PHƯƠNG (REER)
Chúng tôi xây dựng REER cho đồng nhân dân tệ (RMB) dựa trên phương
pháp luận của Zanello và Desruelle (1997),phương pháp này cũng từng được Quỹ
Tiền tệ Quốc tế (IMF) sử dụng. Phương pháp của họ tính tỷ giá thực đa phương
mang một ý nghĩa hình học, đó là dựa vào trọng số thương mại và xem xét tác
động của thị trường thứ ba. REER tính như sau:
Trong đó j : đối tác thương mại của quốc gia i
Wij: trọng số năng lực cạnh tranh của quốc gia i với quốc gia j,
được chuẩn hóa với tổng bằng 1.
CPI: chỉ số giá tiêu dùng
R: tỷ giá hối đối danh ngĩa
Vì vậy, một sự tăng (giảm) trong REER cho ta một sự lên giá (giảm giá) của
đồng nội tệ.
Hệ thống các trọng số được dựa trên giá trị thương mại trong lĩnh vực sản
xuất và lĩnh vực hành hóa thiết yếu. Ở lĩnh vực sản xuất, trọng số năng lực cạnh
tranh cho mỗi cặp của các quốc gia (i và j), W(m)
ij
, được tính như sau:


β
i
M
:

tỷ phần nhập khẩu trong tổng giá trị thương mại trong lĩnh vực sản xuất
của quốc gia i.
β
i
X
: tỷ phần xuất khẩu trong tổng giá trị thương mại trong lĩnh vực sản xuất
của quốc gia i.
MW
ij
: phần nhập khẩu hàng hóa của quốc gia i từ quốc gia j
XW
ij
: tỷ trọng xuất khẩu nói chung, gồm BXW
ij
và TXW
ij
với cùng mức
độ quan trọng.
BXW
ij
: tỷ trọng xuất khẩu song phương tính bằng giá trị xuất khẩu của
quốc gia i sang quốc gia j, chia cho tổng giá trị xuất khẩu của quốc gia i.
TXW
ij

: là tỷ trọng thị trường thứ ba bằng với trung bình trọng số trên tất cả
các thị trường quốc gia thứ ba của tỷ phần nhập khẩu của quốc gia j chia cho tỷ
phần nhập khẩu trung bình trọng số kết hợp của tất cả các đối thủ của quốc gia i,
với trọng số là tỷ phần xuất khẩu của quốc gia i tới những thị trường khác.
IMF sử dụng trọng số thương mại cố định dựa trên dữ liệu thương mại trung
bình trong giai đoạn 1999-2001 (Bayoumi et al, 2005.). Tuy nhiên, các mô hình
thương mại của Trung Quốcđã phát triển đáng kể trong thời kỳ hậu cải cách và
thay đổi đáng kể sau thời kì hưng thịnh. Để nắm bắt những thay đổi biến động quá
mức, chúng tôi tính toán trọng số thương mại trung bình 3-năm cho giai đoạn sau
cải cách 1982 –2010 của 14 đối tác thương mại chính của Trung Quốc.
17
Thương
mại với mỗi nước trong số 14 nước vượt quá 1% tổng giá trị thương mại của Trung
Quốc trong thời gian 1982-2010,và chúng cùng nhau chiếm 76,4% tổng giá trị
thương mại của Trung Quốc như thể hiện trong Bảng 1. Sự gia tăng của các trọng


số thương mại tiếp tục chứng minh trong Hình 1. Từ hình 1 ta thấy rằng sự biến
thiên của các trọng số là lớn và do đó, sử dụng trọng số thương mại trung bình 3-
năm là bảo đảm. Tương ứng, trong phương trình (32), i và j đề cập đến Trung
Quốc và 14 đối tác thương mại chính tương ứng. Một sự tăng (giảm) REER cho
thấy một sự lên giá (giảm giá) của CNY ngược lại so với rổ tiền tệ có trọng số của
14 nước. Lưu ý rằng để tránh phức tạp trong tính toán và giả định hàng hóa thiết
yếu là đồng nhất, các trọng số của chúng tôi được tính bằng cách sử dụng giá trị
thương mại tổng hợp chứ không phải là giá trị thương mại trong lĩnh vực sản xuất
và hàng hóa thiết yếu riêng biệt.
18
Chúng tôi so sánh dữ liệu của chúng tôi với REER theo chỉ số giá tiêu dùng
của IMF cho giai đoạn 1982-2010 trong hình 2. Biểu đồ cho thấy tổng thể của
REER dựa vào chỉ số CPI của chúng tôi liên quan chặt chẽ với REER dựa vào chỉ

số CPI của IMF và cả hai đều có điểm giống nhau. Hệ số tương quan của biến là
0,9958.


Điều này chứng minh rằng phương pháp của chúng tôi là hợp lý. Mặt khác,
sự khác biệt giữa hai chuỗi là khá lớn trong năm 2008 và 2009
19
. Điều này đặt ra
nghi ngờ về việc sử dụng trọng số thương mại cố định trong thời gian dài khi các
mô hình thương mại thay đổi đáng kể. Vì vậy, chúng tôi tin rằng chúng tôi ước tính
REER của Trung Quốc dựa trên sự thay đổi trọng số thương mại theo thời gian là
thích hợp và chính xác hơn.
Để vẫn còn phù hợp với định nghĩa của tỷ giá thực theo yêu cầu của mô hình
NATREX, chúng tôi cần phải xây dựng các chỉ số REER dựa trên chỉ số giảm
phát GDP. Chúng tôi thay thế CPI bằng chỉ số giảm phát GDP trong biểu thức (32)
như sau.:
E


Trong đó GDP
i
và GDP
j
: chỉ số giá giảm phát GDP của nước i (Trung Quốc)
và j (14 đối tác thương mại của Trung Quốc). Chỉ số REER theo chỉ số giảm phát
GDP là những gì chúng tôi sử dụng trong ước tính thực nghiệm ở Mục 5.
5. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM
Thời kỳ mẫu bao gồm các giai đoạn sau cải cách, 1982-2010. Dữ liệu lấy
hàng quý. Thông tin chi tiết về đo lường các biến và các nguồn dữ liệu được trình
bày trong phụ lục B. Lưu ý rằng trọng số thương mại trung bình trong 3 năm W

ij
cũng được sử dụng trong việc xây dựng các biến hữu hiệu khác như tỷ lệ mậu dịch
hiệu quả (ET), chi phí của 1 đơn vị lao động hiệu quả (EULC), lãi suất nước ngoài
hiệu quả (Er’). Chúng tôi cũng xem tỷ suất phụ thuộc của người trẻ và người già
như là các biến liên quan ở Trung Quốc liên quan đến các đối tác thương mại chính
của họ, tức là RDEPY và RDEPO. Vì thế phương trình (28) có thể viết như sau:
REER*=REER* (ET;TFP;LIQC; RDEPY; RDEPO;GI; EULC;RRC; Er′; τ).
(28a)
Trước khi thực hiện các kiểm định đồng liên kết, chúng tôi kiểm định tính
dừng của các biến sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị của Ng và Perron (2001).
Kiểm định thống kê nghiệm đơn vị cho chuỗi gốc và sai phân bậc 1, trình bày ở
bảng 2, chỉ ra rằng tất cả các biến theo quy trình I (1) ngoại trừ RYGN là dừng.
Chúng tôi tiếp tục thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị Lee và Strazicich (2003) nơi
mà 2 phá vỡ nội sinh được cho phép bởi giả thuyết H
0
và H
1
. Chúng tôi thấy rằng
các kiểm định thống kê xác nhận kết quả kiểm định Ng và Perron (2001). Cụ thể 7
trong 14 biến được xác nhận không có ý nghĩa phá vỡ. Quan trọng hơn chúng tôi
thấy rằng trong số các biến có sự phá vỡ, đại đa số (6 trong số 7) chỉ có một phá vỡ