DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT 1
1. GIẢI THÍCH THUẬT NGỮ: 2
2. TỔNG QUAN CÁC BÀI NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 7
3. BÀI NGHIÊN CỨU GỐC 9
3.1. Giới thiệu 10
3.2. Mô hình NATREX mở rộng: 12
3.2.1. Cấu trúc của mô hình 14
3.2.1.1. Tiết kiệm: 14
3.2.1.2. Tỷ giá thương mại và tỷ giá hối đoái thực: 15
3.2.1.3. Đầu tư: 16
3.2.1.4. Cân bằng thị trường hàng hóa 17
3.2.1.5. Tài khoản vãng lai: 18
3.2.1.6. Danh mục cân bằng: 18
3.2.1.7. Tích lũy vốn và tài sản nước ngoài: 18
3.2.2. Cân bằng trung hạn 19
3.2.3. Sự điều chỉnh động 19
3.2.4. Trạng thái ổn định 20
3.3. Phương pháp luận thực nghiệm 22
3.4. Đo lường tỉ giá hối đoái thực hiệu lực ( REER) 24
3.5. Kết quả thực nghiệm 27
3.5.1. Tỷ giá thương mại 32
3.5.2. Tỷ lệ phụ thuộc của giới trẻ. 32
3.5.3. Hạn chế thanh khoản. 33
3.5.4. Đầu tư của chính phủ. 34
3.6. Mô hình Natrex và sự sai lệch 34
3.7. Kết luận và nhận xét : 39
Phụ lục A 41
Phụ lục B. biến đo lường và các nguồn dữ liệu 42
4. Mở rộng tại Việt Nam : 46
4.1. Chọn năm gốc 46

Dn
Demand for non-tradables
Hàm cầu hàng phi thương mại
DPI
Domestic private investment
Đầu tư tư nhân nội địa
F
Foreign assets
Tài sản nước ngoài
FDI
Foreign direct investment
Đầu tư trực tiếp nước ngoài
GI
Government investment
Đầu tư chính phủ
GDP
i
GDP price deflator index
Chỉ số giảm phát GDP
I
Investment
Tổng đầu tư
K
Capital
Vốn
LIQC
Liquidity constraint
Hạn chế thanh khoản
N
Nominal exchange rate

RRC
Relative return to capital
Tỷ suất sinh lợi tương đối của vốn
RULC
Relative unit labor cost
Chi phí lao động tương đối
S
Saving
Tiết kiệm
S
n
Supply of non-tradables
Hàm cung hàng phi thương mại

T
Terms of trade
Tỷ giá thương mại
TFP
Total factor productivity
Tổng năng suất yếu tố sản xuất
Y
Domestic output
Sản lượng nội địa
δ
Rate of economic depreciation
Tỷ lệ khấu hao kinh tế
τ
The composite tax rate
Thuế suất đa hợp


bao nhiêu hay được định giá cao hay thấp bao nhiêu thì chúng ta có thể so sánh tỷ giá
3
hối đoái thực với Natrex của nó. Phương pháp Natrex được mở rộng mô hình PPP,
FEER và BEER để khắc phục các nhược điểm của chúng. Tỷ giá hối đoái thực hiện tại
R
t
:
R
t
= Natrex + sai lệch
4. Kiểm định nghiệm đơn vị: là một kiểm định được sử dụng khá phổ biến
để kiểm định một chuỗi thời gian dừng hay không dừng. Vấn đề tính dừng là một trong
những điều kiện quan trọng khi phân tích chuỗi dữ liệu theo thời gian. Nếu chuỗi dữ liệu
không dừng thì sẽ tạo ra hồi quy giả mạo và làm sai lệch kết quả của mô hình.
5. Kiểm định đồng liên kết: là một phương pháp xác định mối quan hệ
trong dài hạn giữa một nhóm các biến chuỗi thời gian. Để kiểm định đồng liên kết
chúng ta có hai cách kiểm định:
 Kiểm định nghiệm đơn vị phần dư: do trong bài nghiên cứu tác giả không dùng
cách kiểm định này nên chúng ta không để cập đến.
 Kiểm định đồng liên kết dựa trên phương phápVAR của Johansen:
Ở đây có hai giả thiết H
0
:
(i) “None”, nghĩa là không có đồng liên kết (đây là giả thiết ta quan tâm nhất)
(ii) “At most 1”, nghĩa là có một mối quan hệ đồng liên kết.
Lưu ý, tùy vào số biến trong mô hình (ví dụ k biến) mà ta có k-1 số phương trình
đồng liên kết. Khi đó, ta có thêm số giả thiết về số phương trình đồng liên kết. Để quyết
định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H
0
, ta so sánh giá trị “Trace Statistic” với giá trị tới

Giới hạn thanh khoản của Trung Quốc (LIQC): được tính bằng tín dụng nội địa
của khu vực tư nhân chia cho GDP danh nghĩa.
Đầu tư Chính Phủ (GI): là tỷ số của tổng đầu tư của chính phủ chia cho tổng
đầu tư vào tài sản cố định.

5
7. So sánh giữa NATREX và các phương pháp tính EREER:
Có rất nhiều phương pháp tính tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (EREER) như BEER,
FEER và PPP, và dưới đây là sự so sánh về ưu nhược điểm của NATREX và các
phương pháp đó:
 BEER: được xây dựng trên điều kiện ngang giá lãi suất không phòng ngừa thực
(real UIP). Thay vì sử dụng tỷ giá danh nghĩa, các nhà nghiên cứu đã xem tỷ giá
thực đa phương như một biến số chính của mô hình. Xác định sự biến động của
tỷ giá trong ngắn hạn.
 FEER: dựa trên những giả định về một nền kinh tế lý tưởng với thương mại tự
do hoàn toàn, tỷ giá đạt được khi nền kinh tế đạt được cân bằng cả đối nội lẫn đối
ngoại. Nói một cách khác, tỷ giá cân bằng FEER được xác định dựa trên một số
điều kiện kinh tế được xác định bởi các biến số kinh tế quan trọng, còn các yếu tố
mang tính chu kì trong ngắn hạn bị loại bỏ. Đây là phương pháp xác định tỷ giá
cân bằng trong trung hạn.
 PPP: đây là phương pháp ra đời sớm nhất được dùng để dự báo tỷ giá hối đoái
trong dài hạn. Theo hướng tiếp cận này, việc xác định tỷ giá được thực hiện bằng
cách so sánh sức mua của hai đồng tiền. Trong đó mức độ điều chỉnh PPP được
xác định thông qua lạm phát: tốc độ tăng (giảm) tỷ giá hối đoái hằng năm giữa
đồng nội tệ và ngoại tệ sẽ bằng chênh lệch giữa tỷ lệ lạm phát nội tệ và tỷ lệ lạm
phát ngoại tệ. Tuy nhiên, PPP không được duy trì liên tục, nguyên nhân:
o Tác động của các yếu tố ảnh hưởng khác đến tỷ giá hối đoái: chênh lệch
lãi suất, mức thu nhập và các biện pháp kiểm soát của chính phủ.
o Không có hàng thay thế cho hàng nhập khẩu.
o Hàng rào mậu dịch và hàng rào mậu dịch ẩn.

7
2. TỔNG QUAN CÁC BÀI NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (REER) được các nhà kinh tế đặc biệt quan tâm
trong nền kinh tế mở, nó tác động đến nhiều yếu tố. Nhiều nhà kinh tế đã xem xét tác
động của nó trong mối quan hệ đối với cán cân thương mại của một quốc gia. Nhưng
mô hình NATREX mở rộng được sử dụng trong bài nghiên cứu gốc chưa từng được sử
dụng ở Trung Quốc trước đây và một loạt các nền tảng kinh tế học chỉ phù hợp duy nhất
đối với nền kinh tế Trung Quốc được đưa vào mô hình. Ngược lại, hầu hết các bài
nghiên cứu khác chỉ xem xét về phương pháp đo lường và liên kết REER với các nền
tảng lý thuyết.
Trong bài “Evaluating Alternative Measures of the Real Effective Exchange
Rate” của Robert Lafrance, Patrick Osakwe, and Pierre St-Amant, các tác giả đã xem
xét ảnh hưởng của tỷ giá hoái đối thực hiệu lực đến xuất khẩu và nhập khẩu ở Canada.
Một sự suy giảm trong REER sẽ dẫn đến một cải thiện trong cán cân thương mại theo
thời gian. Và chỉ số tỷ giá hoái đối thực hiệu lực được tính toán sử dụng chi phí nhân
công giải thích sự biến đổi trong xuất khẩu ròng và sản lượng thực của Canada tốt hơn
đáng kể so với cách dựa vào chỉ số giá tiêu dùng.
Ở bài “Cointegration Test of a Long-run Relation Between the Real Effective
Exchange Rate and the Trade Balance” của Augustine C. Arize cũng xem xét mối liên
hệ của tỷ giá hoái đối thực hiệu lực với cán cân thương mại. Những thí nghiệm về đồng
liên kết và phát triển gần đây của Engle, Yoo (1989) và Johansen (1988) đã cung cấp
một phương pháp thay thế khác để xác định mối quan hệ trong dài hạn giữa cán cân
thương mại và tỷ giá hối đoái thực hiệu lực REER. Các tác giả quan sát thấy được rằng
có một mối liên hệ tích cực giữa cán cân thương mại với tỷ giá hối đoái thực hiệu lực ở
hầu hết các nền kinh tế ở Châu Á. Mặc dù có một số trường hợp ngoại lệ đặc biệt,
nhưng kết quả nghiên cứu của chúng tôi đưa ra kết luận rằng hai chỉ số này có liên quan
với nhau. Điều này ngụ ý rằng sự mất giá trong dài hạn dẫn đến việc cán cân thương

Sự phá vỡ cấu trúc và tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân bằng của Trung
Quốc: Phương pháp tiếp cận NATREX
Kefei You, Nicholas SANRANTIS
Trung tâm thị trường vốn quốc tế, trường đại học Metropolitan London, Anh Quốc
Trường kinh doanh Cass, Đại học City London, Anh Quốc
Thông tin bài viết
TÓM TẮT
Lịch sử bài viết
Nhận vào được ngày 16/1/2011
Nhận bài chỉnh sửa từ 1/6/2012
Chấp nhận 16/8/2012
Đăng lên mạng 25/8/2012
Bài viết này điều tra các tỷ giá hối cân bằng thực hiệu lực của đồng
nhân dân tệ Trung Quốc trong thời gian hậu cải cách, 1982-2010.
Chúng tôi mở rộng mô hình NATREX trong nhiều viễn cảnh quan
trọng và áp dụng nó lần đầu tiên ở Trung Quốc. Một loạt các nền tảng
kinh tế học chỉ phù hợp duy nhất đối với nền kinh tế Trung Quốc
được đưa vào mô hình. Chúng tôi xây dựng một tập hợp dữ liệu theo
quý duy nhất và sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng
liên kết có thể chiếm nhiều sự phá vỡ cấu trúc nội tại. Ngoài ra, để
nắm bắt sự phát triển mô hình thương mại của Trung Quốc, chúng tôi
sử dụng tỷ trọng thương mại trong nhiều thời gian khác nhau (trung
bình 3 năm) để xây dựng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực. Chúng tôi tìm
thấy hai sự phá vỡ cấu trúc trong mối quan hệ đồng liên kết (trong
1988 và 1992). Tỷ giá thương mại hiệu quả, yếu tố dân số, hạn chế
tính thanh khoản và sự đầu tư chính phủ là các yếu tố quan trọng của
mức cân bằng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực. Đồng nhân dân tệ bị định
giá cao so với một “giỏ” tiền tệ gồm 14 loại đến tận giữa những năm
1980. Trong suốt 1986-2010, nó được định giá thấp trong phần lớn
các năm ngoại trừ sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á năm 1997.

hối đoái thực hiệu lực cân bằng cho Trung Quốc, phần lớn cho thấy sự đánh giá thấp
đánh kể từ những năm 1990
1
. Phần lớn các nghiên cứu trước đây sử dụng sử dụng mô
hình PPP (sự ngang giá sức mua), BEER (tỷ giá cân bằng hành vi) hoặc FEER (tỷ giá
căn bằng nền tảng).
Trong bài viết này chúng tôi phát triển và áp dụng một mô hình NATREX mở
rộng chưa bao giờ được sử dụng cho Trung Quốc trước đây. Ngược lại với PPP, BEER
và FEER, mô hình NATREX xem xét đến toàn bộ nền kinh tế và cung cấp thêm thông
tin hơn về sự xác định của tỷ giá hối đoái cân bằng. Ngoài ra, nền kinh tế Trung Quốc
có một con đường phát triển phân biệt nó với các nền kinh tế khác. Sự nghiên cứu này
xem lại một loạt các nghiên cứu về các khía cạnh khác nhau của nền kinh tế Trung
Quốc, và trong khuôn khổ của mô hình NATREX, kết hợp các nền tảng kinh tế học duy
nhất đối với nền kinh tế Trung Quốc như yếu tố quyết định của tỷ giá hối đoái cân bằng.
Một vài trong những yếu tố quyết định đó chưa được tìm thấy ở trong những nghiên cứu
trước đây. Đối với việc áp dụng mô hình NATREX để đánh giá hiệu quả thực sự của
Trung Quốc, chúng tôi xây dựng một tập hợp các dữ liệu theo quý cho giai đoạn sau cải
cách 1982-2010.
Hơn nữa, nền kinh tế Trung Quốc có kinh nghiệm chính trị lớn và nền kinh tế
thay đổi trong nhiều thập kỷ gần đây. Nếu những phá vỡ cấu trúc đáng kể không được
tính trong mô hình thực nghiệm, nó có thể dẫn đến những kết luận sai. Vì vậy, những 1
Đối với một đánh giá gần đây của lý luận thực nghiệm về mức cân bằng ngoại tệ của Trung Quốc sử dụng
các mô hình thay thế, xem Cline và William 2008
11
phá vỡ cấu trúc tiềm năng là một yếu tố quan trọng cần được xem xét khi ước lượng giá
trị cân bằng của đồng nhân dân tệ, nhưng nó là một vấn đề đã bị bỏ qua hầu hết trong
các nghiên cứu trước đây của Trung Quốc

phương pháp tiếp cận bình phương nhỏ nhất và sau đó loại trừ các giai đoạn mẫu trước sự phá vỡ. Tiêu
chuẩn Johansen (1995) đồng liên kết sau được ứng dụng cho một mẫu giai đoạn sau những phá vỡ. Do
đó phá vỡ không được kếp hợp chặt chẽ trong khuôn khổ đồng liên kết và ngoài ra mẫu còn nhỏ hơn.
Chen (2009) sử dụng phương pháp đồng liên kết Johansen et al(2000) để giải thích cho những phá vỡ
cấu trúc trong liên tục. Tuy nhiên, như trình bày trong phần 3, phương pháp này yêu cầu các đầu vào
ngoại sinh của ngày phá vỡ và không xem xét đến những thay đổi độ dốc.
3
Để cụ thể hơn, so sánh với giai đoạn 1999-2001, thương mại của Trung Quốc với ba đối tác đầu tiên:
Mỹ; Nhật và HongKong, sụt giảm đáng kể trong 2008-2010. Trong khi thương mại của Trung quốc với
tất cả các đối tác khác giảm 0,3% như Pháp, tất cả trình bày rõ ràng trong tỷ trọng thương mại của họ.
12
3.2. Mô hình NATREX mở rộng:
Mô hình NATREX được Stein đưa ra năm 1995, là “tỷ giá hối đoái thực tự
nhiên” (natural real exchange rate) sẽ chiếm ưu thế nếu như loại bỏ các yếu tố đầu cơ và
chu kỳ của nền kinh tế khi tỷ lệ thất nghiệp ở mức tự nhiên. Điều kiện cân bằng trung
hạn xác định rằng NATREX là cán cân thanh toán cơ bản và là sự cân bằng danh mục
giữa việc nắm giữ các tài sản có mệnh giá trong nước và ngoại tệ. Trong dài hạn, các
yếu tố cơ bản được xác định như là biến động của năng suất và thời gian ưa thích của xã
hội. Chúng ảnh hưởng đến sự phát triển của vốn và nợ nước ngoài thông qua hàm đầu tư
và các tài khoản vãng lai. Khi vốn và nợ nước ngoài hội tụ về trạng thái ổn định, mô
hình NATREX trở thành một chức năng của nền tảng kinh tế.
Mô hình của Stein được phát triển cho các nghiên cứu về sự cân bằng đồng đôla
Mỹ và vì thế được thiết kế để nắm bắt các đặc điểm của các nước công nghiệp tiên tiến
4
.
Bài viết này là nỗ lực đầu tiên mở rộng mô hình NATREX của Stein (1995) tại Trung
Quốc. Chúng tôi kế hợp một loạt các yếu tố cơ bản của kinh tế học được sử duy nhất đối
với Trung Quốc trong khuôn khổ của mô hình NATREX mở rộng. Một số nền tảng
chưa được nghiên cứu bằng các lý thuyết tồn tại như các yếu tố của tỷ giá hối đoái cân
bằng cho Trung Quốc. Đặc biệt, chúng tôi mở rộng mô hình NATREX nguyên gốc của

như trong nghiên cứu Lim và Stein (1995). Nó là một giả định thực tế hơn đối với các
nền kinh tế thị trường mới nổi như Trung Quốc
-Thứ sáu, ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) dường như không phải là
thiết lập cho Trung Quốc ( Ma, Ho,và McCauley,2004 và Liu và Otani,2005), phần bù
rủi ro quốc gia được đưa ra trong phương trình cân bằng danh mục đầu tư để giải thích
sự khác nhau từ UIP.

Bảng 1- Những đối tác thương mại chính của Trung Quốc

Thị phần trung bình
Đối tác thương mại chính
1982-1990
1991-2000
2001-2010
1982-2010
1999-2001
2008-2010
US
11.9
16.1
16.4
14.9
18.5
14.5
Nhật
21.1
15.9

1.6
1.3
Anh
1.7
1.5
1.9
1.7
1.8
1.7
14
Châu Á HồngKong
25.4
26.9
13,6
21,9
20.0
21.9
Hàn Quốc
0.0
4.7
6.6
3.9
5.9
3.9
Malaysia
0.8
1.0
1.8
1.2
1.3

76.4 Chú ý: Thị phần(%) được tính bằng [(xuất khẩu của Trung Quốc đến nước đối tác + nhập khẩu
từ nước đối tác của Trung Quốc)/ tổng xuất khẩu và nhập khẩu của Trung Quốc].
3.2.1. Cấu trúc của mô hình
3.2.1.1. Tiết kiệm:
Tiết kiệm thì tương đương với sản lượng quốc nội, Y, cộng với thu nhập từ nước
ngoài (lãi suất nước ngoài điều chỉnh các tài sản nước ngoài) (r’F), trừ tiêu dùng C. Sản
lượng quốc nội là một hàm số theo vốn (K) và tổng hợp các yếu tố năng suất (TFP).
Tiêu dùng là một hàm số của thu nhập (vốn, K, cộng thêm tài sản nước ngoài, F) và sở
thích thời gian của xã hội
5
. Sở thích theo thời gian của xã hội được mô hình hóa như là
một biến số nội sinh phụ thuộc vào các yếu tố dân số và hạn chế thanh khoản. Trong
nghiên cứu của chúng tôi về tiết kiệm của người Trung Quốc, Modigliani và Cao(2004)
nhận thấy rằng chính sách một con đã dẫn đến một sự giảm tương đối của giới trẻ (dưới
15) và do đó, đã giảm chỉ số tiêu dùng trên thu nhập. Trong sự nghiên cứu chúng tôi đã
đưa vào cả những chỉ số phụ thuộc của giới trẻ (DEPY) và của những người già
(DEPO). Sau này được kỳ vọng có tác động tích cực đến tiêu dùng dịch vụ hưu trí và hệ
thống chăm sóc y tế kém phát triển của Trung Quốc. Trong một thị trường tài chính
không hoàn hảo, sự giảm bớt (giảm đi) trong hạn chế thanh khoản (LIQC) là một yếu tố
quan trọng của mức tiêu dùng ở Trung Quốc như một ngụ ý rằng các hộ gia đình có
nhiều khả năng sử dụng thu nhập trong tương lai để cân bằng chi tiêu ở hiện tại. (xem ví
dụ, Yang và Li,1997, Zhang,1997 và Zhang và Wan,2002)
S = Y(K;TFP) + r’F – C(K,F;LIQC,DEPY,DEPO)


1
) (2)
Trong đó, N là tỷ giá hối đoái danh nghĩa (đồng tiền nước ngoài trên mỗi nhân
dân tệ Trung Quốc, CNY). Tỷ giá thương mại (T) là một mức giá tương đối của hàng
hóa xuất khẩu 1 (p
1
) so với hàng hóa nhập khấu 2 (p’
2
) đo bằng một đồng tiền chung:
T= N(p
1
/p’
2
) (3)
Tỷ giá hối đoái thực của Trung Quốc, R, là một tỷ giá hối đoái danh nghĩa được
điều chỉnh bởi giá:
R=N(p/p’) (4)
Với p và p’ tương ứng là chỉ số giá giảm phát GDP trong nước và nước ngoài. Thay
hàm (2) và (3), hàm (4) được viết lại như sau:

a
n
R TR
(5)
6
6


vào lãi suất hoàn vốn tương đối được dự kiến có tác động tích cực đến FDI.
Hình 1. Khối lượng thương mại trung bình diễn biến theo mỗi 3 năm
17
khẩu, TR
n
=p
n
/p’
2,
ảnh hưởng cổ phiếu đầu tư sử dụng phi thương mại, I
n
và đầu tư sử
dụng hàng hóa nhập khẩu I
2
, trong tổng đầu tư, I. Ví dụ, một mức giá tương đối cao hơn
của hàng hóa phi mậu dịch làm giảm I
n
và gia tăng I
2

I= I
2
+I
n
=I
2
(DPI (Y(K;TFP), c), GI, FDI ( RULC, RRC, F), R
n
, T)
+ I

/
( , , , , , , , )
,,
n
I
R
Tr
GI RULC RRC
K F TFP

  
   



(8)
9

3.2.1.4. Cân bằng thị trường hàng hóa
Dựa trên yếu tố ngoại sinh những tỷ giá thương mại, điều kiện cân bằng cho hàng
hóa thị trường là một điều kiện thị trường cụ thể cho hàng hóa phi mậu dịch (xem Lim&
Stein,1995)
(I-S) + CA =0
C
n
(R
n
,K,F;LIQC,DEPO,DEPY,T)+I
n
(R

1
( ) ( )
aa
n
p p p


. Chỉ
số giá tương đối p
k
/p trong hàm (7) có thể được viết lại:
11
21
/ [( ' / ) ( ) ]/[( ) ( ) ]
m m a a m a m
k n n n
p p p N p p p T R
   


9
T cao hơn sẽ giảm I
n
và thúc đẩy I
2
. Trong cùng một lúc, quan trọng hơn, T cao hơn sẽ giảm chi phí sử dụng vốn c
và biểu diễn tổng đầu tư I. Do đó, biểu hiện của T là tích cực trong hàm (8). Biểu hiện của R
n
thì đầy mơ hồ và phụ
thuộc vào biểu hiện của (a-m)

,K,F;TFP,r,,GI,RULC,RRC,T)
– C
2
(R
n
,K,F;LIQC,DEFY,DEPO,T)+ r’F (10)
3.2.1.6. Danh mục cân bằng:
Ma và các cộng sự (2004) và Liu và Otani(2005) nhận thấy rằng kiểm soát vốn
của Trung quốc vẫn có hiệu lực và sai lệch so với UIP thể hiện rõ rệt tính không dừng
và dai dẳng. Vì vậy, cho một sự phát triển điển hình như Trung Quốc, UIP không chắc
bị ảnh hưởng bởi sự tồn tại của phần bù rủi ro quốc gia. Vì vậy, danh mục cân bằng
được diễn tả như sau:
' ( ) ( ', )r r h F r F

  
(11)
Với F là tài sản nước ngoài được sử dụng cho xấp xỉ phần bù rủi ro của Trung Quốc
11
.
3.2.1.7. Tích lũy vốn và tài sản nước ngoài:
Sự tích lũy vốn được tính toán bằng:
dK/dt = I – nK (12)
Và tỷ lệ trao đổi của tài sản nước ngoài là tiết kiệm trừ đi đầu tư và trừ nF:
dF/dt = S – I – nF = CA – nF (13)
Trong đó, n là tốc độ tăng trưởng của lao động hiệu quả 10
Tương đồng với đầu tư, TR
n

n
(t) = R
n
(K(t), F(t), Z(t)), (14)
Z = [TFP, LIQC, DEPY, DEPO, r’, , GI,T] (15)
12

Trong đó Z biểu thị các yếu tố cơ bản để xác định giá tương đối phi thương mại.
Từ công thức (5) và (14), cân bằng trung hạn tỷ giá hối đoái thực được xác định:
R(t) = T[R
n
(K(t),F(t),Z(t))] = R(K(t),F(t),Z(t))
Trong trung hạn, K và F là biến ngoại sinh. Vì vậy, bất kỳ sự thay đổi nào đến
Z(t) sẽ thay đổi đường cong cung và/hay cầu của phi thương mại và tạo ra một R
n
mới
để duy trì sự cân bằng thị trường hàng hóa. Những ảnh hưởng của sự thay đổi trong các
biến ngoại sinh lên R
n
trong trung hạn được liệt kê ở Phụ lục A, Bảng A1.
3.2.3. Sự điều chỉnh động
Biến động trong dài hạn bao gồm sự thay đổi nội sinh của vốn và tài sản nước
ngoài. Kết hợp thay đổi của vốn (công thức.(12)), đầu tư (công thức. (8), và cân bằng
danh mục (công thức. (11)) công thức sự phát triển của vốn:
dK/dt = J(K,F,Z),J
K
<0,J
F
>0. (17)
13

F
- L
K
J
F
>0, tồn tại miễn là (a) sự tác động của chứng khoán vốn trong đầu tư thì nhiều hơn
sự tác động của tài sản nước ngoài trong đầu tư (-J
K
> J
F
) cùng J=0 và (b) sự tác động
của tài sản nước ngoài trên tài khoản vãng lai thì nhiều hơn tác động của vốn trên tài
khoản vãng lai (-L
F
>L
K
) cùng L=0. Quỹ đạo của vốn và tài sản vốn để làm ổn định
trạng thái của họ được mô tả trong Phụ lục A, biểu đồ A1.
3.2.4. Trạng thái ổn định
Trạng thái ổn định trong dài hạn đạt được khi vốn và tài sản nước ngoài cùng hội
tụ lại để K* và F* không đổi
J(K*,F*,Z)=0 (20)
L(K*,F*,Z) = S(K*,F*,Z) – J(K*,F*,Z) = 0 (21)
Giải phương trình (20) và (21) chúng ta có thể tìm được trạng thái ổn định
K
*
= K (Z) (22)
F
*
= F (Z) (23)

( ) ( )
n
R T R R Z


(27)
Hai yếu tố đầu tiên bên phía tay phải của công thức (26) nắm bắt những ảnh
hưởng gián tiếp của các bất ổn trong các nền tảng đến R
n
trong dài hạn. Yếu tố cuối
cùng nắm bắt những ảnh hưởng gián tiếp của các bất ổn trong nền tảng đến R
n
trong
trung hạn.
Theo công thức (27), theo một cách thức giống nhau, những nguyên tắc mà ảnh
hưởng đến giá cả phi mậu dịch tương đối, R
n
*
, và ảnh hưởng tỉ giá hối đoái thực R
*

trong dài hạn. Chỉ có trường hợp ngoại lệ là tỷ giá thương mại. Như công thức (5) chỉ
ra, thay đổi trong tỷ giá thương mại ảnh hưởng đến R một cách trực tiếp và gián tiếp
theo con đường thay đổi trong R
n
. Ảnh hưởng trực tiếp thì rõ ràng, trong khi đó ảnh
hưởng gián tiếp thì mơ hồ bởi vì T làm giảm R
n
trong trung hạn nhưng làm tăng nó
trong dài hạn. Tuy nhiên, sự ảnh hưởng gián tiếp này thì khá nhỏ khi được so sánh với

(28)
Dấu hiệu tác động trong trung hạn và dài hạn của tất cả các nguyên tắc cơ bản
được tóm tắt trong phụ lục A, bảng A1
3.3. Phương pháp luận thực nghiệm
14

Như NATREX là một khái niệm cân bằng dài hạn, chúng tôi sử dụng phương
pháp đồng liên kết trong ước tính của chúng tôi. Trước khi áp dụng kiểm định đồng liên
kết, chúng tôi xem xét tính ổn định của các biến trong công thức (28). Ng và
Perron(2001) phát triển bốn thống kê kiểm định nghiệm đơn vị (MZa, MZt, MSB và
MPT) bằng cách sử dụng phương pháp bình phương tổng quát (GLS) loại bỏ dữ liệu xu
hướng cho một biến. Những sự kiểm tra này có khả năng tốt hơn và so sánh được với
kiểm định nghiệm đơn vị truyền thống ADF và do đó được sử dụng trong nghiên cứu
của chúng tôi. Vì nó quan trọng để giải thích sự phá vỡ cấu trúc nội sinh như đã thảo
luận trong Phần 1, hơn nữa chúng tôi sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị Lee và
Strazicich (2003) với hai sự phá vỡ nội sinh có thể được cho phép dưới cả giả thuyết H
0
và H
1
.
15
Sau đó, chúng tôi sử dụng phương pháp đồng liên kết có thể dùng cho nhiều sự
phá vỡ cấu trúc để xác định mối quan hệ cân bằng dài hạn (công thức (28)). Chúng tôi
trước tiên sử dụng phương pháp đồng liên kết Gregory và Hansen (1996) (GH
hereafter), phương pháp này có thể kiểm định cho một sự phá vỡ cấu trúc vốn nội sinh 14
Một RULC cao hơn không khuyến khích FDI của Trung Quốc và cắt giảm K
*

23
trong mối quan hệ đồng liên kết. Phương pháp này rất linh hoạt trong hướng tiếp cận
này, điều này có thể cho phép sự phá vỡ trong ba mô hình thay thế, ví dụ, một sự phá vỡ
trong chuỗi gốc (Mô hình C), trong chuỗi gốc xu hướng (Mô hình C/T), và trong chuỗi
gốc và hệ số độ dốc (Mô hình C/S). Gần đây hơn, Hatemi-J (2008, 2009) (HJ hereafter)
mở rộng phương pháp GH để cho phép hai sự phá vỡ cấu trúc trong 3 mô hình tương
ứng
16
. Ba mô hình này với hai sự phá vỡ cấu trúc được cụ thể như sau:
Model C: y
t
= 



D
1t
+ 

D
2t
+ 
t
e
t
, t=1, ,n (29)
Trong đó y
t
là một vector của các biến phụ thuộc, x
t

] và bằng 1 nếu t>[nτ
2
], trong
đó tham số không xác định τ
2
(0,1) đại diện cho thời gian thay đổi lần 2.
Mô hình C/T: Y
t
= α
1
+ α
2
D
1t
+ α
3
D
2t
+ γt + β
t
+ е
t
, t = 1,…,n (30)
Trong đó γ là hệ số của biến xu thế t.
Mô hình C/S: y
t
= α
1
+ α
2

và β
3
lần lượt cho thấy
sự thay đổi trong độ dốc ở giai đoạn đầu và giai đoạn thứ 2 của sự phá vỡ.
Phương pháp HJ kiểm định H
0
không có đồng liên kết tương phản với H
1
có
đồng liên kết trong sự hiện diện của hai sự thay đổi cấu trúc, đã trình bày trong 3 mô
hình bên trên. Cả phương pháp GH và HJ thực hiện ba kiểm định thống kê nghiệm đơn
vị, đó là sự kiểm định ADF, Zt và Zα, một loạt các số dư kế tiếp thì tương ứng cho tất cả
các điểm gãy có thể được xem xét thông qua toàn bộ giai đoạn mẫu. Các vị trí của các 16
Phương pháp đồng liên kết cho phép nhiều hơn hai sự thay đổi cấu trúc là rất hiếm. Theo như chúng tôi biết, chỉ
có nghiên cứu của Kejriwal and Perron (2010b). Tuy nhiên, qua sự trao đổi với hai tác giả, chúng tôi đã nhận
thấy rằng chương trình cho ứng dụng này thì có sẵn cho một ước tính hồi quy duy nhất, như chúng tôi xem xét
nhiều các yếu tố kinh tế trong mối quan hệ đồng kiên kết, chúng tôi không thể sử dụng phương pháp này.
24
giá trị tối thiểu của thống kê cho thấy kỳ phá vỡ. Trong nghiên cứu của chúng tôi, sự
phá vỡ được chọn dựa trên kiểm định thống kê Zt bởi vì theo như GH cho rằng Zt là sự
lựa chọn tốt nhất trong cùng điều kiện quy mô và khả năng kinh doanh. Chú ý rằng
phương pháp thống kê của GH và HJ không cho phép sự phân phối chuẩn và vì vậy giá
trị tới hạn chuẩn của phần dư dựa trên kiểm định đồng liên kết không thể áp dụng được.
Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng giá trị tới hạn đã được sử dụng bởi
Gregory và Hansen (1996) và Hatemi-J (2009,2009). Một vài nghiên cứu gần đây đã áp
dụng phương pháp GH và HJ bao gồm You và Sarantis (2011, 2012b) và Narayan và
Narayan (2010).