TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM
KHOA SAU ĐẠI HỌC









BÀI DỊCH
TÀI CHÍNH QUỐC TẾ





TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ TÀI KHOẢN
VÃNG LAI CỦA TRUNG QUỐC



Thực hiện : Nhóm 3b
Lớp : NH Đêm 2 – K18
GV hướng dẫn : ThS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

TPHCM, thaùng 04 naêm 2010
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


1

Tóm tắt
Chúng tôi xem xét tỷ giá hối đoái của Trung Quốc có sai lệch hay không, tỷ giá hối đoái và các
hoạt động kinh tế tác động đến dòng chảy thương mại của Trung Quốc như thế nào. Đầu tiên,
chúng tôi nhận thấy rằng tiền tệ của Trung Quốc, Đồng nhân dân tệ (RMB) thực chất được định
giá thấp hơn so với giá trị được dự báo thông qua việc ước lượng mẫu một số quốc gia, khi sử
dụng dữ liệu vintage 2006 của Chỉ số phát triển thế giới. Sự sai lệch này có ý nghĩa về mặt kinh
tế, ở khoảng 50% trong dữ liệu đầu vào. Tuy nhiên, sự sai lệch này không có ý nghĩa thống kê
khi nó nằm ngoài khoảng có ý nghĩa hai sai số chuẩn. Tuy nhiên, nhận định này hoàn toàn biến
mất khi sử dụng dữ liệu Vintage 2008 mới nhất; theo đó sự định giá thấp đồng nhân dân tệ đã
được ước lượng chỉ khoảng 10%. Thứ hai, chúng tôi nhận thấy rằng giá tương đối tác động đến
dòng chảy thương mại đa phương của Trung Quốc được biểu hiện bởi tỷ giá hối đoái theo tỷ
trọng thương mại nhưng mối tương quan này không phải lúc nào cũng chính xác. Ngoài ra, xu
hướng của sự tác động này đôi khi khác với những gì được mong đợi. Ví dụ, theo như mong
đợi, khi đồng Nhân Dân Tệ giảm giá, xuất khẩu của Trung Quốc sẽ gia tăng, khi đã tính đến
biến cung, nhưng thật ra, sự giảm giá của Đồng Nhân Dân Tệ lại làm cho nhập khẩu hàng hóa
thông thường của Trung Quốc tăng. Theo đó, thương mại Trung Quốc cũng không phải là ngoại
lệ. Đặc biệt là khi có giao thương giữa Trung Quốc với Mỹ và sau khi vốn sản xuất của Trung

Quốc gia tăng. Vì thế, theo như dự kiến, tỷ giá hối đoái thực và sự dịch chuyển thu nhập tương
đối sẽ tác động đến cán cân thương mại Trung Quốc – Mỹ. Tuy nhiên, sự thay đổi của tỷ giá hối
đoái lại không ảnh hưởng nhiều đến cả dòng chảy thương mại đa phương và song phương như
dự đoán. Và dĩ nhiên, những kết quả này không cung cấp nhiều thông tin cho câu hỏi sự thay
đổi tỷ giá hối đoái của Đồng Nhân Dân Tệ so với đồng Đô la Mỹ sẽ ảnh hưởng như thế nào đến
toàn bộ thâm hụt thương mại của Mỹ. Cuối cùng, chúng tôi muốn nhấn mạnh rằng những ước
lượng về sự sai lệch của đồng Nhân dân tệ, biến động của tỷ giá hối đoái và mức sản lượng tác
động đối với dòng chảy thương mại là không chắc chắn. Cụ thể, kết quả về độ co giãn thương
mại thì nhạy cảm theo các đặc điểm kinh tế lượng, khi tính đến sự tác động của nguồn cung và
khuynh hướng thời gian.
1. Phần mở đầu
Trong những năm gần đây, Trung Quốc với các chính sách kinh tế của mình đang thể hiện rõ
nét trong giai đoạn kinh tế toàn cầu. Ngay cả khi những tranh luận về cán cân thương mại của
Trung Quốc và giá trị đồng nhân dân tệ vẫn đang diễn ra, thì lại có một cuộc tranh cãi khác
xoay quanh những yếu tố quyết định đến các biến trên giữa các nhà nghiên cứu và những người
hoạch định chính sách.
Có một vài nghiên cứu về tỷ giá hối đoái của Trung Quốc và cán cân thương mại/cán cân vãng
lai. Đây là một phần kết quả của đặc tính riêng biệt của nền kinh tế Trung Quốc. Trong nghiên
cứu này, chúng tôi cố gắng cung cấp thông tin về những cuộc tranh cãi về sự tương tác giữa tỷ
giá hối đoái và tài khoản vãng lai bằng cách dựa vào hai phương pháp nghiên cứu chủ yếu. Đầu
tiên, thông qua những nghiên cứu tại một số quốc gia, chúng tôi đã nhận biết được tỷ giá hối
đoái thực cân bằng. Thứ hai, chúng tôi cố gắng đạt được những ước lượng chính xác hơn về độ
co giãn thương mại Trung Quốc, cả về quan hệ song phương (với Mỹ) và đa phương. Trong khi
làm điều đó, chúng tôi hy vọng giải quyết được các tranh cãi hiện nay dựa trên quy tắc ngón tay
cái.
Để dự đoán kết quả, chúng tôi phát hiện một số điều thú vị. Đầu tiên, Đồng nhân dân tệ (RMB)
thực chất được định giá thấp hơn so với giá trị được dự báo thông qua việc ước lượng mẫu một
số quốc gia. Sự sai lệch này có ý nghĩa về mặt kinh tế, ở khoảng 50% trong dữ liệu đầu vào.
Tuy nhiên, sự sai lệch này không có ý nghĩa thống kê khi nó nằm ngoài khoảng có ý nghĩa một
sai số chuẩn. Hơn nữa, việc xem xét lại dữ liệu cơ sở cung cấp nhiều lý do để ước lượng thận

trọng hơn về sai lệch tiền tệ.
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


2

Thứ hai, chúng tôi nhận thấy rằng giá tương đối tác động đến dòng chảy thương mại đa phương
của Trung Quốc, được biểu hiện bởi tỷ giá hối đoái theo tỷ trọng thương mại nhưng mối quan
hệ này không phải lúc nào cũng được ước lượng một cách chính xác. Ngoài ra, xu hướng của sự
tác động này đôi khi khác với những gì được mong đợi. Ví dụ, theo như mong đợi, khi đồng
Nhân Dân Tệ giảm giá, xuất khẩu của Trung Quốc sẽ gia tăng, khi đã tính đến biến cung, nhưng
thật ra, sự giảm giá của Đồng Nhân Dân Tệ lại làm cho nhập khẩu hàng hóa thông thường của
Trung Quốc tăng. Theo đó, thương mại Trung Quốc cũng không phải là ngoại lệ.
Đặc biệt là khi có giao thương giữa Trung Quốc với Mỹ và sau khi vốn sản xuất của Trung
Quốc gia tăng. Vì thế, theo như dự kiến, tỷ giá hối đoái thực và sự dịch chuyển thu nhập tương
đối sẽ tác động đến cán cân thương mại Trung Quốc – Mỹ. Tuy nhiên, sự thay đổi của tỷ giá hối
đoái lại không ảnh hưởng nhiều đến cả dòng chảy thương mại đa phương và song phương như
dự đoán. Và dĩ nhiên, những kết quả này không cung cấp nhiều thông tin cho câu hỏi sự thay
đổi tỷ giá hối đoái của Đồng Nhân Dân Tệ so với đồng Đô la Mỹ sẽ ảnh hưởng như thế nào đến
toàn bộ thâm hụt thương mại của Mỹ.
Cuối cùng, chúng tôi muốn nhấn mạnh rằng những ước lượng về sự sai lệch của đồng nhân dân
tệ, biến động của tỷ giá hối đoái và mức sản lượng tác động đối với dòng chảy thương mại là
không chắc chắn. Cụ thể, kết quả về độ co giãn thương mại thì nhạy cảm theo các đặc điểm
kinh tế lượng, khi tính đến sự tác động của nguồn cung và khuynh hướng thời gian.
2. Đặt vấn đề
Thảo luận về nền kinh tế Trung Quốc và sự tương tác của nó với nền kinh tế toàn cầu nhất thiết
phải chi tiết bởi vì nền kinh tế Trung Quốc vừa chuyển đổi từ một nền kinh tế chỉ huy tập trung
sang nền kinh tế thị trường. (Xem Cheung, Chinn và Fujii (2007a) thảo luận các vấn đề khác
nhau liên quan đến việc chuyển đổi của nền kinh tế Trung Quốc.)
Hãy đánh giá một cách đúng đắn về tỷ giá hối đoái danh nghĩa, tỷ giá hối đoái thực và giá tương

đối trong bất kỳ nền kinh tế mở nào. Hình 1 mô tả tỷ giá hối đoái song phương của Trung Quốc
trong 20 năm qua. Dùng phương pháp tiếp cận chuẩn trong hệ thống cảnh báo sớm khủng
hoảng người ta có thể tính được mức độ định giá cao tỷ giá hối đoái cũng như độ lệch so với xu
hướng chung. Việc áp dụng cách tiếp cận này trong trường hợp của Trung Quốc sẽ không dẫn
đến một kết quả khả quan. Trước hết hãy xem xét một ví dụ đơn giản về tỷ giá hối đoái thực
giữa đô la Mỹ và đồng nhân dân tệ. Trong Hình 1, tỷ giá cao làm cho tiền tệ của Trung Quốc
yếu hơn. Qua các thời kỳ, đồng nhân dân tệ có xu hướng giảm giá trị.
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


3


Hình 1: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa và tỷ giá hối đoái thực RMB/USD, từ tháng 01 năm
1986 đến tháng 11 năm 2008. Nguồn: IMF, Thống kê tài chính quốc tế, và tính toán của tác
giả.
Tuy nhiên, với trường hợp các nền kinh tế chuyển đổi từ kiểm soát tài khoản vốn sang nới lỏng
một phần và từ chế độ tỷ giá hối đoái kép sang tỷ giá hối đoái thống nhất, có một số tranh luận
trong việc lựa chọn phương thức xác định tỷ giá hối đoái. Trong trường hợp của Trung Quốc, có
thể có một cuộc tranh luận, với một phần các giao dịch diễn ra theo tỷ giá hối đoái hoán đổi,
năm 1994 “sự phá giá” được mô tả như là một sự thống nhất của các tỷ giá hối đoái khác nhau.
Hình 2 cho thấy tỷ giá hối đoái chính thức (đường nét liền) mà tại đó một số giao dịch diễn ra
và tỷ giá thả nổi – thường được gọi là “tỷ giá thị trường hoán đổi” thể hiện ở đường đứt nét. Sử
dụng một số trung bình của hai tỷ giá này (gọi là tỷ giá điều chỉnh) mang lại một chân dung
khác cho hướng đi của đồng nhân dân tệ với một xu hướng khác (chủ yếu bằng phẳng), như mô
tả trong Hình 3. (Xem thêm thảo luận của Fernald, Edison và Loungani (1999), sự phá giá tiền
tệ năm 1994 gây nên khủng hoảng tiền tệ năm 1997-1998 đúng hay không?)
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo



4


Hình 2: Tỷ giá hối đoái chính thức và tỷ giá hối đoái hoán đổi RMB/USD, từ tháng 01 năm
1986 đến tháng 06 năm 2007. Nguồn: IMF, Thống kê tài chính quốc tế, và Fernald (1999)

Hình 3: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa điều chỉnh và tỷ giá hối đoái thực điều chỉnh RMB/USD,
từ tháng 01 năm 1986 đến tháng 11 năm 2008. Nguồn: IMF, Thống kê tài chính quốc tế,
Fernald (1999), và tính toán của tác giả.
Tỷ giá hối đoái theo tỷ trọng thương mại được cho là thích hợp hơn. Hình 4 mô tả chỉ số tỷ giá
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


5

hối đoái hiệu dụng của IMF và một xu hướng tuyến tính ước tính trên mẫu có sẵn từ năm 1986
đến tháng 09 năm 2008. Sau các phương pháp được nêu trong Chinn (2000), Cheung sắp tới sẽ
kiểm tra tính liên kết giữa tỷ giá hối đoái danh nghĩa (tỷ giá hối đoái có tỷ trọng thương mại) và
mức giá tương đối. Chúng tôi đã tìm ra bằng chứng chứng minh sự liên kết của hai biến số này
với các hệ số cho trước. Điều này có nghĩa là chúng tôi có thể sử dụng kết quả này như một chỉ
số thống kê của giá trị trung bình mà hàng loạt tỷ giá hối đoái thực hướng tới. Điều thú vị là lặp
lại tiến trình này nhằm đạt mục tiêu là nâng giá tiền tệ lên 14.2% trong tháng 9 năm 2008.

Hình 4: Tỷ giá hối đoái có tỷ trọng thương mại của RMB, từ tháng 01 năm 1986 đến tháng
11 năm 2008, và xu hướng tuyến tính theo thời gian. Nguồn: IMF, Thống kê tài chính quốc
tế, và tính toán của tác giả. Dữ liệu trước năm 1994 từ Thống kê tài chính quốc tế tháng
03/2007.
Báo cáo sai sự thật khi nói rằng tài khoản vãng lai và tài khoản thương mại của Trung Quốc có
lãi thật sự trong vài năm qua, một phần là vì sự gián đoạn của những dòng chảy này. Hình 5 cho
thấy cán cân vãng lai được tính bằng đồng đô la và tỷ lệ cán cân vãng lai so với GDP. Rõ ràng

là cán cân vãng lai của Trung Quốc đã tăng lên trong những năm gần đây, khuấy động cuộc
chiến giữa “tính chuẩn tắc” và sự phù hợp của cuộc đua các thị trường mới nổi lớn như là thặng
dư lớn. Dĩ nhiên, tính chuẩn tắc là theo con mắt của người nhìn. Chinn và Ito (2007) cho rằng
thặng dư tài khoản vãng lai của Trung Quốc trong giai đoạn 2000 – 2004 là trong giới hạn sai số
của thống kê theo mô hình tài khoản vãng lai dựa trên các yếu tố quyết định của tiết kiệm và
đầu tư. (Những phân tích của Chinn và Ito dựa trên phương pháp tiếp cận của Chinn và Prasad
(2003) để ước lượng mức độ “bình thường” của cán cân tài khoản vãng lai, sử dụng như những
nền tảng cân bằng ngân sách, thu nhập bình quân đầu người, các biến nhân khẩu học và các
biến kiểm soát khác)
Cán cân vãng lai phần lớn được điều khiển bởi cán cân thương mại. Hình 6 cho thấy cán cân
thương mại được tính bằng đồng đô la. Cho đến khoảng năm 2004, cán cân thương mại của
Trung Quốc biến động mạnh, thâm hụt so với các nước có thặng dư giao dịch bù trừ với Mỹ.
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


6


Hình 5: Cán cân vãng lai (được tính bằng USD) và tỷ lệ cán cân vãng lai so với GDP. Thống
kê 2008 là từ những dự đoán của IMF. Nguồn: IMF, Triển vọng kinh tế thế giới (tháng
10/2008)
Điều này mang đến cho chúng tôi một khía cạnh thú vị về bài học kinh nghiệm của Trung Quốc,
thực tế là phần lớn thặng dư của Trung Quốc là do Mỹ. Hình 6 cũng cho thấy thặng dư song
phương với Mỹ, nêu bật một thực tế là trạng thái của toàn bộ cán cân thương mại Trung Quốc
khác với cán cân thương mại Trung Quốc – Mỹ. (Chú ý trong số liệu này, chúng tôi đo lường
cán cân thương mại Trung Quốc – Mỹ theo cách đo lường của Trung Quốc, khác với cách đo
lường của Mỹ, do sự khác biệt trong đo lường định giá và tái xuất khẩu trong Hồng Kông). Sự
khác nhau này phản ánh một phần vai trò của Trung Quốc trong chuỗi cung cấp toàn cầu.
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo



7


Hình 6: Cán cân thương mại và cán cân thương mại song phương giữa Trung Quốc và Mỹ,
đơn vị tính: tỷ đô la. Cán cân Trung Quốc – Mỹ là số liệu trung bình của Trung Quốc và Mỹ.
Nguồn: CEIC, BEA/Census via Haver, và tính toán của tác giả.
Do sự khác biệt giữa các phương thức đo lường tỷ giá hối đoái cân bằng và trạng thái của tài
khoản thương mại nên trước hết chúng tôi kiểm tra mô hình của tỷ giá hối đoái cân bằng và sau
đó lấy tỷ giá hối đoái ước tính phản ứng của các dòng chảy thương mại đối với các biến của
kinh tế vĩ mô trong trạng thái cân bằng.
3. Tỷ giá hối đoái cân bằng của Trung Q uốc:
3.1. Tổng quan về các cách tiếp cận:
Một vài cuộc khảo sát đã so sánh những ước lượng về mức độ sai lệch của đồng nhân nhân tệ.
GAO (2005) đã đưa ra một sự so sánh giữa tài liệu học thuật và tài liệu về các chính sách t rong
khi đó Cairns (2005b) chủ yếu là nghiên cứu những ước lượng điểm của những nhà phân tích.
Chúng ta sẽ xem lại những tài liệu này và tập trung chủ yếu vào những khác biệt về kinh tế và
kinh tế lượng của những phân tích này. Chúng ta cũng giới hạn việc xem xét trong các nghiên
cứu gần đây.
Đa số các nghiên cứu có nhiều điểm tương đồng, dựa trên vài h ình thức của ngang giá sức mua
(PPP) tương đối hoặc sự tính toán khả năng cạnh tranh của chi phí, một mô hình của những độ
lệch theo ngang giá sức mua tuyệt đối, một mô hình hỗn hợp dựa trên giả định thị trường hiệu
quả (đôi khi được gọi là mô hình tỷ giá hối đoái cân bằng hành vi) hoặc mô hình cân bằng dòng
chảy thương mại. Bảng 1 cho thấy một trong những cách tiếp cận này, được tách ra theo từng
loại dữ liệu.

Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


8


Bảng 1: Những nghiên cứu về tỷ giá hối đoái cân bằng của đồng Nhân dân tệ


Ghi chú: ngang giá sức mua tương đối cho thấy tỷ giá hối đoái thực được tính dựa trên giá cả
hay các chỉ số về chi phí và không có yếu tố nào m ang tính quyết định. Ngang giá sức m ua tuyệt
đối sử dụng sự so sánh về giá cả để tính toán tỷ giá hối đoái thực. Balassa-Samuelson chỉ ra
rằng tỷ giá hối đoái thực (dùng chỉ số giá để tính) được m ô phỏng như là m ột công cụ đo lường
các m ức độ của năng suất khu vực. BEER cho thấy một mô hình hỗn hợp sử dụng tài sản ròng
của nước ngoài, tỷ lệ tương đối của giá của hàng hóa thương mại và hàng hóa phi thương mại,
sự mở cửa thương m ại, hay các biến số khác. Cân bằng vĩ mô chỉ ra những trường hợp m à tỷ giá
hối đoái thực cân bằng được ẩn trong tài khoản vãng lai (hoặc là sự kết hợp giữa tài khoản vãng
lai và dòng chảy vốn theo cách tiếp cận cán cân thương m ại). CCF tức là Cheung, Chinn và
Fujii.
Sự so sánh ngang giá sức mua tương đối dễ tính toán. Tuy nhiên ngang giá sức mua tương đối
yêu cầu sự tương quan của những chỉ số giá có liên quan với tỷ giá hối đoái danh nghĩa (hoặc sự
ổn định của tỷ giá hối đoái thực), nhưng những điều kiện này không cần thiết hoặc ít khi được
kiểm tra. Wang (2004) báo cáo một vài ước lượng của IMF về chi phí nhân công làm giảm giá trị
đồng Nhân dân tệ. Những báo cáo này được đánh giá cao trong thực tế từ năm1997; tất nhiên sự
so sánh này giống tất cả các sự so sánh khác đều dựa trên các chỉ số, phụ thuộc vào sự lựa chọn
năm mà năm được lựa chọn đó được cho rằng ổn định. Việc lựa chọn 1 năm trước 1992 sẽ hàm ý
rằng đồng Nhân dân tệ bị định giá thấp.
Bosworth (2004), Frankel (2006), Coudert và Couharde (2005), và Cairns (2005b) ước lượng độ
lệch giữa thu nhập tính theo phương p háp ngang giá sức mua tuyệt đối và thu nhập bình quân
đầu người tương đối. Tất cả đều cho thấy những kết quả tương tự nhau có liên quan đến mối
quan hệ giữa 2 biến số đó, nhưng Coudert và Couharde thất bại trong việc nhận ra mối liên hệ
này đối với đồng Nhân dân tệ.
Wang (2004) và Funke và Rahn (2007) bổ sung những đặc trưng của tỷ giá hối đoái căn bằng
(BEER). Những mô hình này cũng chỉ ra những yếu tố làm cho tỷ giá hối đoái thực bị ảnh
hưởng. Bởi vì mỗi nhà phân tích lựa chọn các biến số khác nhau, sự sai lệch sẽ thay đổi, như đã

được thảo luận trong Dunaway (2006), cũng như McCown (2007).
Một loạt những cách tiếp cận khác ngoại trừ những tiếp cận dựa trên giá cả, và xem xét tài khoản
vãng lai như là phần còn lại của đầu tư và tiết kiệm. Tỷ giá hối đoái cân bằng được bắt nguồn từ
tài kh oản vãng lai trung hạn có tính đến sự co giãn của nhập khẩu và xuất khẩu. Theo cách tiếp
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


9

cận vĩ mô của IMF, các chỉ tiêu được ước lượng. Coudert và Couharde (2005) bổ sung một cách
tiếp cận sát với thực tế của Trung Quốc.
Những cách tiếp cận cuối cùng, phổ biến trong các chính sách, tập trung vào những yếu tố của
cán cân thanh toán (Goldstein, 2004; Bosworth, 2004). Những cách tiếp cận cuối cùng này m à
trong đó chúng ta giới hạn tiếp cận với những tài khoản thương mại - có thể có lợi nhất cho việc
thực hiện những phân tích ngắn hạn. Nhưng việc các sai lệch phân tán rộng tạo ra những khó
khăn trong việc đánh giá yếu tố nào tạo nên dòng vốn trong dài hạn. Ví dụ, Prasad và Wei
(2005), khảo sát thành phần của dòng vốn vào và ra của Trung Quốc, đã chỉ ra rằng có nhiều sự
tích trữ đã diễn ra trong khoảng thời gian trước khi tăng tài khoản vãng lai nhờ vào dòng vốn đầu
cơ đổ vào. Vì thế, mức độ sai lệch là nhỏ. Sự đánh giá ít được ứng dụng khi cán cân tài khoản
vãng lai tăng lên trong 2 năm qua.
Có hai cuộc khảo sát liên quan đến những ước lượng khác nhau là về lãi suất. Thứ nhất, theo như
ghi chú của Cairns (2005a), có một mối liên hệ thú vị giữa cách tiếp cận riêng và mức độ sai
lệch. Các phân tích được thực hiện theo ngang giá sức mua tương đối và những cách tiếp cận có
liên quan cho ra sự sai lệch nhỏ nhất. Những cách tiếp cận được thực hiện ở trên tập trung vào
những tài khoản thương mại thì các ước lượng về lợi tức chủ yếu ở khâu trung gian. Cuối cùng,
những nghiên cứu ứng dụng phương pháp ngang giá sức mua tuyệt đối đã đưa ra kết quả là sự
định giá thấp được ước lượng chính xác nhất.
Cách tiếp cận cuối cùng là đơn giản nhất trong thực tiễn, biết rõ xu hướng của cách tiếp cận này
chúng ta ứng dụng nó để tối đa hóa phạm vi ước lượng của sự sai lệch.
3.2. Vấn đề chính :

Vấn đề chính của việc giải thích tỷ giá hối đoái của Trung Quốc và sự mất cân đối của tài khoản
vãng lai là Trung Quốc đã định giá sai các chỉ tiêu quốc gia, như là giá trị của đồng tiền.
Theo Cheung (20 07b), chúng ta vận dụng mối quan hệ giữa độ lệch từ ngang giá sức mua tuyệt
đối và thu nhập đầu người thực tế bằng cách sử dụng phương pháp hồi quy bảng. Theo kinh
nghiệm khi xem xét mối quan hệ giữa đồng nhân dân tệ với các nước phát triển và đang phát
triển, cách tiếp cận này đặt ra câu hỏi là tỷ giá thực của Trung Quốc đứng ở đâu so với mức cân
bằng. Ngoài việc tính toán độ lớn của mức độ sai lệch, chúng ta đánh giá sự ước lượng dựa trên
sự không chắc chắn của thống kê. Ở khía cạnh này, chúng ta mở rộng phạm vi xem xét ý nghĩa
thống kê và kinh tế trong việc ước lượng hệ số hồi quy theo những hướng được dự đoán.
Biến số “mức giá” trong Penn World Tables ( Summers và Heston, 1991 ), và tỷ giá hối đoái theo
ngang giá sức mua, đã cố giải quyết những khó khăn trong việc đo lường phát sinh từ tính không
đồng nhất trong giỏ hàng hóa của các nước khi sử dụng giá cả ( không phải là chỉ số giá) của
hàng hóa và tính toán mức giá chung bằng cách sử dụng cùng tỷ trọng. Giả định rằng công việc
này được thực hiện, nhưng có một vài hàng hoá trong rổ là hàng hóa phi thương mại (được ký
hiệu bằng N), và phần còn lại là hàng hóa thương mại (được ký hiệu bằng T). Khi đó :
p
t
= p
N,t
+ (1-  )p
T,t
(1)
Bằng một vài thao tác đơn giản, ta có thể tính được tỷ giá hối đoái thực như sau :
q
t
 s
t
– p
t
+ p

t
*
= ( s
t
– p
T,t
+ p
*
T,t
) –  [ p
N,t
– p
T,t
] +  [p
*
N,t
– p
*
T,t
] (2)
Viết lại, và biểu thị biểu thức đầu tiên trong dấu ngoặc đơn, giá cả liên quốc gia của những hàng
hoá thương mại là q
T,t
và giá cả tương đối liên quốc gia của những hàng hoá phi thương mại là 
t

 [ p
N,t
– p
T,t

] - [p
*
N,t
– p
*
T,t
] , ta có công thức sau :
q
t
= q
T,t
- 
t
(2’)
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


10

Các công thức trên cho thấy tỷ giá hối đoái thực có thể được đánh giá cao khi giá tương đối của
những hàng hoá được giao dịch giữa các nước thay đổi, hoặc là giá tương đối của những hàng
hoá phi thương mại ở quốc gia đó gia tăng, ngoài ra nó còn phụ thuộc đến những yếu tố khác. Về
nguyên tắc, những yếu tố kinh tế có thể ảnh hưởng đến một hoặc cả hai yến tố trên.
Những mô hình tập trung vào giá tương đối của những hàng hoá phi thương mại bao gồm các
phương pháp tiếp cận nổi tiếng của Balassa (1964) và Samuelson (1964). Trong những trường
hợp đó, giá cả tương đối của những hàng hoá phi thương mại tùy thuộc vào sự chênh lệch năng
suất của ngành, như trong Hsieh (1982), Canzoneri, Cumby và Diba (1999), và Chinn (2000b).
Các cách tiếp cận trên cũng nghiên cứu về các yếu tố quyết định cầu theo giá tương đối, như là
của DeGregorio and Wolf (1994), họ quan sát rằng nếu sở thích tiêu dùng không như nhau và các
yếu tố này không hoàn toàn tự do dịch chuyển, những thay đổi trong thu nhập trên đầu người có

thể dẫn đến thay đổi trong giá cả tương đối của những hàng hoá phi thương mại.
Quan điểm này nêu ra các lý do chính cho các tương quan chéo giữa giá tương đối (đối của q,
nghĩa là -q) và mức thu nhập tương đối trên đầu người. Chúng tôi khai thác mối quan hệ này để
xác định đồng tiền của Trung Quốc có bị định giá thấp hay không. Rõ ràng, cách tiếp cận này
không lạ, nó đã được thực hiện gần đây bởi Frankel (2006) và Coudert và Couharde (2005). Tuy
nhiên, chúng tôi sẽ mở rộng cách tiếp cận này theo nhiều hướng. Trước tiên, chúng ta bổ sung
vào phương pháp tiếp cận này bằng cách kết hợp các chuỗi thời gian (Coudert và
Couharde(2005) bổ sung hồi quy ngang giá sức m ua tuyệt đối trên dữ liệu chéo, trong khi ước
lượng bảng của họ dựa vào sự ước lượng mối quan hệ giữa m ức giá tương đối với các chỉ số giá
của những hàng hoá thương m ại và hàng hóa phi thương mại). Thứ hai, chúng tôi mô tả sự
không chắc chắn về những yếu tố quyết định đến sự sai lệch của đồng tiền. Thứ ba, chúng tôi
kiểm tra sự ổn định của mối quan hệ giữa giá cả tương đối và mức thu nhập tương đối trên đầu
người bằng cách sử dụng a) những mẫu phụ của các nhóm nước nhất định và những khoảng thời
gian nhất định, b) các biến kiểm soát.
3.3. C ác kết quả Bivariate cơ bản: Sử dụng dữ liệu Vintage 2007
Chúng tôi tập hợp một dữ liệu lớn thiết lập từ hơn 160 quốc gia trong giai đoạn 1975-2005.
Phần lớn các dữ liệu được trích ra từ Chỉ số Phát triển Thế giới (WDI) của Ngân hàng Thế giới.
Bởi vì một số dữ liệu bị thiếu, bảng này không cân bằng. Phụ lục dữ liệu cung cấp chi tiết hơn
về các dữ liệu được sử dụng.
Mở rộng phương pháp tiếp cận chéo của Frankel's (2006), chúng tôi ước lượng mối quan hệ
giữa tỷ giá thực và thu nhập bằng cách sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu chéo và theo chuỗi
thời gian (OLS), tất cả các biến được thể hiện trong các điều kiện liên quan đến Mỹ;
r
it
= β
0
+ β
1
y
it

+ u
it
, (5)
trong đó r = - q được thể hiện trong điều kiện thực tế liên quan tới mức giá của Mỹ, y là thu
nhập bình quân đầu người cũng liên quan đến Mỹ. (β
0
có thể đưa vào giá trị tiền tệ cụ thể nếu
m ột hiệu ứng cố định đặc biệt được thực hiện. Tương tự, số hạng sai số bao gồm một loại tiền
tệ cụ thể và sai số tổng nếu các đặc điểm kỹ thuật OLS gộp lại được giảm xuống. Lưu ý rằng
phân tích này khác so với trong Cheung. (2007b), trong đó chúng tôi sử dụng một dữ liệu cập
nhật và sửa đổi cách thiết lập dữ liệu, và loại trừ Trung Quốc ra khỏi hồi qui này) Các kết quả
được thể hiện trong hai cột đầu tiên của bảng 2, đối với trường hợp mà chúng tôi đo lường
tương quan giữa thu nhập bình quân trên đầu người trong tỷ giá USD khác nhau hoặc tỷ giá hối
đoái dựa trên ngang giá sức mua.

Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


11

Bảng 2 : Kết quả ước lượng bảng của mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực – thu nhập : Dữ
liệu Vintage 2006

Ghi chú : dữ liệu được thu thập trên 168 quốc gia trong giai đoạn từ 1975 đến 2005. Bảng này
là không cân bằng vì thiếu một số quan sát. ** và * tương ứng với mức ý nghĩa 1% và 5% , sai
số chuẩn của phương sai không đồng nhất và chắc chắn được ghi trong dấu ngoặc bên dưới
các ước lượng hệ số hồi quy. Những m ô hình hồi quy những ảnh hưởng biến, kiểm định F cho
kết quả với giả thiết không (Ho) về sự như nhau của các hệ số giữa các quốc gia trong mẫu.
Những m ô hình hồi quy những ảnh hưởng ngẫu nhiên, kiểm định H bất biến về thời gian.
Một trong những đặc trưng của các ước lượng hồi qui OLS gộp tập trung vào các điểm chung ở

các quốc gia, và giả định rằng số hạng sai số được phân phối giống nhau trên toàn bộ các mẫu.
Bởi vì đây là cái cần được kiểm nghiệm, chứ không phải là giả định, chúng tôi cũng ước lượng
hồi quy những ảnh hưởng ngẫu nhiên và ảnh hưởng bất biến. Các giả định trước đây cho rằng
các sai số đặc trưng riêng lẻ thì không tương quan với các biến bên phải, trong khi giả định sau
đó có ý nghĩa khi tương quan này khác không (Khi sử dụng m ức giá so sánh giữa các quốc gia,
về nguyên tắc không cần phải kết hợp hằng số quốc gia cụ thể như trong những hồi quy những
ảnh hưởng ngẫu nhiên và ảnh hưởng bất biến)
Hồi quy những ảnh hưởng ngẫu nhiên không khác so với kết quả thu được bằng cách sử dụng
OLS gộp. Điều thú vị, khi chấp nhận sự khác biệt bên trong và giữa các hệ số hồi quy, chúng tôi
phát hiện ra một số ảnh hưởng khác nhau. Đặc biệt, khi tính GDP bình quân đầu người theo
USD, ảnh hưởng của sự khác biệt bên trong các hệ số lớn hơn nhiều so với ảnh hưởng của sự
khác biệt giữa các hệ số. Sự khác biệt này là có khả năng tác động trong ngắn hạn, khi sự tăng
trưởng sản lượng tương quan với các biến khác làm tăng giá trị tiền tệ. Tuy nhiên, mô hình này
không thể hiện trong các kết quả dựa trên dữ liệu sản lượng theo ngang giá sức mua.
Điều thú vị, độ co giãn ước lượng của các mức giá theo thu nhập bình quân đầu người có vẻ
không nhạy cảm đặc biệt với thu nhập trên đầu người. Trong mọi trường hợp, ước lượng độ co
giãn luôn nằm trong khoảng 0,26-0,39, trong khi ước lượng chéo của Frankel's (2006) 1990 và
2000 là 0,38 và 0,32. (Ngoài ra, ước lượng những ảnh hưởng bất biến trong sự hiện diện của sự
tương quan chuỗi, được dẫn chứng trong phân tích tiếp theo. Lưu ý rằng, ngoài sự khác biệt
trong mẫu thử, ước lượng của chúng tôi khác với của Frankel trong sự đo lường GDP thực bình
quân đầu người của mỗi nước trong các điều kiện liên quan đến Hoa Kỳ tương đối hơn là trong
điều kiện tuyệt đối.)
Một trong những vấn đề chính trong phân tích của chúng tôi là vai trò quan trọng quyết định
việc định lượng sự không chắc chắn của các ước lượng. Ngoài việc ước lượng tầm quan trọng
về mặt kinh tế của các sai lệch, chúng tôi cũng xem xét về mặt thống kê các sai lệch đó có khác
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


12


không hay không. Trong hình 7, chúng tôi vẽ đường tỷ giá thực và kết quả tỷ giá dự đoán
(ngược lại) và các sai số chuẩn từ dữ liệu theo PPP. Các kết quả liên quan đến GDP bình quân
đầu người tính theo USD, về mặt định tính thì tương đương.
Thật thú vị khi xem xét xu hướng của đồng Nhân dân tệ trong hình 7. Nó bắt đầu với mẫu được
định giá quá cao, và hơn ba thập kỷ tiếp theo hướng tới giá trị cân bằng được dự báo và sau đó
quá cao, do đó, từ 2005-06, nó thực chất bị đánh giá thấp khoảng 60% trong dữ liệu đầu vào
(50% trong các số hạng tuyệt đối). (Các độ lệch trong hình 7 nhỏ hơn - 55% trong dữ liệu đầu
vào (42% trong các số hạng tuyệt đối). Nó thực sự là một vấn đề khó giải thích khi mà xu
hướng của đồng Nhân dân tệ khác với dự đoán của giả thuyết Balassa-Samuelson. So sánh các
quan sát vào năm 1975 và 2004, chúng tôi thấy rằng các quốc gia như Indonesia, Malaysia, và
Singapore cũng từng trải qua việc làm tăng thu nhập, nhưng lại làm giảm mức giá tương đối.
Mặt khác, Nhật Bản - một quốc gia thường được sử dụng để minh họa cho ảnh hưởng Balassa-
Samuelson, có một mối quan hệ cùng chiều giữa thu nhập và mức giá tương đối. Chúng tôi sẽ
đưa ra những phân tích sâu hơn trong những bài nghiên cứu sắp tới.
Trong bối cảnh đó, chúng tôi tiến hành hai quan sát về những ước lượng sai lệch. Thứ nhất,
đồng Nhân dân tệ liên tục được định giá thấp kể từ giữa thập niên 1980, ngay cả trong năm
1997 và năm 1998, khi Trung Quốc đã được khen ngợi vì phủ nhận việc hạ giá tiền tệ của mình
bất chấp sự đe dọa đến vị thế cạnh tranh.
Thứ hai, và có lẽ quan trọng nhất, trong năm 2005, giá trị đồng Nhân dân tệ nằm trong khoảng
giữa một sai số chuẩn và hai sai số chuẩn – cách xa giá trị dự đoán, mà trong bối cảnh hiện nay
được xem như là giá trị “cân bằng". Nói cách khác, theo tiêu chí thống kê chuẩn mà các nhà
kinh tế thường áp dụng, đồng Nhân dân tệ không bị định giá thấp (như năm 2005). Tương tự
như vậy, chúng tôi không thể khẳng định rằng mức độ ước lượng của sự đánh giá thấp là có ý
nghĩa thống kê trong năm 2006. Việc phân tán rộng của các quan sát trong các biểu đồ làm giảm
mức độ chính xác của các sai lệch.
Trong Cheung (2007b.), chúng tôi mở rộng phân tích này với một nhóm nước không đồng nhất
(nước công nghiệp so với nước kém phát triển hơn, các nước phát triển cao so với các nước
phát triển thấp, và khu vực khác nhau) theo từng khoảng thời gian. Sau khi tiến hành các kiểm
định vững, chúng tôi kết luận rằng mặc dù các ước lượng điểm chỉ ra đồng Nhân dân tệ được
giá thấp trong hầu như tất cả các mẫu, nhưng không có trường hợp nào độ lệch có ý nghĩa thống

kê, thật vậy, khi giải thích mối tương quan chuỗi, độ lớn của sai lệch không có ý nghĩa thống kê
ngay cả ở mức 50%. Những phát hiện này đánh dấu mức độ không chắc chắn của các ước lượng
thực nghiệm của "tỷ giá hối đoái thực cân bằng", do đó cần chú ý đến sự khó khăn trong việc
đánh giá chính xác mức độ định giá thấp của đồng Nhân dân tệ.
Lưu ý rằng các độ lệch từ khoảng có ý nghĩa là liên tục, như độ lệch từ mối quan hệ giữa tỷ giá
hối đoái thực và thu nhập được xác định bởi hồi quy là liên tục hoặc là biểu hiện một tương
quan chuỗi. Điều này có ngụ ý quan trọng trong việc giải thích các mức độ không chắc chắn của
việc đo lường các sai lệch. Frankel (2006) tiến hành một quan sát tương tự và ghi nhận lại rằng
một nửa độ lệch của đồng Nhân dân tệ trong năm 2000 là từ khoảng có ý nghĩa trong năm 1990.
Chúng tôi ước tính các hệ số hồi qui trong mẫu khoảng 0,95 (dựa trên số liệu thu nhập bình
quân đầu người theo PPP) hàng năm. Đơn giản, sự điều chỉnh dựa trên những ước lượng sau đó
cho thấy rằng các sai số chuẩn của hồi qui được điều chỉnh bởi một yếu tố bằng [1/(1-ρˆ 2 )]0.5
≈ 2. Sau khi kiểm soát được mối tương quan chuỗi, giá trị thực tế của đồng Nhân dân tệ luôn
nằm trong một khoảng dự báo sai số chuẩn xung quanh giá trị cân bằng của hơn 20 năm qua.
Kết hợp kết quả này và dữ liệu quan sát phân tán rộng trong hình 7, chỉ ra rõ rằng các dữ liệu
chưa có đầy đủ thông tin để thực hiện các suy luận chính xác về sai lệch không phải cho khoảng
thời gian gần đây nhưng cho trong toàn bộ khoảng thời gian mẫu. (Các cuộc tranh luận, Jeffrey
Frankel, đã quan sát thấy rằng mức ý nghĩa 5% quá cao đó có thể là m ột rào cản để đạt được
m ục đích của chính sách. Ngay cả khi giảm mức ý nghĩa tới 40%, chúng tôi sẽ không từ chối
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


13

giả thuyết không định giá thấp, sau khi tính toán dãy tương quan nối tiếp.)

Hình 7: Sai lệch của tỷ giá đồng Nhân dân tệ dựa trên những ước lượng OLS gộp với thu
nhập bình quân đầu người theo PPP, 1975 – 2005. Dữ liệu Trung Quốc 2006 trong World
Economic Outlook. Các quan sát Trung Quốc mới 2005 dựa trên dữ liệu ICP 2007.
3.4. C ập nhật kỹ thuật cơ bản: Dữ liệu Vintage 2008:

Theo báo cáo của Ngân hàng thế giới gần đây, dự báo mới về GDP và mức giá của Trung Quốc
năm 2005, được đo bằng PPP (ngang giá sức mua). Những dự báo đó dựa trên những công trình
dự án so sánh quốc tế kết hợp với dữ liệu điểm chuẩn mới về giá. Kết quả cuối cùng là để giảm
dự báo GDP bình quân đầu người của Trung Quốc khoảng 40%, và tăng mức giá dự báo bằng
một khoản tiền tương tự (Thống kê từ ngân hàng Châu Á năm 2007. Xem thêm Elekdag và Lall
(2008) và Chương trình So sánh quốc tế (2007) để thảo luận). Sử dụng một dữ liệu mới cập
nhật cho thấy quan sát về Trung Quốc năm 2005 về cơ bản nằm trên đường hồi qui, nổi bật như
là một Trung Quốc mới năm 2005 (Hình 7). Nói cách khác, những ước lượng mới đã xóa bỏ
những dự báo về sự định giá thấp đồng Nhân dân tệ của chúng tôi.
Tuy nhiên, với việc thu thập những tài khoản thích hợp về vấn đề này liên quan đến cách tiếp
cận nhẹ nhàng hơn. Điều đó là do dữ liệu của các nước có sự thay đổi đáng kể. Điều này có
nghĩa là chúng ta phải ước lượng lại các hàm hồi qui. Chúng tôi trình bày các kết quả ở Bảng 3.

Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


14

Bảng 3: Các kết quả ước lượng bảng của mối quan hệ giữa thu nhập và tỷ giá hối đoái
thực : dữ liệu vintage 2008

Ghi chú : dữ liệu được thu thập trên 168 quốc gia trong giai đoạn từ 1980 đến 2006. Bảng này
là không cân bằng vì thiếu một số quan sát. ** và * tương ứng với mức ý nghĩa 1% và 5% , sai
số chuẩn của phương sai không đồng nhất và chắc chắn được ghi trong dấu ngoặc bên dưới
các ước lượng hệ số hồi quy. Những m ô hình hồi quy những ảnh hưởng biến, kiểm định F cho
kết quả với giả thiết không (Ho) về sự như nhau của các hệ số giữa các quốc gia trong mẫu.
Những m ô hình hồi quy những ảnh hưởng ngẫu nhiên, kiểm định H bất biến về thời gian
Tập trung vào dữ liệu dựa trên PPP, cho thấy rằng kết quả gộp OLS đã chỉ ra m ột tác động nhỏ
hơn của thu nhập đến mức giá tương đối hơn việc dùng dữ liệu trước đó. Các hệ số hồi quy
giảm từ 0.3 xuống còn 0.2. Trong hồi quy các ảnh hưởng bất biến, các hệ số hồi quy ở giữa

giảm trong khi các hệ số hồi quy bên trong thì tăng. Sự thay đổi trong khối lượng mẫu và thay
đổi trong các hệ số hồi quy ước lượng, sẽ không quá ngạc nhiên khi nhận thấy sự thay đổi của
sai lệch ước lượng. Tuy nhiên, độ lớn của sự thay đổi trong sai lệch là đáng ngạc nhiên đối với
đồng Nhân dân tệ. Về cơ bản như trong năm 2006, không có sai lệch nào có ý nghĩa kinh tế
hoặc ý nghĩa thống kê. Sự định giá thấp vào khoảng 10% trong dữ liệu đầu vào, và sự đánh giá
thấp lớn nhất là năm 1993. (Chúng tôi cũng dự kiến (3) bằng cách sử dụng phương pháp hồi qui
từng phần qua các năm. Mô hình chỉ ra rằng độ lệch của đồng Nhân dân tệ có thể so sánh với
m ột thảo luận ở trên. Ví dụ, đồng Nhân dân tệ được định giá cao trước những năm 1980, sẽ
hiển thị m ột số lượng lớn các định giá thấp từ cuối những năm 1980 đến năm 2004, và sự định
giá cao không đáng kể trong năm 2005. Tất cả các ước tính của những năm qua về mức độ định
giá thấp là không có ý nghĩa thống kê. Mức trung bình hàng năm của các ước lượng về việc
định giá thấp từ năm 1975-2005 là 15,5%. Giá trị tương tự như các ước lượng về việc định giá
thấp là 16% báo cáo trong Arvind Subram anian (2008), các ước lượng của ông thực hiện dựa
trên phương pháp nghiên cứu của Johnson (2007))
Kết quả được minh họa rõ trong Hình 8, trong đó chúng tôi sẽ trình bày biểu đồ phân tán của
mức giá so với thu nhập bình quân đầu người, sử dụng các dữ liệu mới nhất. Những con số tổng
kết việc tìm kiếm cơ bản của chúng tôi: tức là sai lệch đáng kể vào khoảng 40%, làm cho phát
hiện trong phân tích trước đây của chúng tôi biến mất trong phân tích này.
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


15


Hình 8: Sai lệch của tỷ giá đồng Nhân dân tệ dựa trên các ước lượng OLS gộp với thu nhập
bình quân đầu người theo PPP, dữ liệu vintage 2008
Có thể coi việc biến mất đó như là biện minh cho kết luận của chúng tôi trước đó rằng bằng
chứng thống kê cho việc đánh giá dưới mức đã đặt nhầm. Tuy nhiên, sự quả quyết của nhóm
chúng tôi được rút ra từ mẫu không chắc chắn. Xem xét lại trong vị thế của Trung Quốc phản
ánh sai số ước lượng mà chúng tôi đã không tính đến trong phân tích trước đây.

Bản chất của các ước lượng về việc định giá thấp đã củng cố quan điểm rằng chúng tôi chỉ kiểm
định một trong một vài cách tiếp cận trình bày ở Bảng 1. Nhóm thảo luận của chúng tôi đã quan
sát thấy rằng các chỉ số khác cũng cung cấp thông tin cho các cuộc thảo luận về việc đồng Nhân
dân tệ có bị định giá sai lệch hay không. Thặng dư thương mại và tích lũy dự trữ đang tăng,
cũng như tốc độ tăng trưởng nhanh chóng (vượt quá những gì được nhận thức rộng rãi như tỷ lệ
bền vững), chọn một loại tiền tệ định giá thấp, với điều kiện dựa trên mức độ của các biến chính
sách khác.
Chúng tôi sẽ không đồng ý với quan điểm rằng phương pháp tiếp cận đa phương nên được sử
dụng để đánh giá sai lệch của tiền tệ. Theo đó, chúng tôi có nhiều bằng chứng hơn về sự định
giá thấp đồng Nhân dân tệ hơn khi chúng ta thu được từ việc chỉ đơn thuần xem xét hiệu ứng
Penn, đặc biệt khi điều chỉnh dữ liệu PPP đã dẫn đến nghi ngờ về các ước lượng về sự sai lệch
của chúng tôi.
4. Nghiên cứu về độ co giãn thương mại:
4.1. Khảo sát những ước lượng về độ co giãn thương mại:
Với tốc độ chuyển dịch cơ cấu nhanh chóng, có khá ít các tài liệu về việc đánh giá phản ứng của
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


16

thu nhập với dòng chảy thương mại của Trung Quốc.
Cũng có vài nghiên cứu về độ co giãn thương mại đa phương của Trung Quốc. Goldman Sachs
đã ước lượng độ co giãn theo giá xuất khẩu của Trung Quốc là 0.2 và độ co giãn theo giá nhập
khẩu là 0.5 (O’Neill và Wilson (2003) được trích dẫn trong Morrison và Labonte (2006)). Có lẽ,
nó gần giống với những ước lượng trong tính toán của Goldstein (2004), mặc dù chúng không
được báo cáo.
Kwack (2007) sử dụng mô hình tăng trưởng với tỷ giá hối đoái thực khử lạm phát để ước lượng
độ co giãn trong giai đoạn 1984 đến 2003. Sử dụng nhóm gồm 29 nước phát triển và đang phát
triển, ông đã tìm ra rằng, độ co giãn theo giá nhập khẩu đa phương của Trung Quốc là 0.5 và độ
co giãn theo thu nhập là 1.57 (Wang và Ji (2006) đã thực hiện theo phương pháp tiếp cận tương

tự và phát hiện ra tỷ giá hối đoái danh nghĩa không ảnh hưởng tới xuất nhập khẩu của Trung
Quốc).
Thorbecke và Smith (2007) tuy không trực tiếp kiểm định tác động đối với cả xuất khẩu và
nhập khẩu, nhưng lại tập trung nghiên cứu tác động của sự tăng giá của đồng nhân dân tệ đối
với xuất khẩu, có tính đến sự thống nhất trong quy trình sản xuất của các nước trong khu vực.
Sử dụng mẫu gồm 33 nước trong khoảng thời gian từ 1994 đến 2005, và tỷ giá hối đoái được
điều chỉnh theo tỷ trọng thương mại để đo lường sự tác động của tỷ giá hối đoái song phương
đối với giá đầu vào nhập khẩu, họ phát hiện ra rằng đồng nhân dân tệ tăng giá 10% với điều
kiện đồng tiền của các nước Đông Á khác không thay đổi sẽ làm giảm 3% trong xuất khẩu hàng
gia công và 11% trong xuất khẩu hàng hóa thông thường. Nếu đồng tiền của các nước Đông Á
tăng giá cùng với đồng nhân dân tệ thì sẽ làm hàng gia công xuất khẩu giảm 9%.
Marquez và Schindler cho rằng việc thiếu chỉ số giá hữu dụng trong xuất nhập khẩu của Trung
Quốc cần thực hiện theo đặc tính của mô hình thay thế. Họ xem xét sự thay đổi của lãi suất khi
các phần của thương mại thế giới (nhập khẩu và xuất khẩu), được chia thành “hàng hóa thông
thường” và “linh kiện và bộ phận máy móc”. Sử dụng số liệu nhập khẩu hàng tháng của Trung
Quốc từ năm 1997 đến tháng 7 năm 2006, họ nhận ra rằng độ co giãn thu phập của phần thương
mại thông thường nằm trong khoảng từ -0.021 đến -0.001 (có nghĩa là các hệ số hồi quy đã bị
sai hướng), và độ co giãn theo giá nằm trong khoảng từ 0.013 đến 0.021 (Marquez và Schindler
(2007) đã dự đoán là kết quả khác thường này sẽ tăng vì vai trò của các doanh nghiệp sở hữu
nhà nước. Họ cũng quan sát kết quả này có thể xảy ra với cơ cấu thay thế tất nhiên giữa hàng
hóa nội địa và hàng hóa nhập khẩu). Độ co giãn theo giá linh kiện và bộ phận máy móc cũng sai
hướng, và vì vậy không có ý nghĩa thống kê. Thú vị là, vốn FDI có ý nghĩa quan trọng trong
hầu hết các trường hợp. Khi vốn FDI có xu hướng ổn định thì cũng không có gì rõ ràng khi cho
rằng sẽ có tác động mạnh tới ảnh hưởng của FDI hay các biến số khác có xu hướng tăng lên
theo thời gian, bao gồm cả yếu tố năng lực sản xuất.
Đối với xuất khẩu (hàng hoá thông thường), họ thấy rằng độ co giãn theo thu nhập nằm trong
khoảng từ 0.08 đến 0.09, và độ co giãn theo giá nằm trong khoảng từ 0.08 đến 0.068. Đối với
xuất khẩu linh kiện và bộ phận máy móc, hệ số hồi quy của thu nhập dao động trong khoảng từ
0.042 đến 0.049. Những điều đó có ý nghĩa quan trọng khi đồng nhân dân tệ của Trung Quốc
tăng giá thực 10% thì sẽ làm cán cân thương mại của Trung Quốc giảm khoảng từ 75 tỷ USD

đến 92 tỷ USD.
Garcia – Herrero và Koivu (2007) có nghiên cứu gần giống với nghiên cứu của chúng tôi. Họ
kiểm định dữ liệu trong giai đoạn từ 1995 đến 2005, sau đó chia dữ liệu ra thành xuất nhập khẩu
thông thường và xuất nhập khẩu linh kiện/hàng gia công. Họ đã tạo mối liên kết giữa xuất khẩu
của Trung Quốc với nhập khẩu của thế giới và tỷ giá thực hiệu dụng, có bổ sung thêm cách đo
lường mẫu với việc giảm thuế giá trị gia tăng cho hàng xuất khẩu và biến năng suất hiệu dụng.
Trong cả 2 phương trình xuất khẩu và nhập khẩu đều có tính đến vốn FDI. Kết quả đáng chú ý
mà họ thu được là đối với nhập khẩu của Trung Quốc, hệ số hồi quy của tỷ giá hối đoái thực có
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


17

dấu hiệu trái ngược với dự đoán trong toàn bộ mẫu.
Sau khi gia nhập WTO, độ co giãn theo giá và thu nhập xuất khẩu của Trung Quốc tăng lên
đáng kể. Về phía nhập khẩu thì lại không có thay đổi gì rõ nét trong giai đoạn trước và sau khi
gia nhập WTO.
Mann và Pluck (2007) xem xét mối quan hệ song phương thương mại giữa Mỹ và Trung Quốc.
Vận dụng mô hình hiệu chỉnh sai số để phân tích những số liệu song phương không hợp nhất
trong khoảng thời gian từ năm 1980 đến năm 2004, họ đã thấy rằng độ co giãn theo thu nhập
của hàng hóa nhập khẩu từ Trung Quốc vào Mỹ là khá cao: ước lượng độ co giãn theo thu nhập
trong dài hạn của tư liệu sản xuất và hàng tiêu dùng tương ứng là 10 và 4. Độ co giãn theo giá
hàng hoá tiêu dùng thì không có ý nghĩa thống kê, trong khi độ co giãn theo giá của tư liệu sản
xuất lại cao một cách đáng ngờ, xung quanh mức 10 (Mann và Pluck (2007) sử dụng dữ liệu
dòng chảy thương mại và chỉ số giá không hợp nhất của BEA. Độ co giãn theo thu nhập được
báo cáo thì kết hợp với chuỗi chi phí, ví dụ như hoạt động đầu tư với biến thu nhập trong hàm
hồi quy liên quan đến tư liệu sản xuất). Mặt khác, xuất khẩu của Mỹ vào Trung Quốc lại có độ
co giãn thu nhập của tư liệu sản xuất và hàng tiêu dùng, tương ứng là 0.74 và 2.25. Đo lường độ
co giãn theo giá không có ý nghĩa về mặt thống kê. Nhìn chung, thật khó để ước lượng hệ số hồi
quy hợp lý.

Thorbecke (2006) kiểm định dữ liệu song phương giữa Mỹ và Trung Quốc hợp nhất trong giai
đoạn từ 1988 đến 2005. Sử dụng cả phương pháp hợp lý cực đại của Johansen và phương pháp
OLS linh hoạt của Stock-Watson (1993), ông tìm ra được các bằng chứng có ý nghĩa thống kê
giữa thu nhập, tỷ giá hối đoái thực và các dòng chảy thương mại đã khử lạm phát.
Hàng hóa nhập khẩu từ Trung Quốc vào Mỹ có độ co giãn theo tỷ giá hối đoái thực nằm trong
khoảng 0.4 đến 1.28. Độ co giãn theo thu nhập thì vào khoảng từ 0.26 đến 4.98. Trong tất cả các
trường hợp, tính thay thế của các dòng chảy thương mại của các nước Đông Nam Á được giải
thích với sự bao hàm tỷ giá hối đoái thực ASEAN/Dollar. Điều thú vị là, độ co giãn theo thu
nhập không có ý nghĩa thống kê ngay cả khi nó là 1 con số tương đối lớn. Với việc xuất khẩu từ
Mỹ sang Trung Quốc, ông nhận thấy rằng độ co giãn theo tỷ giá hối đoái nằm trong khoảng
0.42 đến 2.04 và độ co giãn theo thu nhập là khoảng 1.05 đến 1.21.
4.2. Độ co giãn thương mại đa phương:
Trước tiên, chúng ta hãy xem xét dòng chảy thương mại của Trung Quốc với phần còn lại của
thế giới. Chúng ta ước lượng theo công thức sau, trong đó chỉ rõ xuất khẩu và nhập khẩu từ góc
nhìn của Trung Quốc:
',132
*
10 ttttt
uzqyex 

(4)
Và
',23210 ttttt
uwqyim 

(5)
Trong đó, y là biến biến thiên, q là tỷ giá hối đoái thực (quy ước là khi q tăng tức là đồng nhân
dân tệ giảm giá) và z là biến cung. Biến w là biến linh hoạt giải thích cho các nhân tố khác có
thể làm tăng nhu cầu nhập khẩu. Các phương trình được tính toán dựa trên việc sử dụng phương
pháp hồi quy OLS linh hoạt của Stock-Watson (1993) của các biến bên phải.

Đối với các biến phụ thuộc, chúng ta thu thập dữ liệu hàng tháng về xuất khẩu và nhập khẩu
Trung Quốc từ năm 1980 đến năm 2006. Những dữ liệu này sẽ được phân chia thành dòng
chảy thương mại hàng hóa thông thường, linh kiện và hàng gia công. Dữ liệu đa phương được
lấy từ Hải Quan Trung Quốc thông qua CEIC. Dữ liệu nhập khẩu được tính theo giá CIF và dữ
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


18

liệu về xuất khẩu lại dựa trên cơ sở giá FOB. Chúng ta chuyển đổi số liệu hàng tháng thành số
liệu hàng quý bằng phương pháp trung bình đơn giản. Điều này được minh hoạ trong hình 9 và
10.

Hình 9: Tổng xuất khẩu, xuất khẩu hàng thông thường, và xuất khẩu hàng gia công và linh
kiện của Trung Quốc, tính theo tỷ USD, với số liệu hàng năm.

Hình 10: Tổng nhập khẩu, nhập khẩu hàng thông thường, nhập khẩu hàng gia công và linh
kiện, tính theo tỷ USD, với số liệu hàng năm.
Có một vấn đề khó khăn liên quan đến hệ số giảm phát. Đến năm 2005, Trung Quốc vẫn không
có được báo cáo về chỉ số giá cho xuất khẩu và nhập khẩu. Hạn chế này được giải thích trong
độ tin cậy của Marquez và Schindler trong biến theo tỷ trọng thương mại. Chúng ta cố gắng
thoát khỏi khó khăn này bằng cách thức khác, dựa vào cách đo lường các mẫu. Cho đến khi các
dòng chảy thương mại được báo cáo bằng đồng dollar Mỹ, thì sự đo lường giá cả mà chúng ta
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


19

xem xét bao gồm cả CPI của Mỹ, PPI đối với thành phẩm, các chỉ số giá được báo cáo bởi
Gaulier, Lemoine và Unal-Kesenci (2006, sau đây gọi là GLU-K), cả hai đều ở mức độ tổng

hợp với từng giai đoạn sản xuất và cuối cùng là việc sử dụng chỉ số tái xuất khẩu của Hong
Kong.
Dưới đây, chúng ta chỉ đưa ra các kết quả dựa trên PPI, chỉ số GLU-K phân loại cụ thể và chỉ số
giá trị đơn vị của Hong Kong; các kết quả còn lại được cung cấp theo yêu cầu. Chúng ta lựa
chọn những chỉ số này (hình 11 và hình 12) chủ yếu là dựa trên nền tảng thực tế. Chỉ số PPI là
một đại diện tốt cho giá cả hàng hoá thương mại, trong khi chỉ số GLU-K lại được xây dựng và
thu thập 1 cách rất cẩn thận.

Hình 11: Hệ số giảm phát đối với xuất khẩu của Trung Quốc; PPI của Mỹ, hàng tiêu dùng –
dựa trên chỉ số giá của Gaulier, và chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu của Hồng Kong với thế
giới. Tất cả chuỗi số liệu đều ở dạng logarit, với mốc 2000Q1=0.

Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo


20

Hình 12: Hệ số giảm phát đối với nhập khẩu của Trung Quốc; PPI của Mỹ, tư liệu sản xuất
– dựa trên chỉ số giá của Gaulier, và chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu từ Hong Kong sang
Trung Quốc. Tất cả chuỗi số liệu đều ở dạng logarit, với mốc 2000Q1=0.
Chỉ số giá trị đơn vị Hong Kong thường được sử dụng trong các các phân tích mang tính kinh
nghiệm, như việc ước lượng mẫu đối với thương mại của Trung Quốc (xem Cheung, 2005).
Chúng ta sử dụng chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu từ Hong Kong sang Trung Quốc để làm
giảm lượng nhập khẩu của Trung Quốc và chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu từ Hong Kong sang
Mỹ để làm giảm lượng xuất khẩu Trung Quốc.
Chỉ số GLU-K gặp hạn chế ở số liệu hàng năm và chỉ thu thập được đến năm 2004. Chúng tôi
đã sử dụng phép nội suy bậc hai để chuyển dữ liệu năm sang dữ liệu theo quý.
Thước đo của tỷ giá thực, q, là chỉ số tỷ trọng thương mại khử lạm phát của IMF. Với y*, chúng
tôi sử dụng số liệu GDP của phần còn lại của thế giới được ước lượng theo đô la Mỹ hiện hành,
khử lạm phát trong các điều kiện thực tế bằng việc sử dụng hệ số giảm phát GDP của Mỹ, trong

khi y được đo lường bằng GDP thực (dựa trên sản xuất) được tính bằng đồng nhân dân tệ năm
1990. Đối với z, chúng tôi giả định rằng nguồn cung thay đổi cùng với vốn cổ phần trong sản
xuất. Việc định giá vốn cổ phần được tính toán bởi Bai và nhiều người khác (2006). Ở đây
chuỗi dữ liệu được mở rộng bằng cách giả định một tỷ lệ tăng trưởng 12% trong năm 2005 và
2006, và được nội suy bậc hai thành số liệu hàng quý.
Trong Bảng 4, chúng tôi trình bày các kết quả xuất khẩu của Trung Quốc, với Bảng A cho xuất
khẩu hợp nhất, Bảng B cho xuất khẩu hàng thông thường, và Bảng C cho xuất khẩu linh kiện và
hàng gia công. Đối với mỗi phần, chúng tôi ước tính hệ số hồi quy gắn liền với dòng chảy
thương mại thực được tính bằng cách sử dụng các hệ số giảm phát khác nhau. Các kết quả trong
cột [1] liên quan đến chuỗi PPI khử lạm phát, trong khi đó ở cột [2] liên quan đến chuỗi giá
GLU-K khử lạm phát, và cột [3] liên quan đến chuỗi chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu của
Hồng Kông khử lạm phát. Tới đây, z được khử nhiễu.
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo
21
Bảng 4: Độ co giãn của xuất khẩu Trung Quốc

Ghi chú: Ước lượng điểm có được từ DOLS(2,2). Những sai số chuẩn vững thì ở trong dấu
ngoặc tròn. *(**)[***] tại các mức ý nghĩa 10% (5%)[1%]. Độ co giãn của xuất khẩu Trung
Quốc theo giá nên dương. Ký hiệuPPI: PPI thành phẩm của Mỹ được sử dụng như hệ số giảm
phát; GLUK được lấy trong nghiên cứu của Gaulier (2006), chỉ số hàng tiêu dùng được sử
dụng như hệ số giảm phát; ký hiệu HK UV: chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu từ Hong Kong
sang thế giới được sử dụng như hệ số giảm phát.
Có hai kết quả đều nhất quán với nhau trong tất cả các kết quả hồi quy được trình bày trong
Bảng 4. Thứ nhất, biến thu nhập có giá trị khá cao (dường như cao một cách đáng ngờ) và hệ số
có ý nghĩa thống kê. Thứ hai, tỷ giá thực có dấu âm – cho thấy đồng nhân dân tệ giảm giá nhiều
hơn sẽ khiến xuất khẩu giảm ít hơn (Trong những điều này, những sự ước lượng, bao gồm xu
hướng thời gian thường đưa đến kết quả những ước lượng điểm khác nhau về cơ bản đối với độ
co giãn theo thu nhập. Kết quả này xảy ra vì GDP của Trung Quốc và GDP của phần còn lại
của thế giới giống như m ột xu hướng thời gian xác định).
Từ những kết quả có vẻ khác thường này, chúng tôi đã biến nguồn cung thành biến số. Mô hình

hàng hóa cấp thấp chuẩn của nhập khẩu và xuất khẩu đặc biệt dựa vào chỉ số tỷ giá thực đo
lường giá tương đối của hàng hóa thương mại. Tuy nhiên, cách đo lường tỷ giá hối đoái thực
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo
22
của chúng tôi là sử dụng tỷ giá hối đoái khử lạm phát, mà có thể là hoặc không là một cách đo
lường tốt giá tương đối của hàng hóa thương mại (Ở đây chúng tôi đã điều chỉnh tỷ giá chính
thức để phản ánh m ột thực tế là rất nhiều các giao dịch đã diễn ra thông qua các trung tâm
hoán đổi trong khoảng thời gian từ năm 1994. Xem Fernald (1999)). Do đó, chúng tôi thêm vào
một cách đo lường của phía cung. Theo phương pháp tiếp cận của Helkie và Hooper (1988),
chúng tôi sử dụng cách đo lường vốn cổ phần của Trung Quốc trong sản xuất.
Các kết quả khi sử dụng biến cung khá thú vị. Trong bảng 5, hệ số hồi quy biến cung là một
biến có ý nghĩa chắc chắn. Ngoài ra, các hệ số hồi quy của thu nhập và giá trở thành hệ số đáng
tin cậy, mặc dù chúng thường không có ý nghĩa thống kê.
Trong Bảng A, tổng giá trị xuất khẩu được kiểm định. Chỉ có biến cung là có các hệ số hồi quy
có ý nghĩa thống kê. Tất nhiên, theo ý kiến của Marquez và Schindler, các hành vi khác nhau
của xuất khẩu hàng gia công và xuất khẩu hàng thông thường nếu hợp nhất lại thì không thích
hợp. Bảng B trình bày kết quả của xuất khẩu hàng thông thường. Ở đây, người ta thấy rằng hoạt
động của phần còn lại của thế giới không phải là một biến độc lập tốt về xuất khẩu, trong khi
biến giá là một nhân tố quyết định quan trọng. Sử dụng một trong hai chỉ số Gul-K hoặc chỉ số
HK, ta thấy rằng độ co giãn của xuất khẩu là khoảng 0.6. Đồng thời, vốn cổ phần của Trung
Quốc trong sản xuất tăng lên 1% thì xuất khẩu thực tăng lên khoảng từ 2.2% đến 2.5%.
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo
23
Bảng 5: Độ co giãn của xuất khẩu Trung Quốc

Ghi chú: Ước lượng điểm có được từ DOLS(2,2). Những sai số chuẩn vững thì ở trong dấu
ngoặc tròn. *(**)[***] tại các mức ý nghĩa 10% (5%)[1%]. Độ co giãn của xuất khẩu Trung
Quốc theo giá nên dương. Ký hiệu PPI: PPI thành phẩm của Mỹ được sử dụng như hệ số giảm
phát; GLUK được lấy trong nghiên cứu của Gaulier (2006), chỉ số hàng tiêu dùng được sử
dụng như hệ số giảm phát; HK UV, chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu từ Hong Kong sang thế

giới được sử dụng như hệ số giảm phát. Nguồn cung cấp được đo lường bởi Bai (2006) về vốn
cổ phần của Trung Quốc trong sản xuất.
Kỳ lạ, GDP của phần còn lại của thế giới không tác động tích cực đến sản lượng đầu ra hàng gia
công. Thorbecke và Smith (2007) cho rằng sản lượng đầu ra hàng gia công của Trung Quốc về
bản chất khá phức tạp, có thể giải thích rằng độ nhạy của thu nhập lớn hơn trong từng phần của
xuất khẩu.
Trong Bảng 6, chúng tôi chuyển qua kiểm định nhập khẩu của Trung Quốc. Chúng tôi dựa vào
những phân tích tương tự, với Bảng A liên quan đến nhập khẩu hợp nhất, Bảng B với nhập khẩu
hàng thông thường và Bảng C với nhập khẩu hàng gia công và linh kiện.
Nhóm 3b – Lớp Ngân hàng Đêm 2 – K18 GVHD: ThS. Nguyễn Khắc Q uốc Bảo
24
Bảng 6: Độ co giãn của nhập khẩu Trung Quốc

Ghi chú: Ước lượng điểm có được từ DOLS(2,2). Những sai số chuẩn vững thì ở trong dấu
ngoặc tròn. *(**)[***] tại các mức ý nghĩa 10% (5%)[1%]. Ước lượng độ co giãn của nhập
khẩu Trung Quốc theo giá nên âm. Ký hiệu PPI: PPI thành phẩm của Mỹ được sử dụng như hệ
số giảm phát; ký hiệu GLUK được lấy trong nghiên cứu của Gaulier (2006), chỉ số linh kiện và
tư liệu sản xuất được sử dụng như hệ số giảm phát cho nhập khẩu hợp nhất, tương tự, tư liệu
sản xuất cho nhập khẩu thông thường và linh kiện cho nhập khẩu hàng gia công và linh kiện; ký
hiệu HK UV: chỉ số giá trị đơn vị tái xuất khẩu của Hong Kong được sử dụng như hệ số giảm
phát. Nhu cầu trở thành biến w là tổng xuất khẩu thực.
Đúng theo hướng dự đoán, nhập khẩu hợp nhất phản ứng mạnh đối với thu nhập. Mặt khác,
chúng tôi thực hiện lại các kết của Marquez và Schindler chú trọng tới độ co giãn theo giá. Một
đồng nhân dân tệ yếu hơn khiến nhập khẩu nhiều hơn, chứ không phải là ít hơn. Điều này đúng
cho cả nhập khẩu thông thường. Chỉ khi, xét đến nhập khẩu hàng gia công và linh kiện có được
một số bằng chứng hỗn hợp, và các kết quả vẫn còn hướng tới việc tìm kiếm một hệ số có dấu
hiệu sai.
Các kết quả của Marquez và Schindler cho rằng vai trò của đầu tư trực tiếp nước ngoài như là
biến w của chúng tôi. Tuy nhiên, kể cả biến FDI tích lũy thì chắc chắn cũng không đủ làm đảo