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.
37 trang |
Chia sẻ: lvcdongnoi | Lượt xem: 2261 | Lượt tải: 0
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Khóa luận Động lực cân bằng thương mại và tỷ lệ mậu dịch - Đường cong j?, để xem tài liệu hoàn chỉnh 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 đô ng
thơ i 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 thơ i
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:
- k22_d1_n15_thuyet_trinh_duong_cong_j_3978.pdf