Nghiên cứu về các mối quan hệ phi tuyến tiềm ẩn giữa tỷ giá hối đoái thực của đồng Nhân dân tệ và đồng Won với những yếu tố kinh tế cơ bản của hai nước này bằng cách sử dụng dữ liệu theo quý trong giai đoạn từ quý 1 năm 1980 đến quý 4 năm 2009
Mục tiêu nghiên cứu
Bài tiểu luận này phân tích các mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực của đồng Nhân dân tệ và đồng Won với các yếu tố kinh tế cơ bản của Trung Quốc và Hàn Quốc Nghiên cứu sử dụng dữ liệu theo quý trong giai đoạn từ quý này để làm rõ mối liên hệ giữa các yếu tố kinh tế và tỷ giá hối đoái.
Bài viết nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản từ năm 1980 đến quý 4 năm 2009, sử dụng thuật toán ACE (Kỳ vọng có điều kiện xen kẽ) Kết quả cho thấy có sự tồn tại của mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến, với độ co giãn của tỷ giá hối đoái thực đối với các yếu tố cơ bản thay đổi theo thời gian, điều này khác biệt so với các mối quan hệ tuyến tính thông thường.
Dựa trên kiến thức đã trình bày, nhóm chúng tôi sẽ liên hệ thực tế tại Việt Nam với dữ liệu theo quý từ năm 2000 đến 2011.
Phương pháp nghiên cứu
Trong bài viết này, nhóm sử dụng kết hợp nhiều phương pháp nghiên cứu, trong đó có thể kể đến:
- Kiểm định ADF để kiểm tra tính dừng của các biến
- Chuyển đổi các biến từ tham số sang phi tham số bằng thuật toán có điều kiện xen kẽ ACE
- Kiểm định đồng liên kết phi tuyến bằng phương pháp ARDL
- Phân tích thực tế hiện trạng của Việt Nam qua các số liệu từ ADB, IMF.
- Kết hợp các phương pháp tổng hợp, thống kê, quy nạp, so sánh.
- Kế thừa các bài nghiên cứu liên quan
Câu hỏi nghiên cứu
Trong bài nghiên cứu này, các tác giả đã tập trung trả lời cho các câu hỏi nghiên cứu sau:
- Liệu có tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến số kinh tế cơ bản hay không?
Nếu tồn tại mối quan hệ phi tuyến, chúng ta cần xem xét cách các biến số kinh tế cơ bản tác động đến tỷ giá hối đoái Việc hiểu rõ sự ảnh hưởng này là rất quan trọng trong phân tích kinh tế.
- Có sự khác biệt trong tác động của các biến số cơ bản đến NEER và REER hay không?
- Sự tác động của các biến số cơ bản đến REER khác nhau như thế nào ở Trung Quốc và Hàn Quốc?
- Những nghiên cứu trên áp dụng ở Việt Nam sẽ có kết quả như thế nào?
Bài tiểu luận được cấu trúc như sau: Phần 2 tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây; Phần 3 phân tích bài nghiên cứu “Nonlinear relationship between the real exchange rate and economic fundamentals: Evidence from China and Korea” của tác giả Xiaolei Tang và Jizhong Zhou; Phần 4 mở rộng nghiên cứu với tình hình thực tế của Việt Nam và trình bày những kết quả thu được; và Phần 5 đưa ra kết luận.
2 Tổng quan các nghiên cứu trước đây
Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản Các bài nghiên cứu về xác định tỷ giá hối đoái danh nghĩa cho thấy mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố này, như được chứng minh bởi Chinn (1991), Meese và Rose (1991), cùng với Ma và Kanas.
Bài viết này nhằm khắc phục sự thiếu sót trong nghiên cứu tỷ giá hối đoái thực, khi mà hầu hết tài liệu hiện có chỉ tập trung vào các mối quan hệ tuyến tính Thay vào đó, nó đánh giá các khía cạnh phi tuyến giữa tỷ giá thực và các yếu tố kinh tế cơ bản, một lĩnh vực ít được thảo luận trước đây.
Mặc dù có sự khác biệt trong lý thuyết và kỹ thuật của kinh tế lượng, các nghiên cứu thực nghiệm về tỷ giá hối đoái thực thường tập trung vào mối quan hệ tuyến tính giữa tỷ giá và các yếu tố kinh tế cơ bản Mô hình tuyến tính này cho thấy rằng hệ số co dãn giữa tỷ giá thực và biến giải thích không thay đổi, bất kể sự biến động của các yếu tố này Điều này đi ngược lại với quan niệm phổ biến rằng mức đóng góp biên của một yếu tố kinh tế thường giảm dần.
Nhóm chúng tôi đã nghiên cứu các bài nghiên cứu liên quan đến mối quan hệ tuyến tính và phi tuyến với tỷ giá hối đoái Bài nghiên cứu "Some linear and nonlinear thoughts on exchange rates" của Menzie David Chinn chỉ ra rằng các nghiên cứu tuyến tính thiếu thuyết phục, do đó bài viết đề xuất một phương pháp phi tuyến đặc biệt gọi là “Kỳ vọng có điều kiện xen kẽ” Kết quả cho thấy rằng các biến đổi tối ưu chủ yếu là phi tuyến và các mô hình phi tuyến mang lại hiệu ứng tích cực trong dự báo Điều này chứng tỏ rằng tính phi tuyến của các biến số thường hiệu quả hơn so với mô hình tuyến tính.
Bài nghiên cứu "Real exchange rate levels, productivity and demand shocks: evidence from a panel of 14 countries" của Menzie Chinn và Louis Johnston phân tích các yếu tố quyết định tỷ giá hối đoái thực tế thông qua dữ liệu bảng của các quốc gia OECD Nghiên cứu áp dụng hai bước chính: đầu tiên, sử dụng dữ liệu bảng để đánh giá mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và các yếu tố liên quan; thứ hai, kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết nhằm xác định mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố quyết định.
Sau khi khảo sát tài liệu trước đó, một mô hình động của tỷ giá hối đoái thực tế đã được áp dụng để kiểm tra thực nghiệm Tác giả khai thác các phân tích kinh tế gần đây về biến tĩnh trong dữ liệu bảng Các mô hình thực nghiệm thành công bao gồm các yếu tố như năng suất, chi tiêu chính phủ, tỷ lệ thương mại và giá thực tế của xăng dầu, tương tự với phân tích gốc của nhóm chúng tôi.
Trong bài nghiên cứu Exchange Rates And Fundamentals - A Nonlinear
Trong nghiên cứu của Paul De Grauwe và Isabel Vansteenkiste, nhóm tác giả phân tích mối quan hệ phi tuyến tính giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố cơ bản, đồng thời kiểm tra tính bền vững của mối quan hệ này theo thời gian Họ áp dụng mô hình tự hồi quy Markov, được phổ biến bởi Hamilton (1989), để thực hiện phân tích Bên cạnh đó, tác giả cũng so sánh các quốc gia có lạm phát thấp và cao nhằm làm rõ hơn bản chất của mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản.
3 Bài nghiên cứu “Nonlinear relationship between the real exchange rate and economic fundamentals: Evidence from China and Korea” của tác giảXiaolei Tang và Jizhong Zhou
Thuật toán ACE và tính đồng liên kết phi tuyến
Thuật toán ACE
Thuật toán ACE, do Breiman và Friedman phát triển vào năm 1985, là phương pháp ước lượng biến đổi tối ưu cho hàm hồi quy bội nhằm tối đa hóa hệ số tương quan bội R² Với tính chất phi tuyến của các phép biến đổi trong thuật toán ACE, nó cho phép phát hiện và khai thác tính phi tuyến trong quá trình phân tích dữ liệu.
Nói chung, một mô hình hồi quy tuyến tính cho biến phụ thuộc y, và k biến độc lập x 1 , x 2 , …, x k có dạng như sau:
Mô hình hồi quy ACE được xây dựng dựa trên phương trình (1), trong đó các hệ số hồi quy β i (i = 1,2,…,k) được tính toán và ε i đại diện cho sai số.
Trong đó f là một hàm số theo biến phụ thuộc y, còn g i là hàm số của các biến độc lập xi (i = 1,2,…,k).
Bước đầu tiên của thuật toán ACE là xác định giả định đo lường bình quân không thay đổi, f(y t) và g i (x it) (i = 1,2,…,k) Để đạt được các biến đổi tối ưu, cần tối đa hóa hệ số R² từ hồi quy như đã chỉ ra trong phương trình (2) Dưới ràng buộc chuẩn hóa E[f(y t)]² = 1, điều này tương ứng với việc tìm cực tiểu của sai số bình phương trung bình kỳ vọng.
Việc xác định cực tiểu của e2 liên quan đến g i (x i ) (i=1,2,…,k) và f(y) được thực hiện thông qua một chuỗi các bước tìm cực tiểu của các hàm đơn lẻ, với kết quả được thể hiện trong phương trình sau:
Thuật toán bao gồm hai bước cơ bản:
1 Tìm kỳ vọng có điều kiện và tìm cực tiểu lặp lại nhiều lần, vì vậy nó mới có tên
Trong phương trình (4), các biến đều được thay đổi ngoại trừ một biến giữ cố định, và sự biến đổi của các biến này được thực hiện theo cách phi tham số nhằm làm mượt dữ liệu Thuật toán sẽ xử lý từng biến một cách tuần tự.
2 Sau đó những tính toán của g i (x it ) (i=1,2,…,k), f(y t ) sẽ được hoàn tất dựa trên những điều kiện tính toán của phương trình (5) Bằng cách xử lý xen kẽ giữa phương trình (4) và (5), chúng ta tiến hành lặp đi lặp lại cho đến khi phương trình
(3) đạt cực tiểu Việc biến đổi của g i *
(x i ) (i=1,2,…,k) và f*(y) sao cho đạt giá trị nhỏ nhất được gọi là biến đổi tối ưu.
Trong không gian biến đổi tối ưu, các biến có liên quan như sau:
Trong đó e t là sai số không được ghi nhận khi dùng những biến đổi ACE và được giả định có phân phối chuẩn với giá trị trung bình bằng 0.
Đồng liên kết phi tuyến
Theo Granger, Hallman (1991) và Granger (1991), các biến gốc y t và x it (i=1,2,…,k) sẽ có tính đồng liên kết phi tuyến nếu các hàm phi tuyến f và g i (i=1,2,…,k) như f(y t ) và g i (x it ) là I(1), trong khi tổ hợp tuyến tính của chúng là I(0) Do đó, đồng liên kết tuyến tính giữa các biến chuyển đổi ACE có thể được xem như tương tự với đồng liên kết phi tuyến giữa các biến gốc ban đầu.
Đặc điểm kỹ thuật thực nghiệm
Những nghiên cứu thực nghiệm về tỷ giá hối đoái thực cân bằng đã sử dụng nhiều phương pháp tiếp cận khác nhau:
Edwards (1989) đã tiến hành phân tích chi tiết để xác định tỷ giá hối đoái thực cân bằng, đồng thời phát triển một mô hình động nhằm hiểu rõ hơn về sự biến động của tỷ giá thực Mô hình này xem xét các yếu tố cơ bản như tỷ lệ thương mại, chi tiêu của chính phủ, mức thuế nhập khẩu, tiến bộ công nghệ, dòng vốn và nhiều yếu tố khác.
Clark và Macdonald (1998) đã giới thiệu thuyết Tỷ giá cân bằng theo hành vi (BEER - Behavioural Equilibrium Exchange Rate), mang đến một khung phân tích mới cho các nghiên cứu thực nghiệm Họ xây dựng mô hình cơ bản thể hiện mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố cơ bản như tỷ lệ thương mại, lãi suất, nợ chính phủ, năng suất và tài sản nước ngoài ròng Mặc dù các biến này được lựa chọn dựa trên lý thuyết vững chắc, nhưng sự thay đổi của chúng phụ thuộc vào lý thuyết áp dụng Điều này khiến BEER trở nên linh hoạt, dễ dàng áp dụng trong các nghiên cứu thực nghiệm với các mô hình kỹ thuật đa dạng và các biến giải thích khác nhau để ước tính tỷ giá hối đoái thực cân bằng.
Montiel (1999) đã phát triển một mô hình tổng hợp các phương pháp tiếp cận khác nhau để xác định tỷ giá hối đoái thực cân bằng dài hạn, dựa vào những giá trị ổn định của các biến dự đoán trước và các biến chính trong mô hình Những yếu tố quyết định dài hạn được chia thành bốn nhóm: đầu tiên là các yếu tố cung cấp trong nước, đặc biệt là hiệu ứng Balassa-Samuelson từ năng suất hàng hóa thương mại đến phi thương mại; thứ hai là cấu trúc chính sách tài khóa, như sự thay đổi lâu dài trong chi tiêu chính phủ; thứ ba là biến đổi môi trường kinh tế quốc tế, bao gồm tỷ lệ thương mại, dòng chuyển giao, lạm phát và lãi suất thực toàn cầu; và thứ tư là sự tự do hóa chính sách thương mại, chẳng hạn như giảm trợ cấp xuất khẩu Bài viết áp dụng cách tiếp cận BEER để phân tích biến động của tỷ giá thực (REER) của đồng Nhân dân tệ và Won, dựa trên các thiết lập cơ bản của nền kinh tế.
REER = f( PROD, TOT, GEXP, OPEN, NFA) (7)
Các biến trong vế phải được thay thế cho sự gia tăng năng suất, tỷ lệ thương mại, chi tiêu chính phủ, mức độ mở cửa kinh tế và tài sản nước ngoài ròng Những biến này được lựa chọn dựa trên hướng dẫn của Montiel (1999) và bị giới hạn bởi dữ liệu hiện có.
Phương pháp kinh tế lượng
Quy trình kiểm định hai bước được áp dụng để điều tra mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố cơ bản Bước đầu tiên kiểm định mối liên hệ tuyến tính, và nếu không có chứng cứ, bước thứ hai sẽ kiểm tra mối liên hệ phi tuyến Nếu cả hai bước đều không tìm thấy mối liên hệ, chúng ta kết luận rằng không có sự liên hệ nào giữa các biến Quy trình này, được đề xuất bởi Granger và Hallman (1991) cũng như Granger (1991), sử dụng thuật toán ACE để chuyển đổi mối quan hệ phi tuyến thành tuyến tính Một điểm đáng chú ý là thuật toán ACE có thể biến đổi chuỗi thời gian I(1) thành I(0) sau khi chuyển đổi, dẫn đến khả năng hình thành hỗn hợp giữa I(1) và I(0) từ các chuỗi ban đầu.
Phương pháp kiểm định giới hạn ARDL, được giới thiệu bởi Pesaran và Shin (1999) cũng như Persaran et al (2001), mang lại lợi thế vượt trội so với các kỹ thuật đồng liên kết khác.
- Các phương pháp đó đòi hỏi tất cả các chuỗi thời gian đều phải cùng tích hợp về bậc 1.
Phương pháp ARDL là một cách tiếp cận hiệu quả hơn cho các mẫu nhỏ, giúp điều tra mối quan hệ dài hạn giữa các biến liên quan đến tỷ giá hối đoái.
Phương pháp tiếp cận kiểm định dựa trên cơ sở mô hình phân phối độ trễ tự hồi quy của các biến (p, q1,q2,…,qk)(ARDL (p, q1,q2,…,qk)):
Khi i = 1, 2,…, k, L đại diện cho độ trễ điều hành, trong đó L là véc tơ xác định các biến như thời hạn giới hạn, xu hướng thời gian, hoặc các biến ngoại sinh khác với độ trễ cố định Hệ số liên quan được biểu thị qua véc tơ, trong khi sai số được xem xét trong mô hình.
Phương pháp ARDL không yêu cầu kiểm tra chính xác trình tự liên kết của các chuỗi thời gian, miễn là không có chuỗi nào tích hợp bậc hai hoặc cao hơn Persaran et al (2001) đã thiết lập các ràng buộc giá trị tới hạn cho hai trường hợp: ràng buộc thấp hơn cho chuỗi I(0) và ràng buộc cao hơn cho chuỗi I(1) Nếu kiểm định thống kê vượt quá giới hạn cao, điều này cho thấy có mối quan hệ dài hạn giữa các biến Ngược lại, nếu nằm trong giới hạn tới hạn, không thể đưa ra kết luận, và nếu dưới giới hạn thấp hơn, thì không có đồng liên kết.
Cách xây dựng các biến
Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (REER)
Tỷ giá hối đoái được xác định bằng số lượng ngoại tệ tương ứng với một đơn vị nội tệ, vì vậy khi tỷ giá này tăng lên, đồng nội tệ được coi là mạnh hơn Tỷ giá hối đoái thực tế của quốc gia phản ánh sức mạnh của đồng tiền trong thị trường quốc tế.
H được xác định bằng cách:
Trong đó REER là tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực của H trong thời gian t,
Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) được ký hiệu là P, trong khi tỷ giá hối đoái danh nghĩa của đồng đô la Mỹ được ký hiệu là R Các chỉ số H và i đại diện cho nước chủ nhà và đối tác i tương ứng.
Khác biệt về năng suất (PROD)
Sự tác động của khác biệt vọng tuân theo học thuyết nổi về năng suất lên tỷ giá hối đoái thực được kỳ tiếng Balassa – Samuelson (Balassa,1961 ;
Học thuyết Balassa-Samuelson (1964) cho rằng sự gia tăng năng suất trong khu vực hàng hóa thương mại sẽ dẫn đến việc đồng nội tệ được đánh giá cao hơn, do giá hàng hóa phi thương mại tăng nhanh hơn Để đo lường hiệu ứng này, người ta thường sử dụng tỷ lệ giữa chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và chỉ số giá sản xuất (PPI), hoặc tỷ số GDP bình quân trên đầu người Theo nghiên cứu của Kim và Korhonen (2005), bài viết này sử dụng chỉ số GDP trên đầu người (PCGDP) để đại diện cho sự khác biệt về năng suất, được tính toán theo công thức tương tự như (9).
Tỷ lệ thương mại (TOT)
Tỷ lệ thương mại được tính bằng giá trị đơn vị xuất khẩu so với giá trị đơn vị nhập khẩu, phản ánh giá tương đối giữa xuất khẩu và nhập khẩu của một quốc gia Mặc dù tỷ giá thường thể hiện sự thay đổi trong môi trường kinh tế quốc tế, nhưng ảnh hưởng của tỷ lệ thương mại đến tỷ giá hối đoái thực lại không rõ ràng do tồn tại hai tác động trái ngược nhau.
Tác động của thu nhập đến tỷ lệ thương mại là rất quan trọng; khi thu nhập từ xuất khẩu tăng, nhu cầu về hàng hóa phi thương mại cũng tăng theo Điều này dẫn đến việc giá cả hàng hóa phi thương mại tăng lên, từ đó làm gia tăng giá trị của đồng nội tệ.
Hiệu ứng thay thế xảy ra khi tỷ lệ thương mại cải thiện, dẫn đến việc nhập khẩu trở nên đắt đỏ hơn Kết quả là, nhu cầu trong nước đối với hàng hóa phi thương mại sẽ bị thay thế bởi nhu cầu nhập khẩu, khiến giá của hàng hóa phi thương mại giảm xuống Sự thay đổi này làm giảm giá trị đồng tiền trong nước, và tác động đồng thời của chúng đặt ra câu hỏi thực tiễn về tình hình kinh tế Công thức tính Tỷ lệ thương mại (TOT) có thể được áp dụng để phân tích những biến động này.
Trong đó XV và MV lần lượt thể hiện cho giá trị đơn vị xuất khẩu và giá trị đơn vị nhập khẩu
Chi tiêu của chính phủ (GEXP)
Mối quan hệ giữa chi tiêu của chính phủ và tỷ giá hối đoái thực đã được nghiên cứu sâu sắc, cho thấy chi tiêu của chính phủ có ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thông qua hiệu ứng thay thế và hiệu ứng thu nhập Chi tiêu chính phủ thường tập trung vào hàng hóa phi thương mại, dẫn đến sự gia tăng nhu cầu và giá cả của chúng, từ đó làm tăng tỷ giá hối đoái thực Ngược lại, việc tài trợ cho chi tiêu bằng thuế cao hơn sẽ giảm thu nhập sẵn có, làm giảm nhu cầu hàng hóa phi thương mại và kéo theo sự giảm tỷ giá hối đoái thực Thời gian thực hiện chính sách chi tiêu cũng đóng vai trò quan trọng; chi tiêu cao trong ngắn hạn không có tác động mạnh, nhưng trong dài hạn có thể làm giảm niềm tin vào đồng tiền và ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế, dẫn đến sự giảm tỷ giá hối đoái thực.
Biến dùng để tính tỷ lệ tương đối của chi tiêu của chính phủ với GDP danh nghĩa tuân theo công thức sau:
Trong đó, GEXP thay thế cho chi tiêu của chính phủ ở dạng số tuyệt đối.
Độ mở của của nền kinh tế (OPEN)
Biến này đo lường mức độ mở cửa của nền kinh tế thông qua tỷ lệ giữa tổng kim ngạch trao đổi (xuất khẩu và nhập khẩu) và GDP.
Tác động của sự mở cửa đối với tỷ giá hối đoái thực là không chắc chắn và khó dự đoán Sự mở cửa có thể bao gồm việc giảm hàng rào thuế quan, tăng hạn ngạch hoặc giảm thuế xuất khẩu Những thay đổi này có thể làm giảm giá trị trao đổi hàng hóa nội địa, dẫn đến hiệu ứng thu nhập và hiệu ứng thay thế.
Hiệu ứng thay thế, khi xảy ra liên tục hoặc trong thời gian ngắn, có thể kích thích cầu nhập khẩu Điều này dẫn đến sự suy giảm trong cán cân thương mại và cuối cùng là sự sụt giảm của tỷ giá hối đoái thực.
Hiệu ứng thu nhập từ việc mở cửa nền kinh tế đối với hàng hóa phi thương mại có sự khác biệt tùy thuộc vào chiến lược tiêu thụ của từng quốc gia Nếu thu nhập tăng thêm được sử dụng cho hàng hóa phi thương mại, thì dự đoán tỷ giá hối đoái thực sẽ tăng cao.
Connolly và Devereux (1995) chỉ ra rằng hiệu ứng thay thế từ việc mở cửa kinh tế thường vượt trội hơn so với hiệu ứng thu nhập Hệ quả là, sự tăng trưởng kinh tế trong bối cảnh mở cửa có thể gây ra sự suy giảm giá trị đồng nội tệ do cán cân thương mại bị ảnh hưởng tiêu cực Nếu việc mở cửa được thúc đẩy bằng cách cắt giảm thuế xuất khẩu, như được đề xuất bởi Connolly và Devereux, thì tình hình này càng trở nên rõ ràng hơn.
Năm 1995, hiệu ứng thu nhập và hiệu ứng thay thế đều có xu hướng tương đồng với những biến động trong xuất khẩu Điều này dẫn đến sự cải thiện rõ rệt của cán cân thương mại, từ đó làm gia tăng tỷ giá hối đoái thực.
Công thức của OPEN được tính theo :
TFTHt và TFTit biểu thị tương ứng là tổng kim ngạch ngoại thương nước chủ nhà H và đối tác thương mại i.
Tài sản nước ngoài ròng (NFA)
Tài sản nước ngoài ròng (NFA) được xác định bằng tổng tài sản nước ngoài trừ tổng nợ nước ngoài của một quốc gia Một thâm hụt trong tài khoản hiện tại có thể dẫn đến gia tăng nợ nước ngoài, điều này thường được tài trợ bởi dòng vốn quốc tế Để thu hút đầu tư, nhà đầu tư nước ngoài yêu cầu tỷ suất sinh lợi cao hơn, điều này có thể dẫn đến sự sụt giá của đồng tiền nước thiếu nợ Sự cân bằng trong cán cân thanh toán giả định rằng nợ nước ngoài phải trả lãi suất và được tài trợ bởi thặng dư thương mại, điều này cũng yêu cầu sự sụt giá đồng tiền để nâng cao tính cạnh tranh quốc tế và tăng xuất khẩu ròng Tài sản nước ngoài ròng lớn mạnh thường được đánh giá cao, trong khi tài sản nước ngoài ròng thấp có thể bị đánh giá thấp Để đánh giá quy mô của nền kinh tế, tỷ lệ giữa tài sản nước ngoài ròng và GDP được sử dụng.
NFAHt = (TFAH – TFLHt)/GDPHt - WiHt /GDPit
Trong đó TFA và TFL biểu thị cho tổng tài sản ngoài quốc gia và tổng nợ nước ngoài.
Bộ dữ liệu trong nghiên cứu này bao gồm dữ liệu hàng quý từ Trung Quốc và Hàn Quốc trong giai đoạn từ Quý 1 năm 1980 đến Quý 4 năm 2009, trừ các trường hợp được ghi chú Dữ liệu được sử dụng để tính toán các biến được lấy trực tiếp từ nguồn dữ liệu của IMF, bao gồm Thống kê thương mại (DOTS) và Thống kê tài chính quốc tế (IFS), và được điều chỉnh định kỳ khi cần thiết Lưu ý rằng, trừ các trường hợp đã quy định, các biến được viết thường trong bài viết này biểu thị logarit tự nhiên của biến tương ứng từ phân tích thực nghiệm, ví dụ như reer = ln(REER).
Kết quả thực nghiệm và thảo luận
Kết quả thực nghiệm
Trước khi thực hiện kiểm định đồng liên kết, chúng tôi đã tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey-Fuller (ADF) để kiểm tra tính ngẫu nhiên của các biến ban đầu Kết quả kiểm định ADF cho thấy tất cả các chuỗi thời gian ban đầu không dừng ở mức ý nghĩa 5%, trong khi các chuỗi sai phân bậc một đều dừng lại, cho thấy không có chuỗi nào được tích hợp tại bậc 2.
Chúng tôi đã sử dụng kiểm định độ trễ tự hồi quy ARDL để xác định mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến số liệu, nhưng không phát hiện mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính nào Do đó, chúng tôi đã tiến hành kiểm định đồng liên kết phi tuyến tính Đầu tiên, các biến được biến đổi thông qua thuật toán ACE, với các biến đã biến đổi được chỉ định theo một siêu kịch bản A chi tiết Kết quả từ kiểm định ADF cho các biến biến đổi bởi ACE được trình bày trong bảng 1 và bảng 2, cho thấy hầu hết các chuỗi biến đổi không ổn định, ngoại trừ tot A Trung Quốc và prod A Hàn Quốc.
NFA A đều dừng, dẫn đến việc chúng tôi phải xử lý sự kết hợp giữa I(1) và I(0) Trong tình huống này, phương pháp kiểm định giới hạn ARDL là lựa chọn tối ưu nhất.
Phương pháp biến đổi ACE là phi tham số, khiến việc nắm bắt mối quan hệ giữa các biến ban đầu và biến chuyển đổi trở nên khó khăn Để làm rõ hiệu ứng chuyển đổi ACE, chúng tôi đã phân tích biểu đồ phân tán giữa biến chuyển đổi và biến ban đầu trong bảng số liệu 1 và 2 Nếu biểu đồ gần như là một đường thẳng, điều này cho thấy mối quan hệ tuyến tính, do đó không cần chuyển đổi Tuy nhiên, từ các bảng số liệu, không có biểu đồ nào thể hiện mối quan hệ tuyến tính, mà tất cả đều cho thấy tính phi tuyến tính Đặc biệt, biểu đồ phân tán giữa reer và reer A gần như là một đường thẳng, cho thấy mối quan hệ giữa hai biến này gần như tuyến tính.
Bảng 1 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF của các chuỗi biến gốc và biến chuyển đổi (Trung Quốc )
Trong nghiên cứu này, các biến được biến đổi theo giả thiết A, và việc lựa chọn can thiệp cùng với xu hướng được xác định dựa trên AIC và kiểm tra đồ họa của chuỗi MacKinnon (1996) thực hiện kiểm định một phía trong ngoặc đơn, với giả thiết rằng các chuỗi là đơn vị gốc Chiều dài gián đoạn được chọn tự động dựa trên AIC, với các mức ý nghĩa được biểu thị là 10%, 5% và 1%.
Bảng 2 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF của các chuỗi biến gốc và biến chuyển đỏi Hàn Quốc
Chú ý : 1/ Các biến được biến đổi được chỉ định kĩ càng bởi bản thảo A; 2/
Lựa chọn can thiệp và xu hướng được xác định dựa trên AIC và kiểm tra đồ họa của chuỗi Theo MacKinnon (1996), kiểm định một phía được thực hiện trong ngoặc đơn với giả thiết rằng các chuỗi là nghiệm đơn vị Chiều dài gián đoạn được chọn tự động dựa trên AIC, với mức ý nghĩa được biểu thị là 10%, 5%, và 1%.
Chúng tôi phát hiện mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi biến đổi của tỷ giá hối đoái thực và tỷ giá hối đoái danh nghĩa (neer) ở Trung Quốc và Hàn Quốc, cho thấy sự tồn tại của các mối quan hệ phi tuyến Điều này cho phép kỳ vọng rằng tỷ giá hối đoái danh nghĩa có thể liên kết với các yếu tố cơ bản, từ đó mang lại cái nhìn sâu sắc hơn về mối quan hệ giữa neer và tỷ giá hối đoái thực (reer) Chúng tôi đã ước lượng mô hình tương tự với neer là biến phụ thuộc và tính toán độ co dãn của tỷ giá hối đoái thực để làm rõ hơn về mối quan hệ phi tuyến này, như đã trình bày trong tiểu mục 3.5.2.
Mối quan hệ giữa reer và reer A gần như tuyến tính, cho phép chúng tôi ước lượng rằng số liệu reer sẽ liên kết với các yếu tố cơ bản đã được chuyển đổi Nếu ước lượng này được xác nhận, chúng tôi có thể đơn giản hóa phân tích độ co dãn bằng cách sử dụng mô hình giản lược reer thay vì mô hình phức tạp ban đầu Để kiểm tra tính chắc chắn của các véc tơ đồng liên kết, chúng tôi thực hiện các kiểm định CUSUM và CUSUMQ dựa trên số dư của mô hình ước lượng, và kết quả cho thấy không có bằng chứng bất ổn Kết quả kiểm định cho thấy rằng tất cả các vị trí trên biểu đồ CUSUM và CUSUMQ đều nằm giữa hai đường thẳng biểu thị giới hạn quan trọng tại mức ý nghĩa 5%, xác nhận sự ổn định của các hệ số trong mối quan hệ lâu dài Điều này chỉ ra rằng mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực CNY và các yếu tố cơ bản là ổn định, mặc dù tỷ giá hối đoái danh nghĩa của CNY với đô la đã trải qua những thay đổi cấu trúc do cải cách chế độ tiền tệ qua từng thời kỳ.
Hình 1 Biểu đồ phân tán của các biến chuyển đổi so với các biến gốc (Trung Quốc)
Bảng 3: Tổng hợp kết quả kiểm định ARDL
chỉ mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Dưới đây chúng ta biểu diễn phương trình đồng liên kết cho cả 2 quốc gia:
Với Trung Quốc, chúng tôi phát hiện ra một phương trình đồng liên kết giữa reer A và các biến chuyển đổi cơ bản tại mức ý nghĩa 5%.
chỉ ra mức ý nghĩa thống kê tương ứng là 10%, 5% và 1%.
Theo Hình 1, có thể thấy rằng reer và reer A có mối tương quan dương với nhau Khi sử dụng số liệu tỷ giá hiệu dụng thực làm biến phụ thuộc, chúng ta có được các công thức đồng liên kết như sau: reert = 0.269prod A t + 0.238open A t – 0.144gexp A t + 0.374NFA A t + 1.418tot A t + 4.721 (11).
Nếu chúng ta xem tỷ giá hiệu dụng danh nghĩa là biến phụ thuộc thay vì tỷ giá hiệu dụng thực, phương trình đồng liên kết sẽ được xác định như sau: neert = 0.407prod A t + 0.513open A t + 0.280gexp A t + 0.387NFA A t + 0.573tot A t.
Từ phương trình (10), chúng ta nhận thấy rằng việc chuyển đổi các biến ACE tạo ra những thống kê quan trọng, ảnh hưởng cùng chiều đến sự thay đổi tỷ giá thực Tương tự, trong tổng phương trình (12), sự thay đổi của các biến hệ số cũng diễn ra theo cùng chiều, với sự khác biệt chủ yếu nằm ở độ lớn của chúng Ngược lại, phương trình (11) cho thấy sự chuyển đổi gexp trở nên không đáng kể, chỉ ra rằng phương trình này không phản ánh đầy đủ mối quan hệ giữa reer và các yếu tố cơ bản được trình bày.
(10) Do đó nó được đề nghị rằng phương trình (11) chỉ có thể thỏa mãn như một mặt tiêu chuẩn để mà phân tích thêm.
Trong phương trình (11), hệ số trên tot A là 1.418, cho thấy rằng tỷ số thương mại có thể ảnh hưởng lớn đến sự thay đổi của tỷ giá thực hiệu lực hơn so với các yếu tố cơ bản khác Tương tự, trong phương trình (12), cả reer và neer đều phản ánh tỷ giá hối đoái thương mại bình quân, điều này nhấn mạnh vai trò quan trọng của tỷ số thương mại trong việc xác định tỷ giá hối đoái.
Phân tích độ nhạy
Các phương trình liên kết được xác định bởi các biến số có thể được viết lại như sau: f(REER) β1g1(prod) + β2g2(open) + β3g3(gexp) + β4g4(NFA) + β5g5(tot) + ε
Trong đó: β là các hệ số. f(REER) và gi (i=1,2,3,4,5) là các hàm phi tuyến.
NFA: tài sản nước ngoài ròngPROD: chênh lệch năng suấtTOT: Tỷ lệ thương mạiOPEN: độ mở của nền kinh tếGEXP: chi tiêu chính phủ
Các thuật toán ACE thông thường không đủ khả năng để đưa ra kết luận chính xác về hàm f(Reer) và các biến gi (I = 1,2,3,4,5), khiến việc định lượng các biến này trở nên khó khăn Để điều tra tác động định lượng của tỷ giá thực khi các yếu tố cơ bản thay đổi, chúng ta sẽ tính độ co giãn của tỷ giá thực dựa trên các yếu tố này Mô hình Reer = có sự liên kết chặt chẽ với mô hình f(reer) =, cho phép chúng ta đơn giản hóa phân tích độ nhạy bằng cách sử dụng mô hình Reer = thay vì mô hình f(reer)= Để có cái nhìn tổng quát hơn, chúng ta cũng sẽ phân tích mô hình f(reer)= Các phương trình (11), (12), (14), (15) sẽ được tập trung vào phân tích.
Trước khi tính toán độ nhạy, chúng ta cần áp dụng phương pháp nội suy để ước lượng các ẩn số phi tuyến gi Phương pháp này nhằm liên kết với các thành phần như xi và xi A.
Để đảm bảo các đường cong thu được liên tục, giá trị của hàng loạt {xi} sẽ được sắp xếp theo thứ tự tăng dần với điều kiện Xi < Xi+1, với i = 1, 2, 3, , 119 Sau khi thực hiện biến đổi, ta có được phương trình như sau:
Si = ai(x – xi) 3 + bi(x – xi) 2 + ci(x – xi) + di
Hiện nay, đã có sự liên kết giữa hai điểm liền kề (xi và xi A), với các hệ số ai, bi, ci và di được xác định để đảm bảo đường cong liền nét Nhờ đó, hàm gi phi tuyến được xấp xỉ bằng 119 đa thức khối Để phân tích độ nhạy, chúng tôi chọn 11 điểm phân vị đầu tiên làm điểm tham chiếu, trong đó điểm tham chiếu đầu tiên là PROD-năng suất Cụ thể, trong trường hợp của Trung Quốc, điểm phân vị thứ nhất của năng suất là -4,48304, tương ứng với khoảng [x10, x11) = [-4,48311; -4,48297), và đa thức nội suy được xác định như sau.
Hàm g1 đã được ước lượng thông qua các biểu thức S10 trong một khoảng thời gian nhất định Khi thay thế S10 vào phương trình (11), chúng ta thu được công thức mới.
Reer = 0.269*s10(prod) + 0.238*g2(open) – 0.144g3(gexp) + 0.374g4(NFA) + 1.418g5(tot) + 4.721 (17)
Chúng ta đã tính đạo hàm của phương trình (17) theo biến năng suất để xác định độ co giãn của REER theo năng suất, với giá trị tại prod = -4.48304, được biểu thị bằng Eprod reer.
Chúng tôi đã thực hiện tính toán độ đàn hồi tại 10 điểm tham chiếu khác nhau cho tất cả các trường hợp, lần lượt từ biến thứ 2 đến biến thứ 11 trong tổng số 12 biến Kết quả được trình bày trong Bảng 4 và Bảng 5.
Theo các nguyên tắc kinh tế cơ bản, bảng 4 và 5 cho thấy sự co giãn của tỷ giá thực tế đang thay đổi về cả độ lớn và dấu hiệu, điều này trái ngược với lý thuyết cân bằng tuyến tính tỷ giá thông thường, vốn cho rằng cả độ lớn và dấu hiệu là không đổi.
Tăng trưởng năng suất trong khu vực mậu dịch nội địa so với các nước bạn hàng (PROD) có ảnh hưởng ngược chiều tới tỷ giá thực tế hiệu chỉnh (REER) thông qua hiệu ứng Balassa-Samuelson, với sự gia tăng của PROD dẫn đến việc tăng giá trị đồng nội tệ Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu đã phản bác hiệu ứng này, chẳng hạn như nghiên cứu của Chinn (1997) cho thấy kết quả thực nghiệm với nhiều dấu hiệu bất ngờ, trong khi Chinn và Johnson (1997) phát hiện phần lớn hệ số là âm theo năng suất Nghiên cứu của Fischer (2004) chỉ ra rằng tổng số yếu tố năng suất ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực tế không chỉ qua kênh Balassa-Samuelson mà còn thông qua cầu đầu tư, nghĩa là sự gia tăng năng suất trong bất kỳ ngành nào sẽ làm tăng tổng số vốn cân bằng của nền kinh tế, từ đó dẫn đến tăng cầu đầu tư và tăng giá.
Năng suất có thể ảnh hưởng đến các lĩnh vực kinh tế, và trong một số giai đoạn, chu chuyển vốn cùng với bùng nổ giá cả hàng hóa có thể hiệu quả hơn so với hiệu ứng Balassa-Samuelson trong việc xác định tỷ giá hối đoái thực Không có bằng chứng ủng hộ hiệu ứng Balassa-Samuelson, và sự tăng trưởng năng suất thường liên quan đến dòng tiền từ nước ngoài Tác động của dòng vốn đến tỷ giá thực phụ thuộc vào cách sử dụng nguồn vốn; nếu dành cho giao dịch hàng hóa, tỷ giá thực sẽ giảm và cán cân thương mại xấu đi Ngược lại, nếu dòng vốn tập trung vào lĩnh vực phi mậu dịch, cán cân thương mại sẽ cải thiện Sự thay đổi này giải thích tại sao E reer prod có thể thay đổi dấu hiệu trong từng giai đoạn cụ thể Đối với Trung Quốc, E reer prod tại điểm phân vị 4 không tốt, trong khi Hàn Quốc có kết quả tốt hơn do Trung Quốc đầu tư nhiều hơn vào khu vực phi thương mại còn kém phát triển.
Việc mở cửa hội nhập mang lại nhiều lợi ích cho nền kinh tế, giúp quốc gia thích ứng với nền kinh tế toàn cầu và giảm phụ thuộc vào chính sách bảo hộ thương mại Điều này không chỉ thúc đẩy phát triển kinh tế mà còn có thể làm tăng giá trị đồng nội tệ Tuy nhiên, mở cửa cũng đi kèm với những chi phí, đặc biệt đối với các nước đang phát triển Theo nghiên cứu của Edwards (1994) và Elbadawi (1994), việc giảm rào cản thương mại và thuế nhập khẩu thấp hơn khiến các quốc gia phải dựa vào việc giảm giá hàng hóa để nâng cao khả năng cạnh tranh quốc tế, dẫn đến tác động tiêu cực đến tỷ giá thực.
Bảng 4: Độ co giãn của Reer và neer theo các yếu tố cơ bản (Trung
Số nguyên n trong cột đầu tiên thể hiện thứ tự phân vị; E X Y biểu thị tính co giãn của y đối với x Cần lưu ý rằng NFA lớn hơn logarit.
E NFA reer và E NFA neer có tính chất bán co giãn, với giá trị gexp không đáng kể trong phương trình (11) E gexp reer được tính toán dựa trên phương trình 10, sử dụng nội suy bậc hai Tổng các độ co giãn của reer và neer được biểu thị qua SumE x reer và SumE x neer tương ứng.
Bảng 5: Độ co giãn của Reer và neer theo các yếu tố cơ bản (Trung
Số nguyên n trong cột đầu tiên đại diện cho thứ tự phân vị, trong khi E X Y thể hiện tính đàn hồi của y đối với x Cần lưu ý rằng NFA có giá trị lớn hơn logarit.
E NFA reer và E NFA neer là bán đàn hồi; 3 SumE x reer và SumE x neer biểu thị tổng các độ co giãn của reer và neer tương ứng.
Bằng chứng thực nghiệm về tác động của mở cửa thương mại lên tỷ giá thực vẫn còn gây tranh cãi Một số nghiên cứu như của Elbadawi (1994) và Connolly & Devereux (1995) cho thấy mở cửa có ảnh hưởng tích cực đến tỷ giá hối đoái thực Ngược lại, Kim và Korhonen (2005) chỉ ra tác động tiêu cực của mở cửa kinh tế Li (2004) nhận thấy rằng tỷ giá hối đoái thực thường giảm sau khi các nước mở cửa hoàn toàn, mặc dù một phần tự do hóa mậu dịch có thể dẫn đến tăng trưởng ngắn hạn Kết quả tính toán độ co giãn cho thấy Eopen reer không tốt, với Trung Quốc và Hàn Quốc chỉ có độ co giãn tốt ở hai phân vị, cho thấy tác động chủ yếu là tiêu cực Mở cửa kinh tế tại cả hai nước thường có xu hướng tích cực và hiệu ứng thay thế ở một số giai đoạn Trung Quốc, với tư cách là nước đang phát triển, vẫn chưa hoàn toàn mở cửa, và việc tăng tự do thương mại đồng nghĩa với giảm thuế nhập khẩu hay tăng hạn ngạch, đặc biệt trước khi gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới năm 2001.
