Động lực cân bằng thương mại và tỷ lệ mậu dịch - đường cong j

1


BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. Hố Chí Minh

Môn: Tài chính quốc tế
Đề tài:


ĐỘNG LỰC CÂN BẰNG THƯƠNG MẠI
VÀ TỶ LỆ MẬU DỊCH - ĐƯỜNG CONG J?

GVHD: GS. TS. TRẦN NGỌC THƠ
Thực hiện: Nhóm 15
Lớp: Ngân hàng Đêm 1 – Khóa 22



Danh sách nhóm
1. Nguyễn Thị Nhật Vy

2. Vương Thị Thùy Linh

3. Phạm Thành Đạt
0903.100721

4. Nguyễn Thanh Phong

TPHCM, tháng 07 năm 2013.


2


Mục lục
Tóm tắt (Abstract) 3
1. GIỚI THIỆU 3
2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 5
3. NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 7
3.1. Nghiên cứu những biến động mang tính chu kỳ của xuất khẩu ròng, và
mối tương quan giữa xuất khẩu ròng và đáp số của mậu dịch của 11 quốc gia
phát triển. 7
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 13
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 16
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 18
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 28
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 30
4. KẾT LUẬN 34
TÀI LIỆU THAM KHẢO 34



3

ĐỘNG LỰC CÂN BẰNG THƯƠNG MẠI VÀ TỶ LỆ
MẬU DỊCH: LÝ THUYẾT ĐƯỜNG CONG J
Tóm tắt (Abstract)
Các tác giả đưa ra một sự giải thích mang tính lý thuyết của hai hiện
tượng quốc tế: xu hướng vận động ngược chu kỳ trong xuất khẩu ròng và
khuynh hướng của cán cân thương mại không quan hệ với những thay dổi trong
hiện tại và tương lai của tỷ lệ mậu dịch, nhưng lại có quan hệ với những thay
đổi trong quá khứ của chỉ số này.
Các tác giả cũng cho rằng quan điểm về sự cân bằng tổng thể là tất yếu.
Mối quan hệ giữa cán cân thương mại và tỷ lệ mậu dịch phụ thuộc vảo nguồn
gốc của sự thay đổi. Các tác giả đã chứng minh những đặc trưng của lý thuyết
trong nền kinh tế vì cú sốc chi tiêu của chính phủ hơn là vì năng suất. Trong
trường hợp này, mối tương quan chéo giữa các yếu tố xuất khẩu ròng và tỷ lệ
mậu dịch là hình tháp hơn là hình chữ S. Sự khác biệt giữa mối quan hệ chéo
giữa các yếu tố cú sốc năng suất và chi tiêu chính phủ làm rõ rằng không có
một cấu quan hệ đơn giản trong nền kinh tế của chúng ta giữa cán cân thanh
toán và đáp số của mậu dịch và gợi ý rằng không thể mô tả quan hệ giữa
thương mại và giá mà không đề cập rõ nguyên nhân của sự biến động.

1. GIỚI THIỆU
Các tác giả đưa ra một sự giải thích mang tính lý thuyết của hai hiện
tượng quốc tế: sự vận động ngược chu kỳ của xuất khẩu ròng và khuynh hướng

của cán cân thương mại không quan hệ với những thay đổi trong hiện tại và
tương lai của tỷ lệ mậu dịch, nhưng lại có quan hệ với những thay đổi trong quá
khứ của chỉ số này. Các tác giả gọi hình dạng bất cân xứng của tương quan
chéo giữa xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch là đường cong S, vì những biến đổi
này giống hình chữ S nằm ngang. Đây chính là tiền thân của đường cong J.


4

Mục tiêu của bài nghiên cứu là cung cấp một giải thích cân bằng chung
của những thuộc tính này. Trong nền kinh tế của chúng ta, hai quốc gia sẽ sản
xuất những hàng hóa mang tính không thể thay thế một cách hoàn hảo hoàn
hảo với vốn và lao động, và sự biến động bắt nguồn từ những cú sốc về tổng
năng suất và việc chi tiêu của chính phủ vào hàng hóa và dịch vụ. Các tác giả
thấy những yếu tố hợp lý của lý thuyết kinh tế này phát triển từ tính không theo
chu kỳ của thương mại kết hợp với đường cong S. Phản ứng của việc biến động
năng suất là câu trả lời trực tiếp cho cả hai đặc tính trên. Một thuận lợi của việc
biến động năng suất trong nước là có thể dẫn đến một sự tăng trong sản xuất
trong nước, sự sụt giảm của giá thành có liên quan, và sự suy giảm trong tỷ lệ
mậu dịch.
Các tác giả cho rằng các quan điểm về cân bằng chung là điều cần
thiết, điều đó nghĩa là sự tương quan giữa thương mại và giá cả tương đối phụ
thuộc rất nhiều vào nguồn gốc của sự biến động Trong nền kinh tế chuẩn mà
chúng ta xem xét thì biến động được điều khiển bởi cú sốc năng suất và chi tiêu
của chính phủ. Đây là hai biến độc lập tác động tới tỷ lệ mậu dịch và cán cân
thương mại.
Trước hết là cú sốc năng suất, khi có sự thuận lợi trong cú sốc năng
suất,sản lượng trong nước tăng và do đó làm giảm giá tương đối của nó dẫn tới
làm tăng tỷ lệ mậu dịch để từ đó ảnh hưởng tới cán cân thương mại. Đối với cú
sốc năng suất, kèm theo sau một cú sốc năng suất là sự bùng nổ đầu tư, điều

này làm cho tổng đầu tư và tiêu dùng tăng nhiều hơn sản lượng tăng do vậy làm
cho xuất khẩu ròng bị xấu đi. Điều này có thể giải thích như sau: trong thời kỳ
bùng nổ kinh tế, sản lượng tăng , thu nhập của người dân cũng tăng lên và do
đó họ có xu hướng tiêu dùng nhiều hơn và đầu tư tăng. Tiêu dùng và đầu tư
tăng nhiều hơn sản lượng sẽ hấp thụ sản lượng tăng trong nước và tăng nhập
khẩu. Điều này sẽ làm cho xuất khẩu ròng xấu đi.
Trong nền kinh tế chỉ có cú sốc chi tiêu của chính phủ chúng ta nhận
thấy hàm tương quan chéo giữa cán cân thương mại và tỷ lệ mậu dịch là hình
tháp. Điều này là do không có sự bùng nổ đầu tư theo sau một cú sốc chi tiêu
của chính phủ. Chi tiêu chính phủ tăng sẽ làm cho sản lượng tăng nhiều hơn và


5

từ đó làm cho xuất khẩu ròng được cải thiện . Tức là chúng không có hình dạng
chữ S như chúng ta đã nhận thấy khi nghiên cứu ở 11 nước phát triển và trong
mô hình nền kinh tế chuẩn của chúng ta. Như vậy tương quan giữa cán cân
thương mại và tỷ lệ mậu dịch là tương quan cùng chiều. Tương tự như vậy
trong nền kinh tế không có vốn , cán cân thương mại chỉ đơn giản là một sự
phản ánh của biến động sản lượng và tiêu dùng đồng nhất thì một cú sốc lên
năng suất , sản lượng tăng thì tiêu dùng tăng song độ lệch chuẩn của tiêu dùng
nhỏ hơn so với sản lượng điều này làm cho cán cân thương mại cải thiện. Khi
đó đường biểu diễn tương quan giữa cán cân thương mại và tỷ lệ mậu dịch là
hình tháp giống như trong trường hợp nền kinh tế chỉ có cú sốc chi tiêu của
chính phủ.
Như vậy trong ngắn hạn, nền kinh tế tạo ra một đường cong chữ S khi
vốn hình thành là một phần của cơ chế lan truyền và tạo ra biến động được điều
khiển bởi các cú sốc năng suất. Muốn xác định được mối tương quan giữa xuất
khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch, cần phải biết được động lực tạo ra nó và sự phối
hợp giữa các động lực như thế nào để đem ra dự báo hợp lý.

2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Địa điểm và bối cảnh nghiên cứu: Số liệu thống kê về tình hình thương
mại hàng quý sau chiến tranh cho 11 nước phát triển Australia (1960-1990), Áo
(1964-1990), Canada (1955-1990), Phần Lan (1975-1990), Pháp (1970-1990),
Đức (1968-1960), Ý (1970-1990), Nhật Bản (1955-1990), Thụy Điển (1970-
1990), Vương quốc Anh (1955-1990), Hoa Kỳ (1950-1990).
Qui trình nghiên cứu
 Mô tả về dữ liệu hang quý sau chiến tranh, bao gồm các hành vi có tính
chu kỳ của xuất khẩu ròng và mối tương quan giữa xuất khẩu ròng và các điều
khoản của thương mại, trong 11 nước phát triển
 Mô tả một nền kinh tế lý thuyết với hai nước sản xuất hàng hoá có vốn
đầu tư và lao động khác nhau cái này tác động đến năng suất và chi tiêu của
chính phủ


6

 Thảo luận về việc lựa chọn các giá trị tham số và phương pháp tính toán
quỹ đạo thới gian cân bằng xuất khẩu ròng, , tỷ lệ mậu dịch, và các biến khác
 Các mối tương quan giữa xuất khẩu ròng và tỷ lệ mậu dịch
 Thử nghiệm hai nền kinh tế không có vốn và đầu tư và nền kinh tế mà
không có những tác động đến mua sắm của chính phủ
 Một số tính năng bổ sung về lý thuyết, bao gồm cả hai mà chúng ta cho
là không bình thường : thuộc tình mà ở đó có một sự khác biệt đáng kể giữa lý
thuyết và dữ liệu
Định nghĩa chỉ tiêu lâm sàng
 Tỷ lệ mậu dịch, kí hiệu p, là giá tương đối của hàng nhập khẩu đối với
xuất khẩu, sử dụng chỉ số giá có loại trừ lạm phát từ thu nhập quốc gia và các
số liệu sản lượng. Định nghĩa này là nghịch đảo của định nghĩa được sử dụng
bởi các lý thuyết thương mại nhưng tương ứng với quy ước ứng dụng trong

kinh tế vĩ mô quốc tế với tỷ giá thực. Vì các tài khoản bao gồm thương mại
dịch vụ cũng như hàng hóa nên giá tính tương tự.
 Cán cân thương mại, kí hiệu nx, như tỷ lệ xuất khẩu ròng với sản lượng,
với việc cả hai tính theo giá hiện hành, như báo cáo về thu nhập quốc gia và các
số liệu sản lượng.
 Sản lượng thực tế là GNP hoặc GDP theo giá cố định và được kí hiệu là
y. Thống kê cho p và y áp dụng logarit của các biến.
Phân tích dữ liệu: Trong suốt bài viết, các đặc tính của cả dữ liệu chuỗi
thời gian kinh tế quốc tế lẫn lý thuyết quy ước các biến đã được sử dụng theo
phương pháp của Hodrick và Edward C. Prescott (1980), bằng cách sử dụng
một tham số đã xử lý của 1,600. Các đặc tính của cách xử lý này được mô tả
chi tiết một số bằng John Hassleretal, (1992) và Robert G.King và Sergio
Rebelo T. (1989). Việc xử lý là một cách để chia tách biến động ngắn hạn từ
các biến động dài hạn trong các biến đang được nghiên cứu. Mặc dù các thuộc


7

tính của các biến được xử lý phụ thuộc vào cách xử lý, hầu hết các thuộc tính
chú ý đến nghiên cứu cho một số các cách xử lý khác phổ biến khác.
3. NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.1. Nghiên cứu những biến động mang tính chu kỳ của xuất
khẩu ròng, và mối tương quan giữa xuất khẩu ròng và đáp số
của mậu dịch của 11 quốc gia phát triển.
Trong bảng 1, các tác giả báo cáo một số đặc tính nổi bật của sự biến
động của cán cân thương mại và tỷ lệ mậu dịch.
Bảng 1 - Giá trị trước chiến tranh của xuất khẩu ròng, tài sản thực và tỷ giá thương mại
trong 11 nước phát triển

Độ lệch chuẩn (%) Tự tương quan Tương quan

Quốc gia nx y p nx y p (nx,y) (nx,p) (y,p)

Úc 1.36 1.53 5.25 0.74 0.65 0.82 -0.19 -0.09 -0.27
(0.15) (0.16) (0.70) (0.18) (0.19) (0.23) (0.17) (0.11) (0.11)
Áo 1.11 1.20 1.63 0.29 0.60 0.50 -0.44 -0.16 0.13
(0.09) (0.13) (0.20) (0.12) (0.18) (0.15) (0.12) (0.12) (0.11)
Canada 0.79 1.52 2.44 0.59 0.76 0.85 -0.42 0.04 -0.10
(0.06) (0.18) (0.35) (0.13) (0.22) (0.25) (0.19) (0.08) (0.10)
Phần Lan 1.75 1.62 1.96 0.40 0.56 0.73 -0.60 -0.46 0.17
(0.19) (0.24) (0.23) (0.21) (0.22) (0.20) (0.24) (0.11) (0.10)
Pháp 0.83 0.91 3.54 0.71 0.76 0.75 -0.29 -0.50 -0.12
(0.10) (0.14) (0.54) (0.19) (0.27) (0.21) (0.22) (0.22) (0.15)
Đức 0.80 1.50 2.64 0.60 0.69 0.86 -0.17 0.00 -0.13
(0.08) (0.19) (0.26) (0.19) (0.23) (0.18) (0.13) (0.16) (0.10)
Ý 1.34 1.69 3.52 0.80 0.85 0.79 -0.68 -0.66 0.38


8

(0.19) (0.28) (0.40) (0.26) (0.29) (0.19) (0.28) (0.21) (0.21)
Nhật 1.01 1.68 5.86 0.81 0.74 0.88 -0.18 -0.47 -0.12
(0.10) (0.16) (0.86) (0.17) (0.17) (0.27) (0.12) (0.13) (0.16)
Thuỵ Sỹ 1.33 1.93 2.92 0.90 0.90 0.88 -0.68 -0.61 0.40
(0.23) (0.38) (0.32) (0.32) (0.36) (0.20) (0.29) (0.19) (0.19)
Anh 1.06 1.47 2.66 0.67 0.56 0.75 -0.23 -0.54 0.19
(0.13) (0.15) (0.47) (0.21) (0.15) (0.32) (0.08) (0.27) (0.07)
Mỹ 0.45 1.83 2.92 0.80 0.82 0.80 -0.22 0.27 0.03
(0.04) (0.17) (0.42) (0.14) (0.16) (0.24) (0.14) (0.11) (0.15)
Trung bình 1.06 1.53 2.92 0.71 0.74 0.80 -0.29 -0.46 0.03

Chú thích: Dữ liệu hàng quý từ Trương mục quốc gia hàng quý của Tổ chức hợp tác
và phát triển kinh tế. Những số trong ngoặc đơn 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
1
U(c
it
,1-n
it
)
trong đó U(c, 1-n) = / và c

it
, n
it
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
a
1t
+ a
2t
= y
1t
= z
1t
F(k
1t
, n
1t
)
b
1t
+ b
2t
= y
2t
= z
2t

F(k
2t
, n
2t
)
tương ứng ở quốc gia 1 và 2, với F(k,n) = , trong đó là tham số vốn cổ
phần. Số lượng y
it
thể hiện GDP ở quốc gia i, đo lường số đươn vị hàng hóa nội


1 4

địa, và a
it
, b
it
thể hiện lượng sử dụng 2 loại hàng hóa đó ở quốc gia i. Do đó, a
2t

thể hiện lượng xuất khẩu từ quốc gia 1 sang quốc gia 2, và b
1t
thể hiện lượng
nhập khẩu vào quốc gia 1. Vecter z
t
= (z
1t
, z
2t
) 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:
c
1t
+ x
1t
+ g
1t
= G(a
1t
, b
1t
)
c
2t
+ x
2t
+ g
2t
= G(a
2t
, b
2t
)
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 s
i,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

K
i, t + 1
= (1 - k
i, t
+ s
i, 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:

x
i, 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:
z
t + 1
= Az
t
+
trong đó được phân phối bình thường và độc lập qua thời gian cùng với
phương sai V
z
. Tương quan giữa các cú sốc kỹ thuật, z
1
và z
2
, được xác định
bởi các yếu tố ngoài đường chéo của A và V
z
. Tương tự, những cú sốc đối với
chi tiêu chính phủ bị chi phối bởi:
g
t + 1
= Bg
t

+
trong đó, g
t
= (g
1t
, g
2t
) và được phân phối bình thường với phương sai V
g
.
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 y
1t
; giới hạn về nguồn lực được tính bằng tổng a
1t
+ a
2t
. 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, c
1t
+ x
1t
+ g
1t
, như là một hàm số của a
1t

và b
1t
. Từ tập hợp G là đồng nhất thức bậc một, chúng ta có sự cân bằng:
c
1t
+ x
1t
+ g
1t
= q
1t
a
1t
+ q
2t
b
1t



1 6

trong đó, q
1t
và q
2t
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:
y

1t
= ( c
1t
+ x
1t
+g
1t
) / q
1t
+ ( a
2t
– p
t
b
1t
)
trong đó p
1
= q
2t
/ q
1t
là tỷ lệ trao đổi. Do đó sản lượng là tổng của ( c
1t
+ x
1t
+
g
1t
) / q

1t
và xuất khẩu ròng a
2t
– p
1
b
1t
. 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:
nx
t
= ( a
2t
– p
t
b
1t
) / y
1t

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:
p
t
= q
2t
/ q
1t
=

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
aa
A
Phương sai


z
1
phương sai

z
2
= 0.00852
2

Hệ số tương quan





zz
Corr
21
,
= 0.258
g
t
= 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 y
1
= y
2
, b
1
= a
2
, và p = 1, tỷ lệ
a
1
/ b

1
có thể được viết thành (1-b
1
/ y
1
) / (b
1
/ y
1
), trong đó b
1
/ y
1
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 y
1

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: