Chuyên đề:
TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ TÀI KHOẢN
VÃNG LAI CỦA TRUNG QUỐC
Giảng viên hướng dẫn: PGS-TS Võ Thị Liên Hoa
Nhóm 5 – NHĐ5 – k18
- Hoàng Xuân Tình
- Phan Thị Ngọc Yến
- Lê Thị Ngọc Hân
- Trần Đình Khôi
- Vũ Minh Đức
1. GIỚI THIỆU

Nội dung trình bày gồm … phần
2.BỐI CẢNH

Tỷ giá hối đoái của Trung Quốc.

Cán cân tài khoản vãng lai, tài khoản thương mại của Trung Quốc
Biểu đồ về tỷ giá

Biểu đồ 1: Tỷ giá danh nghĩa chính thức và tỷ giá thực
giữa RMB/USD từ tháng 01/1986 đến tháng 11/2008.
Biểu đồ về tỷ giá

Biểu đồ 3: Tỷ giá danh nghĩa đã được điều chỉnh và tỷ giá thực RMB/ USD từ tháng 01/1986 đến tháng 11/2008.

Nguồn: Source: IMF, International Financial Statistics, Fernald et al. (1999) và tính toán của tác giả
Cán cân TK vãng lai

Biểu đồ 5: Cán cân tài khoản vãng lai (tỷ USD) và tỷ lệ của tài khoản vãng lai/ GDP. Số liệu
thống kê của IMF năm 2008.


Nguồn: IMF, World Economic Outlook (October 2008).
Cán cân thương mại TQ - Mỹ

Biểu đồ 6: Cán cân thương mại và thỏa ước cán cân thương mại song phương giữa Trung Quốc và Mỹ, tỷ
USD/năm. Cán cân giữa Trung Quốc và Mỹ đơn giản chỉ là dữ liệu trung bình của Trung Quốc và Mỹ.

Nguồn: CEIC, BEA/Census via Haver, và tính toán của tác giả
Nhận xét

Một tỷ lệ lớn thặng dư của Trung Quốc có được từ Hoa Kỳ. Biểu đồ 6 cũng thể hiện thặng dư trong thương
mại song phương với Hoa Kỳ, nhấn mạnh rằng sự thật là cán cân thương mại tổng thể của Trung Quốc khác
xa so với cán cân thương mại của Trung Quốc với Hoa Kỳ.
Tỷ giá hối đoái cân bằng của
Trung Quốc
Có nhiều phương xác nhằm xác định tỷ giá
cân bằng của Trung Quốc, hoặc là dựa vào
công thức ngang giá sức mua tương đối
(PPP) hoặc là tính đến chi phí cạnh tranh, độ
lệch trong mô hình ngang giá sức mua tuyệt
đối, một mô hình kết hợp chặt chẽ những tác
động nhiều kênh thông tin (đôi khi được gọi là
mô hình tỷ giá cân bằng hành vi) hoặc là mô
hình cân bằng dòng tiền. Bảng 1 cung cấp một
trong những phương pháp tiếp cận.
3.Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Quốc
3.1. Phương pháp tiếp cận

Purchasing Power Parities – PPP: ngang giá sức mua


Ghi chú: PPP tương đối cho biết tỷ giá thực tế được tính bằng giá cả hay chỉ số giá và không có yếu tố quyết định được tính toán.
Ngang giá sức mua tuyệt đối cho biết sử dụng so sánh với giá giảm phát để tính toán tỷ giá thực tế.

Balassa-Samuelson (với năng suất) chỉ ra rằng tỷ giá thực (tính toán qua việc sử dụng chỉ số giá) được làm mẫu như một chức
năng của mức độ năng suất khu vực

Tỷ giá hối đoái thực có thể thực hiện - BEER chỉ ra mô hình ghép sử dụng tài sản ròng nước ngoài, quan hệ thương mại (thương
mại tương đối) đến chỉ số giá phi thương mại, thương mại mở hoặc những hình thức khác.

Kinh tế vĩ mô cân bằng cho thấy những trường hợp nơi xả ra sự cân bằng về tỷ giá thực thì tiềm ẩn trong một tài khoản vãng lai
“thông thường” (hoặc sự kết hợp giữa tài khoản vãng lai và dòng vốn bền bỉ, cho cách tiếp cận cán cân nội địa).
3.Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Quốc
3.2. Công thức

Vấn đề chính giải thích cho sự mất cân đối của tài khoản vãng lai
tỷ giá hoán đổi của đồng nhân dân tệ là Trung Quốc đi chệch
hướng đáng kể từ nguyên tắc thoả thuận giữa các nước, ít nhất
là về giá trị đồng tiền.

Các tác giả phân tích độ lệch từ phương pháp ngang giá sức
mua tuyệt đối và thu nhập bình quân thực bằng cách sử dụng
phương pháp bảng hồi quy. Bằng cách đặt đường RMB vào
trong mối quan hệ có được từ kinh nghiệm thực tiễn của quốc
gia phát triển và đang phát triển trong một khoảng thời gian dài,
cách tiếp cận này nhắm vào câu hỏi rằng khi nào thì tỷ giá thật
của đồng nhân dân tệ Trung Quốc cân xứng với mức cân bằng.
Bên cạnh việc tính toán cường độ của sự thiếu cân đối, chúng tôi
đánh giá các ước lượng trong bối cảnh của sự không chắc chắn
mang tính thống kê. Từ đây, chúng tôi mở rộng việc xem xét cả
về ý nghĩa thống kê và kinh tế trong việc ước lượng hệ số dự

báo.
3.Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Quốc
3.2. Công thức

Rổ hàng hóa bao gồm (α) là phi thương mại (biểu thị bằng ký tự N) - và
phần còn lại là hàng hóa thương mại (biểu thị bằng ký tự T). Khi đó:
pt = αpN,t + (1-α)pT,t (1)
Bằng thao tác đơn giản, người ta thấy rằng tỷ giá thực được cho bởi:
qt ≡ st – pt + pt* = (st – pT,t + p*T,t) −α [pN,t – pT,t] +α[ pN,t* − p*T,t]
(2)

Viết lại, thay thế qT,t (giá thương mại liên quốc gia) = (st – pT,t + p*T,t) và
ωt (giá phi thương mại tương đối liên quốc gia) ≡ [ pN,t - pT,t]- [p*N,t −
p*T,t] dẫn đến (2) được viết lại như sau:
qt = qT,t - α ωt (2’)


Điều này cho thấy tỷ giá hối đoái thực có thể được đánh giá cao vì những
thay đổi xuất hiện trong giá tương đối của hàng hoá mậu dịch giữa các
quốc gia hoặc giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch phát sinh trong
một quốc gia, liên quan đến một quốc gia khác. Về nguyên tắc, các nhân tố
kinh tế có thể tác động đến một hoặc cả hai.
3.Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Quốc
3.2. Công thức

Chúng ta tận dụng mối quan hệ này để xác định xem liệu đồng
nhân dân tệ có bị đánh giá thấp hay không. Cách tiếp cận này
hiển nhiên không phải là mới lạ, nó đã được thực hiện gần đây
bởi Frankel (2006) và Coudert and Couharde (2005). Tuy nhiên,
các tác giả mở rộng cách tiếp cận này ra yếu tố. Trước tiên,

chúng tôi tranh luận cách tiếp cận này bằng việc kết hợp yếu tố
chuỗi thời gian. Thứ hai, tác giả định rõ đặc điểm của sự không
chắc chắn liên quan đến các quyết định của chúng tôi về sự mất
cân đối của tiền tệ . Thứ ba, tác giả xem xét sự ổn định mối quan
hệ giữa giá cả tương đối và thu nhập bình quân đầu người
tương đối bằng cách sử dụng: a) mẫu bổ sung về khoảng thời
gian và nhóm các quốc gia cố định, b) các biến kiểm soát.
3.Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Quốc
3.3. Các kết quả 2 biến số cơ bản: sử dụng số liệu đặc trưng
năm 2007

Tác giả thu thập tài liệu từ 160 quốc gia trong giai đoạn 1975-2005. Hầu hết những dữ liệu được lấy từ
những chỉ số phát triển thế giới của Ngân hàng Thế giới (WDI). Bởi vì một số dữ liệu bị thiếu sót nên bản
số liệu không được cân đối.

Tác giả thu thập tài liệu từ 160 quốc gia trong giai
đoạn 1975-2005. Hầu hết những dữ liệu được lấy từ
những chỉ số phát triển thế giới của Ngân hàng Thế
giới (WDI). Bởi vì một số dữ liệu bị thiếu sót nên bản
số liệu không được cân đối.

Mở rộng cách tiếp cận chéo (cross-section) của
Frankel (2006), chúng tôi ước tính mối quan hệ giữa
tỷ giá thức và thu nhập bằng cách sử dụng một dãy
dữ liệu thời gian chéo hồi quy (OLS), nơi tất cả các
biến được thể hiện trong các điều kiện liên quan đến
Hoa Kỳ;
rit = β0 + β1yit + uit (5)

Biểu đồ 7: Tỷ lệ RMB phân tán dựa trên ước tính chung OLS với PPP – căn cứ vào một

đơn vị thu nhập vốn, 1975 – 2005; Dữ liệu Trung Quốc 2006 được lấy từ World Economic
Outlook; Quan sát “Trung Quốc mới 2005” được dựa trên dữ liệu ICP 2007.
3.Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Quốc
3.3. Các kết quả 2 biến số cơ bản: sử dụng số liệu đặc trưng
năm 2007

Xem xét đường đi của RMB được biểu diễn tại biểu đồ 7 rất thú vị. Bắt đầu từ một khuôn mẫu
được đánh giá quá cao, qua ba thập kỷ sau đó nó hướng tới giá trị cân bằng được dự đoán và sau
đó vượt cao quá mức, do đó, ở giai đoạn năm 2005-2006, nó được định giá khá thấp vào khoảng
60% trong thời kỳ quan sát (log terms) (trong điều kiện tuyệt đối là 50%). Đó thật sự là một
bài toán khó vì đường đồ thị của RMB khác so với đường đã dự đoán theo giả thuyết của
Balassa-Samuelson. So sánh các quan sát trong năm 1975 và 2004, chúng tôi thấy rằng các quốc
gia như Indonesia, Malaysia, và Singapore cũng gia tăng thu nhập của họ nhưng lại giảm mức
giá tương đối. Mặt khác, Nhật Bản - một quốc gia thường được dùng trong minh họa cho tác
động trong giả thuyết của Balassa-Samuelson, có một mối quan hệ tích cực giữa thu nhập và
mức giá tương đối. Chúng tôi bảo lưu những phân tích sâu hơn nữa cho các nghiên cứu trong
tương lai.

Trong bối cảnh này, chúng tôi thực hiện hai quan sát về những sai lệch được ước lượng này.
Đầu tiên, RMB liên tục bị định giá thấp bởi tiêu chuẩn này từ giữa những năm 1980, ngay cả
vào năm 1997 và 1998, khi Trung Quốc được khen ngợi cho việc hạ giá đồng nhân dân tệ của
mình bất chấp sự đe dọa đến vị thế cạnh tranh của nó.
3.Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Quốc
3.3. Các kết quả 2 biến số cơ bản: sử dụng số liệu đặc trưng
năm 2007

Thứ hai, và có lẽ là quan trọng nhất là trong năm 2005, RMB vượt xa giá trị dự đoán với sai số
tiêu chuẩn trong khoảng 1-2, điều mà trong bối cảnh hiện tại được xem như là giá trị cân bằng.
Hay nói cách khác, theo tiêu chuẩn thống kê chuẩn mà các nhà kinh tế áp dụng chung, đồng
RMB không bị đánh giá thấp về mặt ý nghĩa thống kê (như trong năm 2005). Tương tự như vậy,

chúng tôi không thể khẳng định mức độ ước tính của việc đánh giá thấp đồng RMB là có ý
nghĩa thống kê trong năm 2006. Sự mở rộng quan sát trong các biểu đồ phân tán sẽ ngăn những
ai có lời tuyên bố hùng hồn về mức độ chính xác của sự sai lệch .

Theo Cheung và những nhà nghiên cứu khác (2007b), chúng tôi mở rộng sự phân tích
này để cho phép sự phát triển không đồng nhất theo các nhóm quốc gia (nước công
nghiệp so với nước kém phát triển, tăng trưởng cao so với tăng trưởng thấp và theo
vùng lãnh thổ) và theo các giai đoạn thời gian. Sau khi tiến hành các kiểm tra khác
nhau về độ bền, chúng tôi kết luận rằng mặc dù các điểm ước lượng chỉ ra rằng đồng
RMB bị định giá thấp trong hầu như tất cả các mẫu, nhưng hầu như không có trường
hợp nào là sai lệch mang ý nghĩa thống kê, và quả thật, khi sự tương quan nối tiếp
được dùng để giải thích, phạm vi của sự thiếu liên kết thậm chí không có ý nghĩa thống
kê ở mức 50%. Những phát hiện này nhấn mạnh độ không chắc chắn xung quanh các
ước lượng thực nghiệm của “các tỷ giá hối đoái cân bằng thực" là rất lớn, do đó nhấn
mạnh sự khó khăn trong việc ước lượng chính xác đồng RMB bị định giá thấp như thế
nào.
3.Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Quốc
3.3 Cập nhật những đặc điểm cơ bản: số liệu đặc trưng
năm 2008

Kết quả này được minh hoạ rõ ràng trong biểu đồ 8, nơi trình bày
biểu đồ phân tán của mức giá so với thu nhập bình quân đầu
người, nhưng sử dụng những dữ liệu mới nhất. Những con số
này tổng kết nghiên cứu cơ bản của chúng tôi: đó là một độ lệch
đáng kể (vào khoảng 40%) được tìm thấy trong phân tích trước
đây của chúng tôi đã biến mất trong phân tích này[1].

Người ta dùng sự phát triển này như một minh chứng cho kết
luận trước đó của chúng tôi rằng các bằng chứng thống kê cho
việc định giá thấp là không đúng. Tuy nhiên, các kết quả của

chúng tôi trước đây là dựa trên mô hình không chắc chắn. Sự
điều chỉnh vị trí của Trung Quốc phản ánh sai số đo lường, điều
mà chúng tôi đã không quan tâm trong quá trình phân tích trước
đó.
3.Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Quốc
3.3 Cập nhật những đặc điểm cơ bản: số liệu đặc trưng năm
2008

Ngân hàng Thế giới có báo cáo ước tính mới về GDP của Trung
Quốc và mức giá trong năm 2005, đo bằng PPP. Những ước
tính này, dựa trên kết quả của Dự án So sánh Quốc tế, kết hợp
dữ liệu điểm chuẩn mới về giá. Kết quả cuối cùng là giảm GDP
bình quân đầu người ước tính của Trung Quốc khoảng 40%, và
tăng mức giá ước tính cũng bằng số đó. Sử dụng dữ liệu được
cập nhật, người ta thấy rằng quan sát năm 2005 của Trung Quốc
về cơ bản nằm trên đường hồi qui, được tô đạm là “TQ mới
2005” trong biểu đồ 7. Nói cách khác, các ước tính mới đã xóa
bỏ sự đánh giá thấp theo ước tính của các tác giả. Tuy nhiên,
việc giải thích đúng đắn về vấn đề này liên quan đến một cách
tiếp cận hơi khác. Điều này là do dữ liệu của nhiều quốc gia đã
được sửa đổi đáng kể. Điều này có nghĩa rằng chúng ta cần
phải ước lượng lại sự hồi quy
3.Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Quốc
3.3 Cập nhật những đặc điểm cơ bản: số liệu đặc trưng năm
2008

Biểu đồ 8: Tỷ lệ RMB phân tán dựa trên ước tính chung OLS với PPP
– căn cứ vào một đơn vị thu nhập vốn, dữ liệu tiêu biểu 2008.
3.Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Quốc
3.3 Cập nhật những đặc điểm cơ bản: số liệu đặc trưng năm

2008

Kết quả này được minh hoạ rõ ràng trong biểu đồ 8, nơi trình bày biểu
đồ phân tán của mức giá so với thu nhập bình quân đầu người, nhưng
sử dụng những dữ liệu mới nhất. Những con số này tổng kết nghiên cứu
cơ bản của Các tác giả: đó là một độ lệch đáng kể (vào khoảng 40%)
được tìm thấy trong phân tích trước đây của Các tác giả đã biến mất
trong phân tích này[1].

Người ta dùng sự phát triển này như một minh chứng cho kết luận trước
đó của Các tác giả rằng các bằng chứng thống kê cho việc định giá thấp
là không đúng. Tuy nhiên, các kết quả của Các tác giả trước đây là dựa
trên mô hình không chắc chắn. Sự điều chỉnh vị trí của Trung Quốc
phản ánh sai số đo lường, điều mà Các tác giả đã không quan tâm trong
quá trình phân tích trước đó.

[1] Các tác giả không kiểm soát các hiệu ứng thêm vào trong những hồi
qui này. Tuy nhiên, kết quả cơ bản thì không thay đổi với kết luận về các
biến khác bao gồm các nhân tố cá nhân và tổ chức. Xem cheung et al
(2009).
4. Độ co giãn thương mại
4.1 Độ co giãn thương mại đa phương

Trước tiên, chúng ta hãy xem xét dòng chảy thương mại của Trung
Quốc đối với các nước còn lại của thế giới. Chúng ta ước tính các
phương trình sau đây, với những ký hiệu về xuất xuất khẩu nhập khẩu
theo quan điểm của người Trung Quốc:
ext = β0 + β1 yt* + β2 qt + β3 zt +u1,t , (4)
và
imt = γ0 +γ1 yt +γ2 qt +γ3 wt +u2,t , (5)


Trong đó y là một biến động, q là tỷ giá thực (được định nghĩa quy ước
để tăng một đơn vị mất giá), và z là một biến cung. Biến w là một biến
chuyển cho các yếu tố khác để làm tăng nhu cầu nhập khẩu. Các
phương trình trên được ước tính bằng cách sử dụng phương pháp hồi
quy OLS linh hoạt của Stock -Watson (1993) với sự thay đổi đầu tiên
“leads và lags” của các các biến bên phải.

Đối với các biến phụ thuộc, chúng ta đã thu thập dữ liệu về xuất khẩu và
nhập khẩu Trung Quốc từ đầu những năm 1980 đến năm 2006 trên cơ
sở hàng tháng. Những dữ liệu này được lần lượt chia thành dòng chảy
thương mại thông thường, gia công và từng phần
4. Độ co giãn thương mại
4.1 Độ co giãn thương mại đa phương

Có hai kết quả được thống nhất trong tất cả các kết quả hồi quy . Trước tiên, biến thu nhập
nằm trong một giá trị rất cao (có lẽ không tồn tại) và hệ số có ý nghĩa thống kê. Thứ hai, tỷ
giá hối đoái thực nằm trong dấu hiệu phủ định hoàn toàn - có nghĩa là sự mất giá mạnh đồng
RMB gây ra sư sụt giảm xuất khẩu.

Bởi vì những kết quả trên có vẻ như chống lại trực giác, Các tác giả chú ý đến biến cung. Mô
hình hàng hóa bất hoàn hảo của xuất nhập khẩu phụ thuộc chủ yếu vào chỉ số tỷ giá hoán
đổi thực đo lường tốt mức giá tương đối của hàng hóa mậu dịch. Tuy nhiên, thước đo tỷ giá
hối đoái của Các tác giả là tỷ giá hối đoái giảm phát CPI, đây có thể hoặc không thể là thước
đo tốt của mức giá hàng hóa mậu dịch tương đối Do đó, Các tác giả thêm vào một thước đo
của của phía cung bằng cácb sử dụng thước đo của nguồn vốn sản xuất Trung Quốc.

Các kết quả có được bằng việc sử dụng biến cung này khá thú vị. Theo đó, hệ số biến cung
hiện giờ là có ý nghĩa ổn định duy nhất. Bên cạnh đó, vào lúc này, hệ số giá và thu nhập có
vẻ hợp lý hơn, thậm chí chúng thường không có ý nghĩa thống kê.


Các tác giả chuyển sang kiểm tra nhập khẩu của Trung Quốc. Các tác giả phân định nhập
khẩu thành từng dòng giống như xuất khẩu.

Nhập khẩu tổng hợp xuất hiện phản ứng mạnh đến thu nhập theo hướng được dự đoán. Mặt
khác, Các tác giả tái tạo các kết quả liên quan đến co giãn giá của Marquez và Schindler.
Một đồng RMB yếu dẫn đến nhập khẩu nhiều hơn chứ không phải ít đi. Điều này chỉ đúng
cho nhập khẩu hàng hoá thông thường. Chỉ khi chuyển sang nhập khẩu hàng hoá gia công
và từng phần, người ta mới có được một số bằng chứng hỗn tạp, và vì thế các kết quả đó
vẫn hướng tới việc tìm kiếm một hệ số sai hướng.
4. Độ co giãn thương mại
4.1 Độ co giãn thương mại song phương Mỹ - TQ

Độ co giãn thu nhập được ước tính dựa trên dữ liệu Hoa Kỳ là khả quan, nhưng không có ý nghĩa thống kê.
Mặt khác, có một hệ số có ý nghĩa thống kê trên tỷ giá thực song phương. Nói cách khác, bởi vì RMB được
định giá thấp so với đồng đô la, xuất khẩu Trung Quốc vào Mỹ tăng. Ngoài ra, khi đồng nhân dân tệ định giá
thấp so với đồng USD, lượng xuất khẩu của Trung Quốc vào Mỹ tăng. Thêm vào đó, khi đồng nhân dân tệ
của Trung Quốc định giá thấp hơn so với các quốc gia đối tác thương mại, thị phần xuất khẩu của Trung
Quốc vào Mỹ chiếm một tỷ lệ lớn hơn so với các nước trong khu vực ASEAN và các nền kinh tế khác. Tuy
nhiên, tác động ước tính này không thực và không mang nhiều ý nghĩa thống kê. Cuối cùng, biến cung cấp
đi kèm với hệ số ý nghĩa thống kê.

Thú vị là khi Các tác giả sử dụng dữ liệu của Trung Quốc, Các tác giả có được một hệ số tiêu cực về thu
nhập Mỹ. Tuy nhiên, các kết quả khác vẫn không bị ảnh hưởng. Do đó, Các tác giả tin rằng tỷ giá hối đoái
thực song phương không ảnh hưởng đến dòng chảy thương mại song phương.

Chúng ta nên chú trọng những ước lượng nào? Các tác giả tin rằng các kết quả dựa trên dữ liệu của Hoa Kỳ
có độ tin cậy cao hơn, ít nhất là trong phạm vi có liên quan đến xuất khẩu của Trung Quốc. Đối với hàng
nhập khẩu của Trung Quốc từ Mỹ, dữ liệu của Trung Quốc có thể đáng tin cậy hơn.


Ngược lại với kết quả thu được cho lượng xuất khẩu của Trung Quốc sang Mỹ, nhập khẩu của Trung Quốc
từ Mỹ đã được giải thích tương đối tốt từ thu nhập và tỷ giá hối đoái thực của Trung Quốc - ít nhất là cho dữ
liệu Mỹ - tỷ giá hối đoái thực. Cho cả độ co giãn có ý nghĩa thống kê và theo hướng được tiên đoán khi sử
dụng dữ liệu Mỹ. Tuy nhiên, tỷ giá hối đoái của Trung Quốc liên quan đến các đối tác thương mại khác một
lần nữa lại không đi theo bất kỳ mô hình được nhận biết nào. Mặc dù có sự tương tự trong việc xử lý chuỗi
dữ liệu thời gian của Mỹ và Trung Quốc, khi những nhà nghiên cứu sau sử dụng (when the latter are used),
các hệ số tỷ giá thực tế song phương không còn ý nghĩa thống kê, cũng không còn là dấu hiệu tiêu cực.