Khóa luận Động lực cân bằng thương mại và tỷ lệ mậu dịch - Đường cong j?

Ở nghiên cứu trước đây, chúng tôi đã chi ra rằng sự bất bình thường giữa sự tiêu dùng và sản lượng ngày càng không nhất quán: trong dữ liệu, sự tương quan về tiêu dùng giữa các quốc gia thường nhỏ hơn sự tương quan về sản lượng; trong nền kinh tế phi thực tế, chúng tôi lại thấy điều ngược lại. Ví dụ như trong dữ liệu của Hoa Kỳ và khối các QG châu Âu, mối tương quan tiêu dùng là 0-46, của sản lượng là 0.70 (xem hàng dữ liệu table 4), tương ứng với 0.67 và 0.58 trong n ền kinh tế hàng hóa thay thế hoàn hảo của chúng tôi. Vì vậy, có 1 sự khác biệt lớn và rõ ràng giữa lý thuy ết và d ữ liệu. Với khả năng thay thế không hoàn hảo giữa hàng hóa nước ngoài và hàng hóa trong nước ( ví dụ thử nghiệm chuẩn), sự tương quan về tiêu dùng (0.77) vẫn còn lớn hơn đáng kể so với sự tương quan về sản lượng (0.22), mặc dù khác nhau giữa chúng là nhỏ hơn. Sự bổ sung giữa hàng hóa trong nước và hàng hóa nước ngoài thậm chí còn làm giảm hơn nữa sự không nhất quán này (xem thí nghiệm co giãn nhỏ, độ lệch chuẩn giảm tới 0,5 từ 1,5 trong trường hợp chuẩn), nhưng không loại trừ nó. Stockman và Tesar (1991) làm có phần tốt hơn về sử dụng hàng hóa và trải nghiệm những cú sốc, nhưng họ làm giảm bớt sự tương quan về tiêu dùng hàng hóa thương mại giữa các quốc gia.

pdf37 trang | Chia sẻ: lvcdongnoi | Ngày: 21/06/2014 | Lượt xem: 1338 | Lượt tải: 0download
Bạn đang xem nội dung tài liệu Khóa luận Động lực cân bằng thương mại và tỷ lệ mậu dịch - Đường cong j?, để tải tài liệu về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
là những sai số chuẩn Newey-West. Những biến số là tỷ lệ của xuất khẩu ròng chia cho sản lượng (nx), hàm Logarit của sản lượng thực (y), và hàm logarit của tỷ lệ chỉ số giá nhập khẩu trên tỷ số giá xuất khẩu (p). Tất cả số liệu thống kê tham khảo từ những biến chọn lọc của Hodrick- Prescott (1980). Những thời kỳ mẫu như sau: Úc, 1960:1-1990:1; Áo, 1964:1-1990:1; Canada, 1955:1-1990:1; Phần Lan, 1975:1-1990:1; Pháp, 1970:1-1990:1; Đức, 1968:1-1990:1; Ý, 1970:1-1990:1; Nhật, 1955:1-1990:1; Thuỵ Sĩ, 1970:1-1990:1; Anh, 1955:1-1990:1; Mỹ, 1950:1-1990:2. Đầu tiên là những sự lệch hướng tiêu chuẩn của xuất khẩu ròng, tỷ lệ mậu dịch và sản lượng. Có một sự khá đồng nhất tồn tại giữa những quốc gia trong số liệu thống kê này. Cụ thể là trong những tham số thương mại. Những lệch hướng tiêu chuẩn của tỷ số xuất khẩu ròng và sản lượng chạy từ 0.45% ở Mỹ tới 1.75% ở Phần Lan. Số trung bình của mẫu là 1.06%.Lệch hướng tiêu chuẩn của tỷ lệ mậu dịch thì cao hơn, từ 1.63 ở Austria đến 5.68 ở Nhật, số trung bình là 2.92 Thứ hai, cả cán cân thương mại và đáp án mậu dịch thì ổn định cao. Sự tự tương quan của xuất khẩu ròng từ 0.29 ở Austria đến 0.9 ở Thụy Sĩ., số trung bình là 0.71. Sự tự tương quan của đáp án mậu dịch từ 0.5 ở Austria đến 0.88 ở Nhật và Thụy Sĩ, với số trung bình là 0.80. 9 Thứ ba, tham số xuất khẩu ròng không đi theo một chu kỳ ở tất cả các nước trong mẫu nghiên cứu. Đặc trưng này đã được lưu ý bởi Keith Blackburn và Morten Ravn(1991) : Jean – Pierre Danthine và john B. Donaldson(1993), và sự tuyệt đối trong mối quan hệ giữa nhập khẩu và thu nhập trong hầu hết các nền kinh tế học vĩ mô. Thứ tư, mối quan hệ đồng thời giữa xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch biến đổi giữa các quốc gia cách nào đó là phủ định hơn là khẳng định. Ở Phần Lan, Pháp, Ý, Nhật, Thụy Điển, và Mỹ, hệ số tương quan là thấp hơn -0.4. Mỹ là nước duy nhất trong mẫu có tương quan khẳng định. Enrique G. Mendoza(1990) cung cấp bằng chứng cho những quốc gia bổ sung tần số theo năm. Tuy nhiên, Sự tương quan đồng thời giữa xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch bỏ qua mối quan hệ biến động qua lại của những tham số này, đã được nhắc đến ở những bài nghiên cứu khác. Trong hình 1, các tác giả đã vẽ mối quan hệ chéo cho hai yếu tố này, trò chơi thời hạn thanh toán( thu sớm và trả trễ) lên đến 2 năm: sự tương quan giữa pt và nxt+k, với k -8 8 quý. Nhân tố này là một phủ định điển hình về giá trị âm của k( phần bên trái của trục nằm ngang) nhưng lại dương khi k có giá trị giữa 2 và 4. Sự bất cân xứng này của sự tương quan chéo không xuất hiện như là kết quả của mẫu sàn lọc cũng như chưa sàn lọc. Với liên hệ với mẫu đã sàn lọc, các tác giả đã tìm ra rằng những mẫu giống nhau xuất hiện nếu sử dụng tỷ số không được sàn lọc của xuất khẩu ròng với sản lượng và sự khác nhau hàng năm của tỷ lệ mậu dịch. Với liên hệ với mẫu chưa sàn lọc( sample period), trong hình 2, các tác giả báo cáo mối quan hệ chéo trong giai đoạn trước và sau 1972 cho 4 quốc gia mà các tác giả có dữ liệu trở về năm 1955. Nhật và Anh có đồ thị giống nhau trong cả hai giai đoạn Bretton Woods(1955-19272) và giai đoạn tỷ giá thả nổi(1972-1990). Canada cho thấy một chút quan hệ giũa hai tham số, với bất kỳ trò chơi thời hạn thanh toán trong cả hai giai đoạn. Đối với Mỹ, mối tương quan chéo trong giai đoạn đầu thì giống Nhật và Anh, cũng như các quốc gia khác trong hình một. 1 0 Trong giai đoạn này bên trái giá trị k=0 thì nước Mỹ không có khác biệt đáng kể so với những nước khác hơn là bên phải. Nhưng nước Mỹ, ở giai đoạn sau lại cho thấy sự khác biệt so với mẫu. Nếu chúng ta tiếp tục phân chia dữ liệu-1972 vào những năm 1970-1980, các tác giả thấy rằng sự thay đổi trong thương mại và giá của Mỹ liên hệ với hai thập kỉ này:không thập kỉ nào có đồ thị về mối tương quan chéo giống như giai đoạn Bretton Woods ở Mỹ, Anh vá Nhật , hay bất kỳ quốc gia nào trong hình 1 1 1 Hình 1: Hàm tương quan chéo của CCTM và tỷ giá thương mại ở 11 quốc gia. 1 2 Hình 2: Hàm tương quan chéo của CCTM và Tỷ giá thương mại trước và sau năm 1972 Một lần nữa, các tác giả gọi sự biến động bất cân xứng của tương quan chéo của xuất khẩu ròng và đáp án mậu dịch là đường cong S, từ khi nó giống chữ S nằm ngang, nhưng người đọc có lẽ chú ý nó là nền tảng của đường cong J. Trong những nghiên cứu về phá giá đồng tiền, nó không thường xuyên có những biến động như mong đợi trong đáp án mậu dịch có sự sắp xếp với sự sụt giảm trong số dư thương mại mà sẽ đi ngược lại trong vòng 2-8 quý sau, do đó sẽ đi theo hình chữ J. Một ví dụ cổ điển đúng vào năm 1967 về sự giảm giá đồng tiền được viết bởi Jacques R Artus (1975). Sự giảm giá này đã dẫn đến một nghiên cứu tiếp theo, bao gồm Junz và Rhomberg(1973), Magee(1973), và Meade(1988), mà những nghiên cứu này theo dõi sự biến động của giá và ngoại thương mà được cho là do sự trễ giữa việc đặt hàng và giao hàng của việc nhập khẩu và thời gian cần thiết để những nhà nhập khẩu thay đổi năng suất của mình. Vấn đề sẽ được trở lại ở phần IV. Trong thời gian ngắn, các tác giả tìm thấy một số quy luật trong sự chuyển động của xuất khẩu ròng và đáp án mậu dịch: Cả hai đều có sự tự tương 1 3 quan cao, cán cân ngoại thương hầu như biến đổi không theo quy luật, và sự tương quan chéo giữa xuất khẩu ròng và đáp án mậu dịch là một hình chữ S bất đối xứng. 3.2. Nghiên cứu mô tả một lý thuyết kinh tế mà ở đó hai quốc gia có những sản phẩm tạo ra khác nhau về vốn và lao động, và sẽ đối mặt với cú sốc năng suốt và chi tiêu Chính phủ Chúng tôi so sánh các thuộc tính của các dữ liệu quốc tế với một mô hình phát triển ngẫu nhiên với 2 quốc gia, mỗi nơi đều có 1 số lượng lớn các đại lý giống hệt nhau. Nền kinh tế thế giới này là nền kinh tế đóng của 2 quốc gia được sắp xếp hợp lý theo Kydland và Prescott’s (1982), trong đó mỗi quốc gia sản suất 1 loại hàng hóa khác nhau với công nghệ của riêng mình và lực lượng lao động cố định. Sự lên xuống của giá cả được thúc đẩy bởi những cú sốc ngẫu nhiên đến từ việc sản xuất và việc mua hàng hóa và dịch vụ của chính phủ. Sở thích của đại lý đại diện tại mỗi quốc gia i được thể hiện bởi hàm số: 0 1U(cit,1-nit) trong đó U(c, 1-n) = / và cit , nit tương ứng là lượng tiêu thụ và giờ làm việc ở quốc gia i. Đối với mỗi công nghệ, mỗi quốc gia chuyên sản xuất một loại hàng hóa duy nhất, ký hiệu là a cho quốc gia 1 và b cho quốc gia 2. Hàng hóa được sản xuất bởi vốn k và lao động n, với hàm sản xuất là như nhau. Điều này đưa đến những khó khăn về nguồn lực a1t + a2t = y1t = z1t F(k1t, n1t) b1t + b2t = y2t = z2t F(k2t, n2t) tương ứng ở quốc gia 1 và 2, với F(k,n) = , trong đó là tham số vốn cổ phần. Số lượng yit thể hiện GDP ở quốc gia i, đo lường số đươn vị hàng hóa nội 1 4 địa, và ait, bit thể hiện lượng sử dụng 2 loại hàng hóa đó ở quốc gia i. Do đó, a2t thể hiện lượng xuất khẩu từ quốc gia 1 sang quốc gia 2, và b1t thể hiện lượng nhập khẩu vào quốc gia 1. Vecter zt = (z1t, z2t) thể hiện cú sốc ngẫu nhiên đến việc sản xuất, hoặc công nghệ, mà tính chất của chúng được thể hiện trong ngắn hạn. Tiêu dùng, đầu tư, chi tiêu chính phủ - ký hiệu tương ứng là c, x, g – là tổng hợp của hàng hóa trong và ngoài nước: c1t + x1t + g1t = G(a1t, b1t) c2t + x2t + g2t = G(a2t, b2t) trong đó G(a, b) = là một đồng nhất thức bậc 1 và . Do đó cả 3 lượng sử dụng hàng hóa và dịch vụ cuối cùng đều là hàng trong và ngoài nước và với cùng 1 tỷ lệ. Sự linh hoạt trong việc thay thế giữa hàng trong nước và hàng nước ngoài là . Phương pháp tập hợp hàng hóa trong và ngoài nước này được đề xuất bởi Paul S. Armington (1969) và là một tính năng tiêu chuẩn của các mô hình thương mại cân bằng tổng thể (Alan V.Deardorff và Robert M. Stern, 1990; John Whalley, 1985). Vì vậy chúng tôi gọi G là một tập hợp Armington. Trọng lượng i trong công thức tập hợp G cho phép chúng tôi xác định lượng hàng hóa trong và ngoài nước của chi tiêu nội địa. Biến chi tiêu chính phủ, g, là biến ngẫu nhiên; được chúng tôi mô tả dưới đây. Quá trình hình thành vốn là hiện thân của cấu trúc thời gian xây dựng của Kydland và Prescott (1982). Ở đây, trong nền kinh tế của họ, phải mất số quý J để tăng vốn cổ phần dùng cho sản xuất. Một sự gia tăng đơn vị trong vốn cổ phần của quý J từ nay liên quan đến việc mua 1/J đơn vị hàng hóa cuối cùng cho quý kế tiếp quý J. Để thể hiện điều này bằng toán học, gọi si,t là kế hoạch bổ sung vốn cổ phần cho quốc gia i trong giai đoạn t+J. Vốn cổ phần sau đó được thể hiện qua công thức tính: 1 5 Ki, t + 1 = (1 - ki, t + si, t – J + 1 trong đó, là tỷ lệ khấu hao. Trong giai đoạn t, tổng chi phí hình thành vốn gộp là tổng chi phí đầu tư trên tất cả các dự án đang tiến hành: xi, t = J-1 Một trong số các thí nghiệm, chúng tôi đặt J=1, vì vậy chi phí đầu tư trong giai đoạn t làm tăng vốn cổ phần trong giai đoạn t+1. Cuối cùng, bốn cú sốc cơ bản của nền kinh tế bị chi phối bởi hai biến độc lập tự động điều chỉnh. Cú sốc kỹ thuật được tính như sau: zt + 1 = Azt + trong đó được phân phối bình thường và độc lập qua thời gian cùng với phương sai Vz. Tương quan giữa các cú sốc kỹ thuật, z1 và z2, được xác định bởi các yếu tố ngoài đường chéo của A và Vz. Tương tự, những cú sốc đối với chi tiêu chính phủ bị chi phối bởi: gt + 1 = Bgt + trong đó, gt = (g1t, g2t) và được phân phối bình thường với phương sai Vg. Từ những yếu tố này chúng ta có thể xây dựng thu nhập quốc dân và những thống kê về sản phẩm cho mỗi quốc gia của nền kinh tế thế giới về mặt lý thuyết. GDP ở quốc gia 1 trong giai đoạn t, trong một đơn vị hàng hóa sản xuất nội địa, là y1t; giới hạn về nguồn lực được tính bằng tổng a1t + a2t. Liên quan đến sản lượng quốc gia đối với các thành phần chi tiêu, chú ý rằng tập hợp Armington thể hiện sự hợp nhất, c1t + x1t + g1t, như là một hàm số của a1t và b1t . Từ tập hợp G là đồng nhất thức bậc một, chúng ta có sự cân bằng: c1t + x1t + g1t = q1ta1t + q2tb1t 1 6 trong đó, q1t và q2t là giá của hai hàng hóa trong giai đoạn t trong các đơn vị hàng hóa tổng hợp. Vì nguồn lực có giới hạn, do đó chúng tôi thể hiện sản lượng như sau: y1t = ( c1t + x1t +g1t ) / q1t + ( a2t – ptb1t ) trong đó p1 = q2t / q1t là tỷ lệ trao đổi. Do đó sản lượng là tổng của ( c1t + x1t + g1t ) / q1t và xuất khẩu ròng a2t – p1b1t . Chúng tôi đo lường cán cân thương mại trong mô hình đúng như chúng tôi làm trong dữ liệu, bằng tỷ lệ giữa xuất khẩu ròng và sản lượng, tính theo giá hiện hành: nxt = ( a2t – ptb1t ) / y1t Chúng tôi tính toán tỷ lệ trao đổi ở quốc gia 1 từ tỷ lệ chuyển đổi biên giữa hai hàng hóa trong quốc gia 1 , được đánh giá ở số lượng cân bằng: pt = q2t / q1t = 3.3. Các tác giả thảo luận về sự lựa chọn các giá trị của tham số và phương pháp tính toán lộ trính cân bắng của xuất khẩu ròng, đáp số của mậu dịch, và những nhân tố khác Bây giờ chúng tôi sẽ mô tả ngắn gọn thủ tục chọn thông số chuẩn, liệt kê trong Bảng 2, và tính toán trạng thái cân bằng cạnh tranh. Cả hai đều thích ứng với nền kinh tế mở từ việc nghiên cứu nền kinh tế đóng của Kydland và Prescott’s (1982), chi tiết xem bài báo đó (phần 4 và 5) và phần II, III trong bài báo trước đó của chúng tôi (Backus và cộng sự, 1992). BẢNG 2- GIÁ TRỊ CÁC THAM SỐ TIÊU CHUẨN Sở thích β = 0.99 μ = 0.34 γ = -1.0 Công nghệ: 1 7 θ = 0.36 δ = 0.025 J = 1 σ = 1/(1 + ρ) = 1.5 Thị phần xuất khẩu = 0.15              06.09088.0 088.0906.0 2212 2111 aa aaA Phương sai  z 1 phương sai  z 2 = 0.008522 Hệ số tương quan   zzCorr 21 , = 0.258 gt = 0 Theo quy định, chúng tôi lựa chọn phần thông số ưu đãi và việc sản xuất để đánh đồng ý nghĩa của các tỷ lệ của tập hợp chuỗi thời gian Mỹ với các tỷ lệ tương tự cho trạng thái dừng của nền kinh tế theo lý thuyết. Các thông số độ cong được lựa chọn từ các nghiên cứu thống kê có sẵn. Chúng tôi sử dụng những phần còn lại đối với Hoa Kỳ của Sollow và một tập hợp các nước Châu Âu để ước tính thông số của quy trình công nghệ, dẫn đến cú sốc năng suất được đánh giá cao và có sự tương quan tích cực giữa các quốc gia. Phần tử mới duy nhất là thông số của tập hợp Armington và những điều chi phối hành vi của cú sốc đến việc chi tiêu của chính phủm đều được chúng tôi mô tả dưới đây. Để tìm giá trị thông số của mô hình, chúng tôi tính toán một trạng thái cân bằng bằng cách giải quyết số lượng gần đúng phương trình bậc hai đến một vấn đề của người lên kế hoạch xã hội mà có thiên hướng chia đều tiện ích của người tiêu dùng trong hai quốc gia. Thông số quan trọng nhất trong bài báo này là những tập hợp Armington,cái mà chi phối tính linh hoạt trong sự thay thế giữa hàng hóa trong và ngoài nước và tỷ lệ bình quân giữa nhập khẩu và sản lượng. Tính linh hoạt trong thay thế, như đã nói ở trên, là và có một vài điều không chắc chắn về giá trị của thông số này được thể hiện bằng dữ liệu (xem ví dụ, 1 8 khảo sát ước tính được cung cấp bởi Stern và cộng sự [1976]). Những nghiên cứu đáng tin nhất dường như chỉ ra rằng đối với Mỹ sự linh hoạt nằm giữa 1 và 2 và những giá trị trong vùng này nhìn chung được sử dụng trong các mô hình thương mại thực nghiệm. Đối với Nhật Bản và một tập hợp các nước Châu Âu, tính linh hoạt dường như thấp hơn (xem ví dụ, những thảo luận của Deardorff và Stern [1990 Chương 3] và Whalley [1985 Chương 5]. Chúng tôi sử dụng = 1.5 là điểm khởi đầu của chúng tôi nhưng thử nghiệm với các giá trị khác vẫn được. Chúng tôi xác định 1 và 2 từ những tỷ lệ quan sát giữa xuất nhập khẩu với GDP bằng cách sử dụng điều kiện đầu tiên theo đơn đặt hàng. p = Trong một trạng thái dừng đối xứng với y1 = y2, b1 = a2, và p = 1, tỷ lệ a1 / b1 có thể được viết thành (1-b1 / y1) / (b1 / y1), trong đó b1 / y1 là tỷ lệ nhập khẩu trên GDP trong quốc gia 1. Với p = 1, công thức này xác định tỷ lệ . Chúng tôi đặt các mức của 1 và 2 để giá trị ở trạng thái dừng của y1 là 1, một sự chuẩn hóa tiện lợi. Chúng tôi sử dụng một phần nhập khẩu 0.15, hơi lớn hơn so với giá trị trung bình của nó ở Mỹ, Nhật Bản và Châu Âu (trong tập hợp, với sự giao thương nội bộ giữa các nước Châu Âu) trong thập kỷ qua. Chúng tôi không chỉ sử dụng giá trị thông số này như một chuẩn mực mà còn xem xét các giá trị thay thế trong phần sau. 3.4. Bài nghiên cứu đưa ra tiêu chuẩn của mô hình, bao gồm sự tương quan giữa xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch Bây giờ chúng tôi sẽ tính toán con đường thời gian cân bằng của các biến trong nền kinh tế lý thuyết của chúng tôi và so sánh những tính chất của chúng với một tập hợp dữ liệu mà chúng tôi đã xem lại trước đó. Chúng tôi làm điều này cho giá trị thông số chuẩn, được mô tả trong phần trước và được tóm tắt trong Bảng 2, và cũng như cho vài giá trị khác. Những phân tích này giúp chúng tôi đánh giá vai trò của các thông số khác nhau trong việc tạo ra những đặc tính cụ thể của nền kinh tế lý thuyết và cho chúng ta cảm giác về sự vững mạnh của các đặc tính này. Nó cũng cung cấp một số trực giác cho hành vi của mô hình. Mục đích chính của chúng tôi là tài liệu về mối quan hệ lý thuyết giữa xuất khẩu ròng và tỷ lệ trao đổi và để xác định, đặc biệt, cho dù lý thuyết có thể 1 9 giải thích cho sự tương quan chéo không đối xứng cho cán cân thương mại và tỷ lệ trao đổi, đường cong S. Chúng ta thấy nó hữu ích lúc đầu, tuy nhiên, chỉ với một vài thống kê tóm tắt. Những số liệu thống kê này làm sáng tỏ các khía cạnh của mô hình có vai trò trong sự năng động của xuất khẩu ròng và tỷ lệ trao đổi và cũng có thể có một số quan tâm độc lập. Do đó, chúng tôi báo cáo, trong Bảng 3, những tính chất giống nhau của nền kinh tế lý thuyết mà chúng tôi thu thập được từ 11 nước OECD trong Bảng 1. Hàng thứ nhất, thể hiện dữ liệu cho điều mà chúng ta gọi là nền kinh tế chuẩn, sử dụng giá trị thông số quy định trong phần cuối và được liệt kê trong Bảng 2. Bảng 3 - Giá trị của xuất khẩu ròng, tài sản thực và tỷ giá thương mại trong những nền kinh tế lý thuyết Độ lệch chuẩn (%) Tự tương quan Tương quan Nền kinh tế nx y p nx y p (nx,y) (nx,p) (y,p) Chuẩn 0.30 1.38 0.48 0.61 0.63 0.83 -0.64 -0.41 0.49 (0.02) (0.18) (0.06) (0.07) (0.10) (0.05) (0.07) (0.08) (0.14) Co giãn lớn 0.33 1.41 0.35 0.63 0.64 0.88 -0.57 -0.05 0.43 (0.03) (0.18) (0.05) (0.07) (0.18) (0.03) (0.08) (0.09) (0.14) Co giãn nhỏ 0.37 1.33 0.76 0.61 0.63 0.77 -0.66 -0.80 0.51 (0.03) (0.18) (0.07) (0.07) (0.10) (0.05) (0.07) (0.09) (0.16) Hai cú sốc 0.33 1.33 0.57 0.62 0.65 0.78 -0.57 -0.05 0.39 (0.03) (0.15) (0.07) (0.08) (0.08) (0.06) (0.15) (0.17) (0.17) Độ trễ hình thành 0.28 1.34 0.51 0.60 0.63 0.52 -0.61 -0.40 0.50 (0.02) (0.17) (0.06) (0.17) (0.10) (0.16) (0.07) (0.08) (0.12) Độ trễ giao nhận 0.24 1.35 0.48 0.65 0.66 0.66 -0.56 -0.51 0.61 (0.02) (0.18) (0.05) (0.07) (0.08) (0.09) (0.08) (0.09) (0.11) Không vốn 0.18 1.14 1.29 0.71 0.61 0.64 0.66 0.99 0.68 2 0 (0.01) (0.15) (0.09) (0.06) (0.11) (0.07) (0.06) (0.00) (0.06) Cú sốc chính phủ 0.16 0.17 0.30 0.67 0.67 0.67 -0.55 1.00 -0.55 (0.03) (0.02) (0.05) (0.11) (0.08) (0.11) (0.13) (0.00) (0.13) Hàng thay thế hoàn toàn 16.90 2.22 - -0.10 0.76 - 0.10 - - (1.14) (0.29) (0.18) (0.05) (0.04) Chúng tôi thấy, đầu tiên, cả xuất khẩu ròng và tỷ lệ trao đổi đều có sự tự tương quan cao trong nền kinh tế lý thuyết của chúng ta. Sự tự tương quan của xuất khẩu ròng có phần thâp hơn chúng tôi thấy trong dữ liệu (0.61 trong mô hình và trung bình là 0.71 trong dữ liệu) nhưng là trong phạm vi quan sát cho các quốc gia khác. Sự tự tương quan của tỷ lệ trao đổi trong mô hình (0.83) rất gần với giá trị trung bình của nó trong dữ liệu (0.80). Không có thuộc tính nào đáng ngạc nhiên: các biến của mô hình kế thừa phần lớn sự kiên trì ở mức độ cao của những cú sốc kỹ thuật. Chúng tôi nói tiếp đến sự tương quan giữa xuất khẩu ròng và các biến khác. Trong nền kinh tế chuẩn, biến số xuất khẩu ròng thì ngược chu kỳ: mức tương quan hiện tại với sản lượng là – 0.64. Con số này cao hơn chúng tôi thấy ở dữ liệu nước Mỹ (-0.22), nhưng chỉ ở trong vùng của những biến quan sát ở 11 quốc gia trong mẫu của chúng tôi ( từ -0.17 đến -0.68). Có nghĩa trong đó đầu tư là cần thiết để tạo ra những biến động ngược chu kỳ của xuất khẩu ròng. Cán cân thương mại và đầu tư có mối liên hệ với nhau, như chúng ta đã biết, bằng một đồng nhất thức: biến xuất khẩu ròng thì khác biệt, trong nền kinh tế của chúng ta, giữa sản lượng và tổng chi tiêu và đầu tư theo giá thị trường. Mong muốn lớn nhất của người tiêu dùng là tiêu thụ thông suốt, như chúng ta sẽ thấy ở phần VI, đến một độ lệch tiêu chuẩn của lượng tiêu thụ khoảng một nửa sản lượng. Theo kết quả, sản lượng tiêu thụ ròng thuận chu kỳ, và sự chuyển dịch ngược chu kỳ trong cán cân thương mại là bắt buộc, thêm vào đó là những chuyển dịch thuận chu kỳ mạnh mẽ trong đầu tư. Trong mô hình, theo như dữ liệu, sự biến động trong đầu tư đủ lớn để tạo ra sự hợp nhất của nhiều biến hơn sản lượng ngoài chu kỳ và do đó đẩy sự tương quan âm giữa xuất khẩu ròng và sản lượng tăng lên. Đặc điểm thứ ba của nền kinh tế chuẩn là mối quan hệ nghịch đảo mạnh mẽ giữa xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch: cán cân thương mại nhìn chung là thặng dư khi mà giá của sản phẩm ngoại nhập có liên quan thấp. Sự tương quan này nhìn chung trong bảng dữ liệu cũng là số âm, nhưng Mỹ được xem là một ngoại lệ đáng chú ý. Chúng ta cũng tìm ra được sự tương quan mang dấu 2 1 dương lớn giữa tỷ lệ trao đổi và tổng sản phẩm trong nền kinh tế lý thuyết; nhưng trong dữ liệu lại không có quy luật rõ ràng. Với nền tảng như trên, chúng ta tiếp tục tìm hiểu đến đồ thị tương quan chéo của xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch. Ta thấy, trong Hình 3, đồ thị này đã tạo nên 1 đường cong S, theo số liệu đã ghi nhận được từ 8/11 nước trong Hình 1. Do đó, thuyết này đã cho thấy những đặc điểm nổi bật của dữ liệu. Chúng ta có thể đạt được 1 số hiểu biết qua trực giác cho những biểu hiện nhấn mạnh sự tương quan từ Hình 4, là đồ thị phản ánh sự phản ứng năng động của tỷ lệ trao đổi và những biến số khác đến một cú sốc dương tại một thời điểm lên năng suất sản xuất trong nước. Dưới sự ảnh hưởng đó, ta thấy có sự tăng trưởng Hình 3: Hàm tương quan chéo trong nền kinh tế chuẩn trong tổng sản phẩm đầu ra quốc nội và dẫn đến sự sụt giảm về giá cả liên quan, sự đảo ngược của tỷ lệ trao đổi. Trong Bảng 2 của hình, ta thấy rằng cú sốc này cũng làm tăng chi tiêu, nhưng ít hơn một nửa so với giá trị tăng trong tổng sản lượng. Đầu tư, tuy nhiên lại tăng trưởng hơn tiêu dùng, và cân bằng thương mại ban đầu bị thâm hụt. Khi thời gian qua đi, sự bùng nổ về đầu tư sẽ biến mất, và thâm hụt trong thương mại sẽ chuyển thành thặng dư. Mô hình thể hiện sự phản hồi này làm tăng sự tương quan âm giữa xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch trong nền kinh tế chuẩn. Sự tương quan giữa và tăng, với k nằm ở lân cận k=0, phản ánh hệ số góc dương của hàm động lực phản ứng tới xuất khẩu ròng trong Hình 4. Nguyên nhân đằng sau mặt trái của hàm tương quan chéo là có một số điều khác nhau giữa đồ thị thúc đẩy phản ứng và đồ thị tương quan chéo. Để làm điều này đơn giản hết sức có thể, giả sử rằng nền kinh tế chỉ có một cú sốc, và rằng tỷ lệ trao đổi tự hồi quy theo thứ tự, với hệ số tự tương quan . Sau đó, hàm tương quan chéo cho độ trễ k < 0 tiến tới 0 trong hình học tại tỉ lệ . Trong nền kinh tế chuẩn, những động lực ít phức tạp hơn, vì vậy ví dụ này chỉ cung cấp sự xấp xỉ mô hình được nêu ra ở Hình 3. Ta thấy, thuyết này sản sinh ra một đường cong S và sự năng động của xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch trong nền kinh tế lý thuyết phản ánh đến một nội dung rộng hơn, đó là ảnh hưởng của sự hình thành vốn lên cán cân thương mại. Chúng ta sẽ trở lại vấn đề này trong phần tới. Duy trì cách thử nghiệm của 2 2 Bảng 3 minh họa sự nhạy cảm của những thuộc tính này đến những giá trị của những đại lượng riêng biệt và sự ảnh hưởng lên nền kinh tế của những cú sốc đến sức mua của chính phủ. Hình 4: Phản ứng động đến cú sốc năng suất tích cực trong nước Tuy nhiên, đại lượng quan trọng nhất của mối quan hệ giữa cân bằng thương mại / tỷ lệ trao đổi là độ co giãn khi thay thế giữa sản phẩm ngoại nhập và sản phẩm trong nước. Trong nền kinh tế chuẩn thì độ co giãn này là 1.5; trong hai phép thử tới, chúng ta sẽ thử nghiệm với những giá trị lớn hơn hoặc nhỏ hơn số này. Trong phép thử độ co giãn lớn ( ), tương quan đồng thời giữa xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch yếu hơn, từ -0.41 trong trường hợp chuẩn đến -0.05. Trong phép thử độ co giãn nhỏ ( ), tương quan này còn bị âm nhiều hơn nữa. Rõ ràng là điều này đã chứng minh được đại lượng độ co giãn ảnh hưởng lớn lên sự tương quan này. Ở Hình 5, chúng tôi vẽ sơ đồ cho sự tương quan này có giá trị từ 0 đến 5. Chúng tôi tìm ra rằng, độ tương quan sẽ âm nếu độ co giãn nhỏ, và độ tương quan sẽ dương nến độ co giãn lớn, với sự biến đổi khoảng . Chúng ta có một cái nhìn hoàn thiện hơn về độ co giãn của thay thế giữa thương mại và hiệu ứng giá cả từ hàm tương quan chéo. Trong Hình 6, chúng ta đã thể hiện các hàm này cho cán cân thương mại và tỷ lệ trao đổi cho ba nền kinh tế lý thuyết đầu tiên. Chúng ta thấy rằng, cứ mỗi một trong 3 giá trị của sự co giãn khi thay thế, hàm tương quan chéo sẽ thể hiện bằng một đường cong S. Sau đó rõ ràng rằng giá trị của sự co giãn này không thay đổi kết quả của lý thuyết này. Điều làm thay đổi độ co giãn là sự dịch chuyển của đồ thị sang trái và phải: khi giảm , đồ thị tương quan chéo dịch chuyển sang phải. Do đó, sự 2 3 co giãn của việc thay thế giữa sản phẩm ngoại nhập và sản phẩm trong nước ảnh hưởng đến sự tương quan đồng thời giữa cán cân thương mại và tỷ lệ trao đổi, nhưng không phải hình dạng bất đối xứng của đồ thị tương quan chéo. Hình 5: Tương quan của CCTM và Tỷ giá thương mại cho những giá trị khác nhau của độ co giãn thay thế Hình 6: Hàm tương quan chéo với những độ co giãn khác nhau. 2 4 Sự phụ thuộc này về thời gian của đường cong S trong co giãn thay thế được giải thích một cách phù hợp hơn trong dữ liệu: có mối tuơng quan giữa thời gian qua điểm cong của hàm tương quan chéo và co giãn thay thế. Nghiên cứu ước tính độ co giãn của việc thay thế giữa sản phẩm ngoại nhập và sản phẩm trong nước của Mỹ lớn hơn Châu Âu và Nhật Bản (xem ví dụ, Whalley’s [1985 Ch. 5] khảo sát bằng chứng). Chúng ta cũng nhìn thấy rằng đồ thị tương quan chéo của Mỹ trong Hình 1 dịch chuyển về phiá trái hơn so với đồ thị của những nước khác. Tuy nhiên, tìm hiểu xa hơn sẽ thấy được mối quan hệ mạnh mẽ giữa hai thuộc tính trên. Về điểm này, chúng ta xem xét phép thử mà tronng đó cú sốc năng suất là nguồn gốc duy nhất của biến động. Một nguyên nhân khác của sự biến động là sức mua của chính phủ, điều này được nhấn mạnh qua những nghiên cứu của Hodrick, Maurice và Kei Mu Yi. Trong phép thử tới, chúng ta sẽ thử nghiệm hai cú sốc, chúng ta sẽ xem xét hai cú sốc về năng suất và sức mua của chính phủ. Giá trị thể hiện việc mua hàng hóa của chính phủ được lấy từ dữ liệu quốc tế và từ đồng sự của V. V. Chari (1991) tính toán cho Mỹ. Giá trị trung bình của g của mỗi quốc gia là 20% trong giai đoạn tổng sản phẩm đầu ra ổn định được bình thường hóa tại 1.Ta đặt B = diag(0.95,0.95), vì vậy những cú sốc này có sức chịu đựng cao. Những thay đổi này được gán độ lệch chuẩn bằng 2% trung bình sức mua của chính phủ, hoặc 0.004. Những cú sốc này là độc lập giữa các quốc gia và độc lập với cú sốc năng suất, giống như xu hướng của chúng trong dữ liệu quốc tế. Trong hầu hết các khía cạnh, những thuộc tính của nền kinh tế với những biến cố từ chính phủ thì tương tự với những thuộc tính trong nền kinh tế chuẩn. Biến xuất khẩu ròng duy trì sự ngược chu kì. Đồ thị tương quan chéo giữa xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch, được vẽ ở Hình 7, thì phẳng hơn so với thử nghiệm chỉ có một cú sốc từ năng suất nhưng lại có chung hình dạng. Những cú sốc đến sức mua của chính phủ không thay đổi hai đặc điểm của thuyết này. Hình 7: Hàm tương quan chéo với những cú sốc cả về sản lượng và chi tiêu chính phủ 2 5 Do đó, nền kinh tế lý thuyết của chúng ta tổ chức cả những chuyển động ngược chu kì của xuất khẩu ròng và hình dạng bất đối xứng của hàm tương quan chéo giữa xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch mà chúng ta đã thấy trong dữ liệu. Với những giá trị thông số chuẩn, sự năng động của thuyết này ít có khả năng chịu đựng hơn những giá trị khác trong dữ liệu, với đồ thị tương quan chéo thay đổi dấu hiệu của nó trong nền kinh tế lý thuyết nhanh hơn một hoặc hai quý trong dữ liệu. Một cách tiếp cận đến vấn đề này, như chúng ta đã thấy, là mặc định sử dụng giá trị nhỏ hơn của độ co giãn của việc thay thế: khi chúng ta giảm từ 1.5 xuống 0.5 ( theo như Hình 6), điểm mà tại đó đồ thị tương quan chéo giao với trục hoành dịch về phía phải 1 hoặc 2 quý. Một cách tiếp cận khác là xem xét hệ thống năng động được thêm vào. Những ví dụ phổ biến là sắp xếp từ giai đoạn đình trệ khi mà thêm vào khả năng sản xuất mới (Junz and Rhomberg, 1973: Magee,1973: William L.Helkie and Peter Hooper,1988) đến khi chi phí cố định của việc thay đổi lượng xuất khẩu được tìm thấy trong độ trễ của những nghiên cứu gần đây đây (Avinash K. Dixit, 1989: Richard Bald thắng và Paul Krugma, 1990). Chúng ta sẽ xem từng ví dụ của từng trường hợp. Đầu tiên chúng ta xét đến sự điều chỉnh tính năng động trong sự hình thành vốn. Hầu hết các nghiên cứu đều thừa nhận sự điều chỉnh giá cả hoặc xây dựng đa giai đoạn cho công nghệ hình thành vốn. Mendoza (1991) and Marianne Baxter and Mario J. Crucini (1993), cho ví dụ về việc xem xét chi phí lồi của việc thay đổi vốn cổ phần. Tuy nhiên Kydland and Prescott (1982), lại thuyết phục theo “thời gian để xây dựng”, và đề nghị giai đoạn xây dựng khoảng 4 quý (J=4, theo như ký hiệu trong thuyết của chúng ta) , gần hơn với những gì chúng ta nhìn thấy trong nền kinh tế Mỹ. Ta thử với giá trị giữa J=2, cũng dưới thuyết “thời gian để xây dựng” trong Bảng 3. Ta thấy, trong phép thử này, mô hình tương quan chéo không khác nhiều so với nền kinh tế chuẩn. Như chúng ta nhìn thấy trong Hình 8, sự thay đổi này dịch chuyển sang bên phải khoảng một quý, và đưa thuyết này gần với những gì chúng ta nhìn thấy trong dữ liệu thực tế ở hầu hết các nước. Một sự điều chỉnh thứ hai là độ trễ một giai đoạn trong quá trình giao thương. Những sản phẩm được xuất khẩu từ nước 1 trong giai đoạn t không được dùng ở nước 2 cho đến giai đoạn t+1. Chúng ta nghĩ sự trì hoãn này là do cả thời gian vận chuyển và thời gian dùng để làm rõ ràng các thủ tục. Tập hợp Armington trong giai đoạn t, trong trường hợp này là G( , ) và G( , ), trên cơ sở trong nước và nước ngoài. Chúng ta gọi thời gian giao hàng chậm trong giai đoạn này là “thời gian để vận chuyển”. Độ trễ trong việc chuyển hàng này đặt ra một câu hỏi tế nhị cho việc tính toán: khái niệm nào của giá cả tương đương gần nhất với cái được dùng trong xây dựng những chỉ số giá nhập khẩu? Một khả năng là giá vận chuyển, trong thuyết của chúng ta thì giá vận chuyển sẽ làm tăng tỷ lệ trao đổi ở nước 1: 2 6 pt = Giá tương đối này tương ứng với giá nhập khẩu một khi bỏ chi phí hải quan. Hay nói cách khác là giá hợp đồng hiện hành tại thời điểm hàng hóa nhập khẩu được đặt hàng. Trong trường hợp này tỷ giá cân bằng sẽ là: pt = với : mt+1 = Là tỷ lệ biên qua các giai đoạn thời gian của việc thay thế cho hàng hóa hỗn hợp trong nược. Chúng tôi xem xét những định nghĩa mới đây trong Bảng 3, vì điều này dường như cho ra 1 ước tính tốt hơn việc giá được xây dựng như thế nào cho dữ liệu quốc tế. Chúng tôi thấy rằng độ trễ giao nhận trong nền kinh tế ảnh hưởng tời thời gian trong mối quan hệ giữa CCTM và tỷ giá thương mại. Ta thấy trong Hình 8 hàm tương quan chéo thì thay đổi sang bên phải trong 1 quí, trong nền kinh tế chuẩn, một lần nữa làm cho nó giống như trong dữ liệu của nhiều quốc gia. Ý nghĩa này cho thấy, cả thời gian để thiết lập và thời gian giao nhận là phần mở rộng hữu ích của nền kinh tế chuẩn. Hình 8: Hàm tương quan chéo với độ trễ hình thành và độ trễ giao nhận 2 7 3.5. Hai thí nghiệm đặc biệt: Nền kinh tế không có vốn và đầu tư ; Và nền kinh tế chỉ có chi tiêu của Chính phủ Tất cả các thí nghiệm xem xét trong phần trước dựa trên giá trị tham số mà chúng tôi xem xét hợp lý. Ở đây chúng ta tiến hành hai thí nghiệm với các thông số thiết lập mà chúng ta coi là không hợp lý để minh họa hai tính năng trọng tâm của lý thuyết. Tính năng đầu tiên là mối quan hệ giữa đầu tư và động lực thương mại. Trong phần cuối cùng, cũng như Jeffrey D. Sachs (1981), Robert G. Murphy (1986), Philip L. Brock (1988), Kiminori Matsuyama (1988), và Michael Gavin (1990), chúng tôi nhấn mạnh rằng có sự liên hệ chặt chẽ giữa biến động trong thương mại và đầu tư vào vốn vật chất. Để nhấn mạnh mối liên hệ này, chúng tôi thiết lập các thông số vốn cổ phần bằng 0,001 trong thí nghiệm với giả định là không có vốn. Các động thái của thương mại và giá cả thay đổi đáng kể. Chúng tôi thấy rằng ở đây, trái ngược với các nền kinh tế chuẩn, cán cân thương mại có cùng chu kỳ, và các mối tương quan đông thơi của xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch là rất tích cực. Các chức năng tương quan chéo, hình trong số liệu 9, là hình lều: không có bằng chứng của đường cong S xuất hiện trong nền kinh tế với sự hình thành vốn. Những khác biệt giữa các nền kinh tế có và không có vốn cho thấy, phần nào mạnh hơn so với các thí nghiệm của phần cuối cùng, sự hình thành vốn đóng một vai trò trung tâm trong các động lực của thương mại và giá cả tương đối trong nền kinh tế chuẩn. Các tính chất của nền kinh tế không có vốn, phần lớn có thể được hiểu là sự phản ánh việc tiêu dùng đều. Xem xét đến diễn biến mang tính chu kỳ của thương mại. Trong phần tiếp theo, chúng ta sẽ thấy rằng, trong nền kinh tế này, tiêu dùng ít thay đổi so với thu nhập; kết quả là, cán cân thương mại - sự khác biệt giữa sản lượng và tiêu dùng theo giá thị trường - là cùng chu kỳ. Liên quan đến sự chuyển động đồng thời giữa thương mại và giá cả, các hàm số phản ứng động một lần nữa cung cấp một số trực giác. Một cú sốc tích cực đến sức sản xuất trong nước dẫn đến sự gia tăng sản lượng trong nước, sự gia tăng ít hơn của tiêu dùng trong nước, và (với những giá trị tham số này) thặng dư thương mại. Điều này dẫn đến một sự tương quan đồng thơi tích cực giữa cán cân thương mại với tương quan nhỏ hơn ở đầu và cuối của k. (xem Figs 9.). 2 8 Một tính năng thứ hai của nền kinh tế theo lý thuyết là sự phụ thuộc của thương mại và biến động giá vào loại cú sốc tác động vào nền kinh tế. Trong thí nghiệm có tên những cú sốc từ phía chính phủ, những cú sốc từ việc chi tiêu của chính phủ đóng vai trò là sự thúc đẩy duy nhất. Chỉ với những cú sốc từ phía chính phủ mà chúng tôi tìm được, một lần nữa cho thấy rằng các tính chất của mô hình khác nhiều từ những thí nghiệm chuẩn của chúng tôi. Các mối tương quan đồng thời giữa xuất khẩu ròng và tỉ lệ mậu dịch, ví dụ, những thay đổi từ -0,41 trong nền kinh tế chuẩn tới 1,00. Nhưng khía cạnh thú vị nhất của những khác biệt này liên quan đến chức năng -tương quan chéo giữa cán cân thương mại và tỉ lệ mậu dịch. Chỉ với các cú sốc từ phía chính phủ, các chức năng tương quan chéo ( xem Figs 9) là hình lều: đó là luôn tích cực, đỉnh ở độ trễ bằng 0 và có sự sụt giảm trong cả hai hướng. Ở đây, như trong nền kinh tế không có vốn, không có hình ảnh của một đường cong-S. Một lần nữa chúng ta có thể nhận được một số trực quan cho động thái này từ các phản ứng động của nền kinh tế với cú sốc đơn ( xem Figs 10). Sự khác biệt nổi bật giữa các cú sốc từ phía chính phủ và năng suất xuất hiện chủ yếu trong các phản ứng của đầu tư. Tương tự với những cú sốc về năng suất, không có xu hướng nào để cho sự bùng nổ đầu tư thực hiện theo các cú sốc, trên thực tế chúng ta thấy nó ngược lại với những giá trị tham số. Sự khác biệt rõ ràng giữa nền kinh tế với các cú sốc năng suất và nền kinh tế với các cú sốc chính phủ làm sáng tỏ nguy cơ của việc dự đoán sự chuyển động giữa tỉ lệ mậu dịch và cán cân thương mại khi không có quy định cụ thể cú sốc dẫn đến những chuyển động này. Rene 'M. Stulz (1988) và Oded Galor và Shoukand Lin (1991) làm điểm tương tự trong các ngữ cảnh khác nhau Trong ngắn hạn, nền kinh tế tạo ra một đường cong S-khi vốn hình thành là một phần quan trọng của cơ chế lan truyền và biến động được điều khiển bởi các cú sốc năng suất. Điều này sẽ không xảy ra nếu không có vốn hoặc với chỉ với các cú sốc chính phủ. Theo đó, việc hình thành vốn cùng với nguồn gốc của biến động giá cả và thương mại là những yếu tố quan trọng trong việc xác định hình dạng của hàm tương quan chéo cho xuất khẩu ròng và tỉ lệ mậu dịch trong khuôn khổ lý thuyết của chúng tôi. 2 9 3.6. Phần nghiên cứu thêm một số đặc trưng của lý thuyết, bao gồm hai phần mà các tác giả cho là bất thường. Chúng tôi đã nhấn mạnh ngụ ý của lý thuyết về hàm tương quan chéo giữa cán cân thương mại và tỉ giá mậu dịch. Ở đây, chúng tôi mở rộng việc nghiên cứu tới những thuộc tính khác và chỉ ra 2 điểm không nhất quán giữa những thuộc tính định lượng của lý thuyết và dữ liệu quốc tế. Thứ nhất, sự không đồng nhất thể hiện ở bảng 1 và 3: đối với những giá trị thông số chuẩn và những giá trị thay thế rộng hơn thì sự thay đổi của tỉ giá mậu dịch ít hơn đáng kể trong nền kinh tế lý thuyết của chúng tôi so với trong dữ liệu. Christian Zimmermann (1991) lưu ý 1 sự không nhất quán trong một nền kinh tế tương tự ở 3quốc gia khác nhau quy mô, tương tự như cách của Stockman và Linda. Tesar (1991) trong 1 nền kinh tế bao gồm trao đổi và không trao đổi hàng hóa. Độ lệch chuẩn của tỉ giá mậu dịch trong nền kinh tế chuẩn hoàn hảo của chúng tôi (table 3) là 0,48% trong khi dữ liệu của Hoa Kỳ (table 1) là gấp 6 lần: 2,92%. Nếu chúng ta so sánh giữa lý thuyết và số liêụ của Nhật, sự khác biệt thậm chí còn lớn hơn nữa. Sự khác biệt sẽ nhỏ hơn nếu chúng ta sử dụng một sự co giản nhỏ hơn của hàng thay thế (co giãn ít) và cộng thêm cú sốc sức mua từ chính phủ, mặc dù vậy vẫn có sự không nhất quán giữa lý thuyết và dữ liệu. Nói cách khác , chúng ta có thể tranh luận rằng độ lệch chuẩn của những giá cả liên quan trong dữ liệu là hơi phóng đại. Ví dụ như William Alterman (1991) đã xây dựng những chỉ số đã được cải thiện về giá xuất khẩu và nhập khẩu ở US. Nếu sử dụng những chỉ số này thì sự thay đổi đưa ra bởi tỉ giá mậu dịch nhỏ hơn khoảng 30% so với dữ liệu sử dụng trong table 1. Chúng tôi nghĩ rằng nó không thể xảy ra, tuy nhiên, sai số thống kê đó đủ lớn để giải thích cho hầu hết sự khác biệt đáng kể trong sự biến thiên về giá giữa lý thuyết và dữ liệu thực tế. 3 0 Thứ hai, sự không nhất quán liên quan đến độ lớn và sự dao động trong tổng số lượng: ví dụ như độ lệch chuẩn của tiêu dùng và đầu tư, và sự tương quan giữa sản lượng và tiêu dùng giữa các quốc gia. Chúng tôi báo cáo những thuộc tính trong table 4 cho tất cả thiết lập về thông số được sử dụng trong table 3. Khi lưu ý đến sự biến động của đầu tư, chúng tôi đã phát hiện trong nghiên cứu trước đây của mình (Bacus et al., 1992), rằng hàng hóa nước ngoài và hàng hóa nội địa là những thứ thay thế hoàn hảo và hàng hóa được vận chuyển với chi phí thấp, sự biến động của đầu tư còn lớn hơn nhiều so với chúng ta thấy trong dữ liệu. Trong dữ liệu của Hoa Kỳ, đã báo cáo trong hàng đầu tiên của table 4, độ lệch chuẩn của đầu tư gấp 3,15 lần độ lệch chuẩn của sản lượng. Khi thông số thời gian xây dựng J là 1, như trong nền kinh tế theo bài viết, tỷ lệ này là 31.47 ( Backus et al., t992 table 5). Chúng ta xem nền kinh tế ở đây là nền kinh tế thay thế hoàn hảo, nơi mà chúng ta đặt ∂ = 100 và ω1 = ω2 . Trong trường hợp này, độ lệch chuẩn của đầu tư có quan hệ với độ lệch chuẩn của sản lượng là 30.32. Trong nền kinh tế chuẩn, mặc đầu tư ít biến động: độ lệch chuẩn của nó có liên quan đến độ lệch chuẩn của sản lượng là 3.48. Có vẻ như, mặt lõm của kĩ thuật ám chỉ khả năng thay thế không hoàn hảo, thậm chí khi giá trị của J lớn cỡ 2.5( tính co giãn lớn), là đủ để mang lý thuyết gần tới dữ liệu trong khía cạnh này. Vì lý do này, chúng tôi không xem sự biến động đầu tư như một sự bất thường của lý thuyết. 3 1 Ở nghiên cứu trước đây, chúng tôi đã chi ra rằng sự bất bình thường giữa sự tiêu dùng và sản lượng ngày càng không nhất quán: trong dữ liệu, sự tương quan về tiêu dùng giữa các quốc gia thường nhỏ hơn sự tương quan về sản lượng; trong nền kinh tế phi thực tế, chúng tôi lại thấy điều ngược lại. Ví dụ như trong dữ liệu của Hoa Kỳ và khối các QG châu Âu, mối tương quan tiêu dùng là 0-46, của sản lượng là 0.70 (xem hàng dữ liệu table 4), tương ứng với 0.67 và 0.58 trong nền kinh tế hàng hóa thay thế hoàn hảo của chúng tôi. Vì vậy, có 1 sự khác biệt lớn và rõ ràng giữa lý thuyết và dữ liệu. Với khả năng thay thế không hoàn hảo giữa hàng hóa nước ngoài và hàng hóa trong nước ( ví dụ thử nghiệm chuẩn), sự tương quan về tiêu dùng (0.77) vẫn còn lớn hơn đáng kể so với sự tương quan về sản lượng (0.22), mặc dù khác nhau giữa chúng là nhỏ hơn. Sự bổ sung giữa hàng hóa trong nước và hàng hóa nước ngoài thậm chí còn làm giảm hơn nữa sự không nhất quán này (xem thí nghiệm co giãn nhỏ, độ lệch chuẩn giảm tới 0,5 từ 1,5 trong trường hợp chuẩn), nhưng không loại trừ nó. Stockman và Tesar (1991) làm có phần tốt hơn về sử dụng hàng hóa và trải nghiệm những cú sốc, nhưng họ làm giảm bớt sự tương quan về tiêu dùng hàng hóa thương mại giữa các quốc gia. Donna Costello và Jack Praschnick (1992) giới thiệu một quốc gia đứng thứ 3 về sản xuất dầu mỏ, nơi gia tăng biến động của tỉ giá mậu dịch ở những quốc gia nhập khẩu dầu và hạ thấp tương quan của sự tiêu dùng giữa các quốc gia. Mặc dù vậy, họ phát hiện ra rằng tỉ giá mậu dịch của hàng hóa sản xuất trong mô hình vẫn ít biến số hơn trong dữ liệu và sự tương quan chéo giữa các quốc gia sản xuất hàng hóa tiêu dùng trong lý thuyết của họ là cao hơn nhiều trong dữ liệu. 3 2 Tóm lại, đến đây chúng ta đã thấy được 2 sự không nhất quán giữa thuộc tính của dữ liệu và thuộc tính của những nền kinh tế phi thực tế. Một cái liên quan đến sự tương quan về tính thay đổi giá cả dường như là sự thay đổi trong tỉ giá mậu dịch là hết sức quan trọng trong dữ liệu hơn trong nền kinh tế phi thực tế. Cái còn lại liên quan đến sự chuyển động đồng thời mang tính quốc tế : trong lý thuyết, chúng ta thông thường nhận thấy mối tương quan sản lượng giữa các quốc gia là chắc chắn hơn sự tiêu thụ; trong dữ liệu, chúng ta thấy ngược lại. Những sự bất thường theo quan điểm của chúng tôi là hai vấn đề quan trọng trong nghiên cứu chu kì kinh doanh QT và đứng như một thách thức sâu sắc tới làm việc tương lai trong lĩnh vực này. 3 3 Câu hỏi trong bối cảnh hiện tại là những đặc tính bất thường này ảnh hưởng đến sự đánh giá của chúng tôi về động lực của cán cân thương mại và tỉ giá mậu dịch như thế nào? Điều này hầu như không thể trả lời mà không biết những sự bất thường được giải quyết ntn? Chúng tôi nghi ngờ rằng, sự chuyển động ngược chu kỳ trong thương mại và hàm tương quan chéo trong hình cong chữ S cho mậu dịch và mối tương quan giá cả có thể là những thuộc tính vững chắc của lý thuyết, vì họ tin tưởng chủ yếu vào sự kiên trì của những cú sốc sản lượng và động lực của việc hình thành vốn, đặc trưng đó áp dụng cho 1 lớp nền kinh tế hết sức rộng lớn so với của chúng ta. Như vậy, chúng ta phỏng đoán rằng số liệu này của đường cong S vẫn có thể thay đổi mà được gán cho bởi sự bất thường trong khía cạnh khác những thuộc tính của mô hình. 4. KẾT LUẬN Nghiên cứu này làm phong phú thêm nguồn tài liệu về những thuộc tính của dữ liệu quốc tế theo chuỗi thời gian được so sánh với những mô hình cân bằng động tổng quát. Những ví dụ điển hình bao gồm Baxter và Crucini (1993), Emanuela Cardia (1991), Mendoza (1991), và Stockman và Tesar (1991); danh sách đầy đủ các ví dụ có thể tham khảo trong Backus et al. (1993). Những nghiên cứu này xem xét những vấn đề rộng hơn. Ví dụ như, ba nghiên cứu đầu tiên nghiên cứu sự tương quan giữa tỷ lệ tiết kiệm và đầu tư trong phạm vi mỗi quốc gia. Nghiên cứu của Stockman và Tesar (1991) nghiên cứu sự tương quan giữa sản lượng và tiêu dùng giữa các quốc gia. Còn chúng tôi nghiên cứu các động lực của thương mại và giá cả liên quan trong ngắn hạn. Chúng tôi thấy rằng trong khi lý thuyết này tương tự như các chức năng tương quan chéo trong cán cân thương mại và tỉ lệ mậu dịch, trong hai khía cạnh lý thuyết khác mạnh từ các dữ liệu. Hướng nghiên cứu tiếp theo có thể cho chúng ta biết cách khắc phục những sai lệch giữa lý thuyết và dữ liệu; và làm thế nào mở rộng hơn dựa trên những động lực của thương mại và giá cả. 3 4 TÀI LIỆU THAM KHẢO Alterman, William. "Xu hướng giá Thương mại Mỹ: New Data, New Insights"., Peter Hooper và J. David Richardson biên soạn, các giao dịch kinh tế quốc tế: Những vấn đề trong đo lường và nghiên cứu thực nghiệm, NBER học trong thu nhập và của cải, Tập 55. Chicago: Trường DH Chicago Press, 1991, trang109-39. Armington, Paul S. "Lý thuyết A của Nhu cầu đối với sản phẩm nổi bật của Nơi sản xuất." Quỹ tiền tệ quốc tế Giấy tờ Nhân viên, tháng 3 năm 1960, 16 (1), trang 159-78. Artus, Jacques R. "Việc mất giá 1967 của Sterling Pound.". Nhân viên Quỹ Tiền tệ Quốc tế. 11/1975, 22 (3), trang 595-640. Backus, David K.; Kehoe, Patrick J. và Kydland, Finn E. Tạp chí Kinh tế chính trị 8/1992, 100 (4), trang745-75 "chu kỳ kinh doanh thực tế.". Backus, David K.; Kehoe, Patrick J. và Kydland, Finn E. "chu kỳ kinh doanh quốc tế:. Lý thuyết và dẫn chứng" chưa công bố bản thảo, Đại học New York, 1/1993. Baldwin, Richard và Krugman, Paul. "Hiệu ứng thương mại liên tục của các cú sốc lớn của tỷ giá hối đoái." Tạp chí kinh tế hàng quý, tháng 11 năm 1990, 104 (4), trang 635-54. Baxter, Marianne và Crucini, Mario J. "Giải thích tiết kiệm-đầu tư tương quan." Đánh giá kinh tế Mỹ, tháng 6 năm 1993, 83 (3), trang 416-36. Blackburn, Keith và Ravn, Morten. "Biến động kinh tế vĩ mô hiện đại. Một nhận thức quốc tế" chưa công bố bản thảo, Đại học Southampton, tháng 1 năm 1991. Brock, Philip L. Tạp chí Kinh tế Quốc tế, tháng "Đầu tư, Tài khoản hiện tại, và các giá tương đối của không giao dịch mua bán hàng hóa trong một nền kinh tế mở nhỏ." Tạp chí kinh tế quốc tế. 5/1998, 24 (04/03), trang 235-53. Cardia, Emanuela. "Các động lực của một nền kinh tế mở nhỏ trong những đáp ứng cho tiền tệ, tài chính, và năng suất các cú sốc." Tạp chí Kinh tế tiền tệ, 12/1991, 28 (3), trang411-34. Chari, VV, Christiano, Lawrence J. và Kehoe, Patrick J. "tối ưu chính sách tài chính trong một mô hình kinh doanh chu kỳ." Nghiên cứu Sở Tài liệu làm việc số 465D, Ngân hàng dự trữ liên bang Minneapolis, tháng 9 năm 1991. Costello, Donna và Praschnik, Jack. "Vai trò của cú sốc giá dầu trong hai ngành, hai quốc gia, mô hình của Chu kỳ kinh doanh." Chưa công bố bản thảo, Đại học Western 3 5 Ontario, năm 1992. Danthine, Jean-Pierre và Donaldson, John B. Tạp chí Kinh tế châu Âu tháng 1/1993 37 (1), tr 1-35 "phương pháp và các vấn đề dựa trên kinh nghiệm trong chu kỳ kinh doanh lý thuyết thực tiễn". Deardorff, Alan V. và Stern, Robert M. Tính toán phân tích của các thỏa thuận thương mại toàn cầu. Ann Arbor: Đại học Michigan, 1990. Dixit, Avinash K. " Entry and Exit Decision Under Uncertainty". Tạp chí Kinh tế Chính trị, tháng Sáu năm 1989, 97 (3), trang 620-38. Galor, Oded và Lin, Shoukand. "Điều khoản thương mại, lãi suất, và Tài khoản vãng lai " bản thảo chưa công bố, Đại học Brown, Tháng 1 năm 1991. Gavin, Michael. "Kết cấu điều chỉnh cho một khoản của náo động thương mại:. Vai trò của giá tương đối" Tạp chí Kinh tế Quốc tế, tháng 5/1990, 28 (3-4), trang 217-43. Hassler, John; Lundvik, Peter, người Torsten, và Soderlind, Paul. "Chu kỳ kinh doanh của Thụy Điển: Sự kiện cách điệu hơn 130 năm." Chưa công bố bản thảo, Đại học Stockholm, năm 1992. Helkie, William L. và Hooper, Peter. "Một phân tích dựa trên kinh nghiệm của ngoài thâm hụt , 1980-1986", trong Ralph C. Bryant, Gerald Holtham, và Peter Hooper, biên soạn, ngoài thâm hụt và đồng đô la. Cái bẫy và con lắc. Washington, DC: Viện Brookings, 1998, trang10-56. Hodrick, Robert J. " Dòng chảy vốn quốc tế của Mỹ: Triển vọng từ mô hình hợp lý tối đa hoá "Carnegie-Rochester Series Hội nghị về Chính sách công . năm 1989 Spring, 30, trang 231-88.. Hodrick, Robert J và Prescott, Edward C. "thời hậu chiến của Mỹ: Một điều tra dựa trên kinh nghiệm" chưa công bố bản thảo, Đại học Carnegie Mellon, tháng 11 năm 1980. Junz, Helen B. và Rhomberg, Rudolf R. "Giá cạnh tranh trong thương mại xuất khẩu trong số các quốc gia công nghiệp." Tạp chí kinh tế Mỹ. tháng 5 năm 1973 (giấy tờ và biên bản), 63 (2), trang 412-18. King, Robert G. và Rebelo, Sergio T. chưa công bố "Bộ lọc tần số thấp và các chu kỳ kinh doanh." Bản thảo, Đại học Rochester, tháng Mười năm 1989. Kydland, Finn E. và Prescott, Edward C. "Thời gian để xây dựng và tổng hợp biến 3 6 động." Kinh tế, tháng 11 năm 1982, 50 (6), trang 1345-1370. Magee, Stephen P. "tiền hợp đồng, đi qua, và mất giá." Brookings Papers on Economic Activity , năm 1973, (1), trang 303-23. Matsuyama, Kiminori. "Điều khoản thương mại, cường độ yếu tố và Tài khoản hiện tại trong một mô hình vòng đời." Đánh giá nghiên cứu kinh tế, tháng Tư năm 1988, 55 (2), trang 247-62. Meade, Ellen E. "Tỷ giá hối đoái, sự điều chỉnh, và đường cong-J." Dự trữ Liên bang Bulletin, tháng 10 năm 1988, 74 (10), trang 633-44. Mendoza, Enrique G. "Một số dẫn chứng quốc tế về tương quan giữa cán cân thương mại và các Điều khoản thương mại." Bản thảo chưa công bố, Quỹ Tiền tệ Quốc tế, tháng 12 1990. Mendoza, Enrique G. "Chu kỳ kinh doanh thực trong một nền kinh tế mở nhỏ." Đánh giá kinh tế Mỹ, tháng 9 năm 1991, 81 (4), trang 797-818. Murphy, Robert G. "Hiệu quả các cú sốc, không giao thương, và tối ưu vốn tích lũy." Tạp chí Kinh tế châu Âu . tháng 10/1986, 30 (5), tr 1081-95. Obstfeld, Maurice. "Thâm hụt ngân sách tài chính và giá tương đối trong nền kinh tế thế giới đang phát triển." Tạp chí Kinh tế tiền tệ, tháng 5/1989, 23 (3), trang 461-84. Tổ chức Hợp tác Kinh tế và Phát triển. Kinh tế và Cục Thống kê. các tài khoản quốc gia hàng quý (băng từ). Paris: Tổ chức Hợp tác Kinh tế và Phát triển, năm 1991. Sachs, Jeffrey D. "Tài khoản hiện tại và điều chỉnh kinh tế vĩ mô năm 1970." Brookings Papers on Economic Activity năm 1981, (1), trang 201-68. Stern, Robert; Francis Jonathan, và Schumacher, Bruce. Giá co giãn trong thương mại quốc tế. London: Macmillan, 1976. Stockman, Alan C. và Svensson, Lars EO "Dòng chảy vốn, đầu tư, và Tỷ giá hối đoái" Tạp chí Kinh tế tiền tệ, 3/1987 19 (2), trang 171-201. Stockman, Alan C. và Tesar, Linda L. "thị hiếu và công nghệ trong một mô hình hai quốc gia của chu kỳ kinh doanh:. Giải thích về hợp tác quốc tế ". Tài liệu làm việc Ngân hàng dự trữ liên bang Cleveland . Số 9019, tháng 4 năm 1991. Stulz, Rene M. "động vốn và tài khoản hiện tại." Tạp chí Tiền tệ và tài chính quốc tế. tháng 6 năm 1988, 7 (2), trang 167-80. Whalley, John. Tự do hóa thương mại giữa các khu vực thương mại lớn. Cambridge, 3 7 MA: MIT Press, 1985. Yi, Kei-Mu. " Giải thích gần đây về xuất khẩu ròng của Mỹ. Thâm hụt ngân sách?" Chưa công bố bản thảo, Đại học Rice, tháng năm 1991. Zimmermann, Christina. "Chu kỳ kinh doanh thực tế trong số các quốc gia lớn và nhỏ." Chưa công bố bản thảo, Đại học Carnegie Mellon, Tháng mười hai năm 1991.

Các file đính kèm theo tài liệu này:

  • pdfk22_d1_n15_thuyet_trinh_duong_cong_j_3978.pdf
Luận văn liên quan