KINH TẾ CỔ ĐIỂN MỚI VÀ KINH TẾ KEYNESIAN MỚI

KINH TẾ CỔ ĐIỂN MỚI VÀ KINH TẾ KEYNESIAN MỚI
Như đã trình này, theo lý thuyết cổ điển thì sự thay đổi của cung tiền có
tính cách trung lập: khi cung tiền thay đổi thì mức giá thay đổi cùng một tỷ lệ,
hàm ý mô hình cổ điển chỉ có chu kỳ kinh doanh về mức giá nhưng không có
chu kỳ kinh doanh về sản lượng và nhân dụng. Đa số kinh tế gia hiện đại cho
rằng sự trung lập của tiền tệ là một đặc tính dài hạn. Trong ngắn hạn, khi cung
tiền tăng, mức giá không thay đổi hay không tăng cùng một tỷ lệ, nên cung
tiền thực tăng và do đó sản lượng và nhân dụng tăng.
Mô hình hiện đại về chu kỳ kinh doanh có thể xếp thành hai nhóm: mô
hình cổ điển mới và mô hình Keynesian mới. Mô hình cổ điển mới dựa theo
truyền thống cổ điển với giả thiết cổ điển về sự cân bằng liên tục trong tất cả
các thị trường. Theo những mô hình này thì sự thiếu hoàn hảo của thông tin là
nguyên nhân của sự thăng trầm của sản lượng và nhân dụng. Mô hình
Keynesian mới, cũng như mô hình Keynesian truyền thống, giải thích chu kỳ
kinh doanh dựa trên giả thiết giá cả điều chỉnh chậm. Nhưng khác với mô
hình Keynesian truyền thống với giả thiết suất tiền lương danh nghĩa cố định
nhưng không có giải thích, mô hình Keynesian mới giải thích nền tảng kinh tế
vĩ mô của sự cứng rắn hay keo rít của suất tiền tảng kinh tế vi mô của sự cứng
rắn hay keo rít của suất tiền lương danh nghĩa và mức giá. Trong chương này
chúng ta trình bày kinh tế cổ điển mới và kinh tế Keynesian mới.
Kinh tế cổ điển mới
Kinh tế cổ điển mới nhằm cải tiến lý thuyết cổ điển để giải thích chu kỳ
kinh doanh căn cứ trên giả thiết cổ điển về ự linh hoạt của suất tiền lương và
mức giá và sự cân bằng liên tục của thị trường. Trong tiết này chúng ta trình
bày mô hình Friedman, mô hình Lucas, và mô hình chu kỳ kinh doanh thực.
Mô hình Lucas mở rộng mô hình Friedman và mô hình Lucas thì nguyên
nhân của chu kỳ kinh doanh là thông tin không được hoàn hảo, nhưng mô
hình Friedman khác với mô hình Lucas về giả thiết về sự hình thành của dự
đoán. Mô hình chu kỳ kinh doanh thực, khác với mô hình Friedman và Lucas,
giả thiết chủ thể kinh tế có thông tin hoàn hảo. Theo mô hình này thì nguyên
nhân của chu kỳ kinh doanh là sốc tác động quá trình sản xuất.

Mô hình Friedman
Hàm tổng cung Friedman
Theo mô hình Friedman, cũng như mô hình cổ điển và mô hình
Keynesian, sản lượng là một hàm lượng của lao động:
Y = F(N), F'(N) > 0, F''
NN
(N) < 0 (1)
và cầu lao động là một hàm số của suất tiền lương thực:






=
P
W
NN
dd
;
0'
<






P
W

N
d
hay
)(Nf
P
W
=
; f'(N) < 0 (2)
(f(N) = F
N
(N) > 0; f'(N) = = F
NN
(N) < 0. Chóng ta có thể viết (2) như:






=
P
W
NN
;
0'
>







P
W
N
;
0
>
P
W
;
0
>
∂
∂
P
N
;
0
<
∂
∂
W
N
(2a)
Dùng hàm số tổng sản xuất (1) chóng ta có hàm tổng cung sản lượng:







=
W
P
YY
;
0
>
∂
∂
P
Y
;
0
<
∂
∂
W
N
(3)
Friedman giả thiết xí nghiệp có thông tin chính xác hơn về mức giá (P)
so vứoi công nhân. Xí nghiệp có lợi thế về thông tin vì chỉ cần lưu ý đến giá
cả của một số Ýt sản phẩm và theo dõi chúng một cách liên tục. Trái lại công
nhân quan tâm đến giá cả của một số lớn sản phẩm mà họ mua nên không có
thì giờ để luôn luôn theo dõi và vì vậy chỉ nhận thức sự thay đổi của mức giá
(P) một thời gian sau khi P đã thay đổi. Công nhân có thông tin về suất tiền
lương danh nghĩa (W) nhưng không có thông tin về mức giá (P) nên phải hình
thành dự đoán về mức giá và do đó dự đoán về suất tiền lương thực. Như vậy
cung lao động theo Friedman là một hàm số của suất tiền lương thực dự đoán

(W/P
e
):






=
e
s
P
W
NN
;
0'
>






e
P
W
N
hay
)(N

P
W
e
ψ
=
; ψ'(N) < 0 (4)
trong đó P
e
= mức giá dự đoán. (Hàm cung lao động, phương trình (13)
trong mô hình đại cương trong chương 8 là hàm cung lao động Friedman).
Thị trường lao động được cân bằng khi:






=






=
P
W
N
P
W

NN
d
e
s
(5)
Giải phương trình (5) cho W, chóng ta có:
W = W (P, P
e
);
P
W
∂
∂
;
e
P
W
∂
∂
> 0 (6)
W'(P) > 0; W'(P
e
) > 0
và N = N(P, P
e
),
0
>
∂
∂

P
W
;
0<
∂
∂
e
P
W
(7)
Thay phương trình (6) vào phương trình (3), chóng ta có hàm tổng cung
Friedman:
0;0;
),(
<
∂
∂
>
∂
∂






=









=
eeee
P
Y
P
Y
P
P
Y
PPW
P
YY
(8)
Khi mức giá hiện thực bằng mức giá dự đoán, P = P
e
, thì Y = Y
*
= sản
lượng tự nhiên hay toàn dụng; Y > Y
*
khi P > P
e
và Y < Y
*
khi P < P

e
. Đường
tổng cung sẽ chuyển sang phải khi mức giá dự đoán giảm.
Cân bằng tổng quát
Về phía cầu của thị trường sản phẩm, chúng ta có thể dùng mô hình IS -
LM, nhưng quan điểm Friedman về sự quan trọng của những yếu tố xác định
tổng cầu khác với quan điểm Keynesian. Theo quan điểm Keynesian thì hàm
cầu tiền tệ tương đối khá nhạy đối với lãi suất, nghĩa là đường LM khá phẳng
nên thay đổi chi tiêu của chính phủ (G) hay suất thuế (τ) có tác dụng đối với
tổng cầu vì hiệu ứng chen lấn tương đối yếu. Như vậy theo quan điểm
Keynesian thì cung tiền (M), chi tiêu (G), và suất thuế (τ) là những yếu tố
quan trọng xác định tổng cầu như đã trình bày trong chương 9. Theo
Friedman, hàm cầu tiền tệ rất Ýt nhạy đối với lãi suất, nghĩa là đường LM rất
dốc, nên thay đổi chi tiêu (G) hay suất thiếu (τ) Ýt có ảnh hưởng đối với tổng
cầu vì Keynesian LP nhạy cảm với i (h lớn) → MSG có tại động mạch CĐ
mới (F) LP Ýt nhạy cảm.
Theo Friedman: AD là 1 hàm của khối lượng cầu (MS)
Hiệu ứng chen lấn nếu không hoàn toàn thì cũng gần như hoàn toàn. Vì
vậy theo Friedman thì khối tiền tệ là yếu tố chủ yếu xác định tổng cầu:
Cầu
0;0;0;0;,,
→
∂
∂
→
∂
∂
>
∂
∂

<
∂
∂






=
τ
τ
Y
P
Y
P
Y
P
Y
G
P
M
YY
d
(9)
Thị trường sản phẩm được cân bằng khi:







=






e
P
P
Y
P
M
Y
(10)
Hình 10.2 minh hoạ cân bằng thị trường sản phẩm và thị trường lao
động. Cung phần tư I tiêu biểu thị trường sản phẩm và cung phần tư III, thị
trường lao động. CUng phần tư IV biểu thịđường tổng sản lượng. Nền kinh tế
ở trong trạng thái cân bằng dài hạn với P
0
= P
0
e
, Y = Y
*
, N = N
*
, và W

0
/P
0
=
W
0
/P
0
e
.
Hình 10.3 mô tả hiệu quả ngắn và dài hạn của sự thay đổi của khối tiền
tệ. Giả sử bắt đầu từ vị trí cân bằng dài hạn, ngân hàng trung ương giảm cung
tiền. M giảm nên đường tổng cầu chuyển sang trái từ AD
0
đến AD
1
và mức
giá giảm. P giảm thì đường cầu lao động chuyển sang trái từ P
0
f(N) đến
P
1
f(N), cắt đường cung lao động P
0
e
ψ(N) tại F. Suất tiền lương danh nghĩa
giảm nhưng suất tiền lương thực tăng (W
1
/P
1

> W
0
/P
0
) nên nhân dụng giảm.
Theo giả thiết công nhân không có thông tin kịp thời về mức giá nghĩa là
chưa biết mức giá đã giảm nên chưa điều chỉnh mức giá dự đoán. Với mức
giá dự đoán chưa thay đổi, P
e
= P
0
e
, thì đường cung lao động chưa di chuyển.
Vì vậy, suất tiền lương danh nghĩa giảm thì suất tiền lương thực dự đoán giảm
(W
1
/P
0
e
< W
0
/P
0
e
) nên lượng cung lao động giảm.
Điểm B là vị trí cân bằng mới trong thị trường sản phẩm và điểm F là vị
trí cân bằng mới trong thị trường lao động. Nhưng B và F là vị trí cân bằng
ngắn hạn. Tại B, P
0
e

> P
1
và tại F, W
1
/P
1
> W
1
/P
0
e
. Khi cong nhân có thông tin
về mức giá đã giảm thì mức giá dự đoán (P
e
). Khi được điều chỉnh xuống; và
P
e
giảm thì đường cung sản lượng và đường cung lao động sẽ chuyển sang
phải. Quá trình điều chỉnh tiếp tục cho đến khi đường cung sản lượng cắt
đường cầu sản lượng tại C và đường cung lao động cắt đường cầu lao động tại
H. Tại C, P
n
= P
n
e
, Y = Y
*
và tại H, N = N
*
và W

n
/P
n
= W
n
.P
0
e
. Như vậy, sau
khi quá trình điều chỉnh được hoàn toàn kết thúc thì nền kinh tế trở lại mức
sản lượng tự nhiên (Y = Y
*
): trong dài hạn đường tổng cung là một đường
thẳng song song với trục P (đường LRS (P = P
e
))
2
. Hình 10.3 cho thấy theo
mô hình Friedman sù thay đổi của cung tiền có tác dụng đối với sản lượng và
nhân dụng trong ngắn hạn vì sự chênh lệch giữa mức giá hiện thực và mức giá
dự đoán (P # P
e
) nghĩa là sự thay đổi bất ngờ của mức giá gây ra bởi thông tin
không được hoàn hảo, nhưng thị trường sản phẩm cũng như thị trường lao
động liên tục ở trong trạng thái cân bằng.
Cho thời kỳ t bằng mức giá hiện thực trong thời kỳ trước, P
t
e
= P
t -1

.
Phương trình (11) hàm ý mức giá dự đoán cho thời kỳ t là trung bình
trọng của mức giá trong quá khứ với mức giá càng xa trong quá khứ được quy
định trọng lượng hay tầm quan trọng càng nhỏ. Chúng ta có thể viết lại
phương trình (11) như sau:
P
t
e
= λP
t-1
+ (1 - λ)P
e
t-1
= λP
t-1
+ (1 - λ)λP
t - 2
+ (1 - λ)
2
P
e
t-2
Tiếp tục thay P
e
t-2
, … , P
e
t-n
vào phương trình trên, chúng ta có: P
t

e
= λP
t-1
+ (1 - λ)λP
t-2
+ (1 - λ)
2
λP
t - 3
+ … + (1 - λ)
n-1
λP
e
t-n
(11a)
(1 - λ)
n-1
→ 0 khi n →∞. Nh vậy giả thuyết dự đoán thích nghi là một giả
thiết "nhìn lui về quá khứ".
Hình 10.4 minh hoạ lộ điều chỉnh của những biến số P, P
e
, W, W/P,
W/P
e
, và Y khi cung tiền giảm với giả thiết λ = 1, nghĩa là P
t
e
= P
t - 1
.

Nền kinh tế ở trong tình trạng cân bằng dài hạn cho đến thời điểm t
1
khi
cung tiền giảm từ M
0
đến M
1
(hình 10.4a). Theo giả thiết, P
t
e
= P
t-1
. Vì P giảm
nên P
e
> P trong quá trình điều chỉnh cho đến khi cân bằng dài hạn được phục
hồi tại thời điểm t
n
(hình 10.4b). Vì suất tiền lương danh nghĩa (W) được xác
định một phần bởi mức giá hiện thực (P) về phía cầu lao động (W = Pf(N)) và
một phần bởi mức giá dự đoán (P
e
) về phía cung lao động (W = P
e
ψ(N)) nên
lộ điều chỉnh của suất tiền lương danh nghĩa ở giữa lộ điều chỉnh của mức giá
dự đoán và mức giá hiện thực (hình 10.4b). Lộ điều chỉnh của P
e
, W, và P
trong hình 10.4b hàm ý lộ điều chỉnh của suất tiền lương thực dự đoán (W/P

e
)
và suất tiền lương thực hiện thực (W/P) trong hình 10.4c. Hình 10.4d tiêu
biu l iu chnh ca sn lng. Khi quỏ trỡnh iu chnh kt thỳc ti thi
im t
n
, nn kinh t tr li sn lng t nhiờn (Y
*
)
4
.
S phõn tớch va trỡnh by cho thy mụ hỡnh Friedman cú th gii thớch
chu k kinh doanh m khụng cõn n gi thit sut tin lng danh ngha
cng rn v tỡnh trng khụng cõn bng trong th trng lao ng. Nhng cú
nhiu cõu hi ó c nờu ra.
Trong lý thuyt Friedman, nguyờn nhõn ca chu k kinh doanh v sn
lng v nhõn dng l s thay i bt ng ca mc giỏ (P # P
e
) vỡ cụng nhõn
khụng cú thụng tin kp thi v mc giỏ. Nhng cỏc nc phỏt trin, thụng
tin v ch s giỏ c xut bn hng thỏng v cụng b qua bỏo chớ, i phỏt
thanh v vụ tuyn truyn hỡnh thỡ nhiu lm cng ch mt vi thỏng l cụng
nhõn cú thụng tin v mc giỏ. Vỡ cụng nhõn cú th cú thụng tin v mc giỏ
trong mt thi gian ngn, nhiu nh kinh t khụng tin rng, lý thuyt v chu
k kinh doanh da trờn gi thit thụng tin v mc giỏ khụng c hon ho cú
th gii thớch chu k kinh doanh trong thi k sau chin tranh th gii th hai,
ch kộo di trung bỡnh chng 3 - 4 nm (ch ng núi n thi k i Suy
Thoỏi kộo di hn mt thp niờn).
Mụ hỡnh Friedman, cng nh mụ hỡnh Keynesian, hm ý sự dao ng
ngc chu k ca sut tin lng thc. Vi hm cu lao ng.

W/P = f(N), f'(N) < 0 xớ nghip ch tng nhõn dng khi sut tin lng
thc gim, mt hm ý khụng phự hp vi s liu lch s v sut tin lng
thc.
4
Sau đây là một mô hình đơn giản tiêu biểu quá trình điều chỉnh của mô hình Friedman nh đợc minh
hoạ trong hình 10.4.
Y
t
= N
t
b
, b < 1 (1)
Nh vậy hàm cầu lao động là:
W
t
/P
t
= b N
t
b - 1
(2)
Giả thiết dự đoán thích nghi có thể xem nh thích hợp trong trường hợp
mức giá thay đổi có tính cách ngẫu nhiên. Nhưng trong trường hợp trong đó
mức giá tăng liên tục thì áp dụng giả thiết dự đoán thích nghi tá ra không hợp
lý vì trong trường hợp này dự đoán sia lầm cũng hướng được lặp đi lặp lại từ
thời kỳ này qua thời kỳ khác. Chẳng hạn xét trường hợp P = P
e
cho đến thời
điểm t = 1 thì mức giá tăng và lượng tăng giá bằng θ, P
1

= P
0
+ θ, và sau đó
không tăng nữa.
P
1
= P
2
= … = P
n
. Phương trình (1) hàm ý sù sai lầm dự đoán có liên hệ
tương quan qua các thời kỳ: (P
1
- P
1
e
) = (1 - λ)θ, (P
3
- P
3
e
) = 1 - λ)
2
θ, …, P
t-1
=
P
e
t+1
= (1 - λ)

t
θ. Chủ thể kinh tế có cư xử hợp lý sẽ tránh dự đoán sai lầm có
thể tránh được.
Mô hình lucas:
Mặc dầu có nhiều nhược điểm, mô hình Friedman đã lôi cuốn nhiều nhà
kinh tế vì giả thiết cần bằng liên tục phù hợp với khái niệm cân bằng tổng
quát trong kinh tế vi mô và giả thiết thông tin không được hoàn hảo có thể
giải thích chu kỳ kinh doanh. Lucas, mét trong những nhà kinh tế theo lý
thuyết Friedman và là nhà kinh tế có vai trò lãnh đạo trong sự phát triển của
lý thuyết cổ điển mới, cải tiến mô hình Friedman về phương diện dự đoán;
thay vì giả thiết dự đoán thích nghi, Lucas dùng giả thiết dự đoán hợp lý.
Giả thuyết dự đoán hợp lý
Với cư xử hợp lý sẽ tìm cách tránh sai lầm có thể tránh được (sai lầm hệ
thống) khi hình thành dự đoán. Và chủ thể kinh tế có thể tránh sai lầm hệ
thống bằng cách quan sát những điều kiện riêng biệt dẫn đến sai lầm. Giả
thuyết về dự đoán thông dụng trong kinh tế vĩ mô hiện đại là giả thuyết dự
đoán hợp lý: chủ thể kinh tế hình thành sự dự đoán về một biến số căn cứ trên
tất cả các thông tin thích hợp và sẵn có. Dự đoán sai lầm dĩ nhiên vẫn có
nhưng sai lầm không có tính cách hệ thống mà chỉ có tính cách ngẫu nhiên.
Nhưng quá trình hình thành dự đoán với sai lầm dự đoán ngẫu nhiên không
thể diễn đạt bằng công thức đại số tương tự như phương trình (11). Vì vậy
thay vì công thức đai số, điều cần thiết là một điều kiện phù hợp với tính ngẫu
nhiên của dự đoán sai lầm. Giả sử P
e
t+1
là mức giá dự đoán cho thời kỳ t +1
được hình thành tại t căn cứ trên thông tin sẵn có tại t. Khi t + 1 đến thì sự sai
lầm dự đoán là P
t + 1
- P

e
t + 1
(P
t + 1
là mức giá hiện thực tại t + 1). Điều kiện cần
là (P
t + 1
- P
e
t + 1
) không có liên quan hệ thống với thông tin nào sẵn có tại t,
nghĩa là dự đoán sai lầm hoàn toàn có tính cách ngẫu nhiên. Điều kiện này
được thoả mãn với giả thiết: dự đoán chủ quan của chủ thể kinh tế hình thành
dự đoán bằng trị số trung bình của phân phối xác suất của biến số được dự
đoán căn cứ trên thông tin sẵn có.
Theo giả thuyết dự đoán hợp lý thì dự đoán chủ quan về mức giá cho
thời kỳ t +1, (P
e
t + 1
), được hình thành tại t bằng trị số trung bình của phân phối
xác suất hiện thực của mức giá tại t + 1 với tổng hợp của thông tin sẵn có tại t,
E(P
t+1
| Ωt), nhưng phân phối xác suất hiện thực của mức giá P
t + 1
từ đâu
đến ? Thật ra thì không biết. Nhưng nhà kinh tếkhi thiết lập một mô hình để
phân tích sự xác định của một biến số thì mô hình phản ảnh quan điểm của
mình về quá trình của sự phát sinh của biến số Êy. Và sự sử dụng của phân
phối xác suất của biến số Êy như được thể hiện trong mô hình để hình thành

dự đoán là một cách cư xử hợp lý. Vì sự dự đoán của một biến số được phát
sinh từ mô hình liên hệ, dự đoán hợp lý là dự đoán nội sinh, và có khi còn gọi
là dự đoán "mô hình phù hợp" (model consistent). Như vậy giả thuyết dự
đoán hợp lý hàm ý chủ thể kinh tế cư xử như thể họ có thông tin về mô hình
mô tả hoạt động của nền kinh tế. Sau đây chúng ta trình bày sự xác định của
sản lượng cân bằng với dự đoán nội sinh.
Đường tổng cung Lucas
Đường tổng cung Lucas, cũng như đường tổng cung Friedman, dựa trên
giả thiết thông tin không được hoàn hảo. Nhưng khác với mô hình Friedman,
Lucas giả thiết xí nghiệp cũng như cá nhân không có thông tin kịp thời về
tổng cầu và mức giá tổng quát hiện hành. Như vậy khi giá của sản phẩm trong
thịt rường địa phương thay đổi, xí nghiệp địa phương không biết sự thay đổi
của giá sản phẩm địa phương là vì cầu địa phương thay đổi (giá tương đối
thay đổi) hay vì tổng cầu thay đổi. Nếu xí nghiệp địa phương có thông tin về
mức giá tổng quát hiện hành (p
t
= ln P
t
; P
t
= trung bình của giá sản phẩm qua
các thị trường trong nền kinh tế) thì sẽ tăng lượng sản phẩm sản xuất nếu giá
tương đối của sản phẩm địa phương (p
t
(z) - p
t
) tăng (p
t
(z) = ln P
t

(z); P
t
(z) là
giá của sản phẩm z). nhưng Lucas giả thiết xí nghiệp địa phương không có
thông tin về mức giá hiện hành (p
t
) nên dùng dự đoán hợp lý để hình thành dự
đoán về mức giá, p
t
e
(z). Như vậy lượng sản phẩm z của xí nghiệp địa phương
là một hàm số của giá tương đối dự đoán của sản phẩm z, (p
t
(z) - p
e
t
(z)).
Chóng ta viết hàm cung của xí nghiệp địa phương như:
y
t
(z) = y
*
t
(z) + α[p
t
(z) - p
e
r
(z)] , α > 0 (24)
Trong đó y

*
(z) = lượng sản phẩm bình thường (normal output) của xí
nghiệp địa phương.
E
t - 1
pt, nghĩa là có thông tin về p
t
(z) - E
t - 1
pt = ε
t
+ z
t
. Để ước tính p
t
xí
nghiệp địa phương phải ước tính ε
t
nhưng chỉ có quan sát về (ε
t
+ z
t
), một vấn
đề về "phân chiết tín hiệu". Ước tính tốt nhất của ε
t
là:
( )
))(()(
11
22

2
22
2
pEzpzzP
tt
z
tt
z
ttt −
−
+
=+
+
=+
σσ
σ
ε
σσ
σ
εε
ε
ε
ε
ε
(27)
Như vậy ước tính của xí nghiệp địa phương về mức giá (p
t
) là:
p
e

t
(z) = E
t - 1
p
t
+ φ [p
t
(z) - E
t- 1
p
t
] (28)
y
t
= y
*
t
+ β (p
t
- E
t - 1
p
t
), β = α(1 - φ) (29)
Trong đó p
t
= trung bình của giá của sản phẩm và y
*
t

= sản lượng tự
nhiên. Phương trình (29) là đường tổng cung Lucas.
Theo (29), y
t
> y
*
khi p
t
> E
t - 1
p
t
. (p
t
- E
t - 1
p
t
) là động lực di chuyển sản
lượng (y
t
). Như vậy trong mô hình Lucas cũng như mô hình Friedman,
nguyên nhân của chu kỳ kinh doanh về sản lượng và nhân dụng là sự chênh
lệch giữa p
t
và E
t - 1
p
t
, hệ quả của thông tin không được hoàn hảo. Nhưng như

đã trình bày, theo mô hình Friedman thì chủ thể kinh tế - xí nghiệp cũng như
công nhân, không có thông tin kịp thời về mức giá dựa trên giả thiết dự đoán
thích nghi. Theo mô hình Lucas thì chủ thể kinh tế - xí nghiệp cũng như công
nhân, không có thông tin kịp thời về mức giá và dùng dự đoán hợp lý để hình
thành dự đoán. Và một khi chủ thể kinh tế có thông tin về mức giá hiện hành
thì mức giá dự đoán được điều chỉnh tức thì, hàng ý quá trình điều chỉnh của
nền kinh tế khi có xáo động trong mô hình Lucas tương đối nhanh hơn quá
trình điều chỉnh trong mô hình Friedman.
Chênh lệch giữa sản lượng hiện thực (y
t
) và sản lượng tự nhiên (y
*
t
).
Mục tiêu của chính sách ổn định là giữ sản lượng y
t
càng gần y
*
t

càng hay.
Vấn đề được bàn cãi trong cuối thập niên 1970 và đầu thập niên 1980 là chính
sách tiền tệ có thể giảm sự thăng trầm giữa y
t
và y
*
t
hay không nếu quả thật đó
là mục tiêu của chính sách tiền tệ. Với giả thuyết dự đoán hợp lý, Sargent và
Wallace (1975) và nhiều nhà kinh tế cổ đỉnh mới khẳng định rằng chính sách

tiền tệ đã được dự đoán không có tác dụng đối với sản lượng. Khẳng định này
gọi là mệnh đề PIP: mệnh đề chính sách tiền tệ vô hiệu.
Giả thiết ngân hàng trung ương tăng cung tiền và sự tăng cung tiền được
đoán trước bởi dân chúng (hay sự tăng cung tiền được công bố và dân chúng
tin tưởng vào sự công bố của ngân hàng trung ương), và dân chúng có dự
đoán hợp lý, hàm ý họ hành động như thể họ am hiểu lý thuyết về sự xác định
của mức giá và sản lượng như được tiêu biểu bởi phương trình (16) và (17),
nghĩa là họ biết khi cung tiền tăng thì mức giá tăng. Vì sự tăng cung tiền được
dự đoán nên dân chúng dự đoán mức giá tăng sẽ tăng, và với dự đoán hợp lý,
mức giá dự đoán, (E
t - 1
p
t
), sẽ tăng cùng một tỷ lệ với mức giá (p
t
). Nhưng theo
phương trình (29), E
t - 1
p
t
tăng cùng một tỷ lệ với p
t
thì y
t
không thay đổi. Và y
t
không thay đổi thì phương trình (17) hàm ý p
t
tăng cùng một tỷ lệ với m
t

. Như
vậy sự tăng cung tiền được dự đoán không có tác dụng thực. Chỉ sự tăng cung
tiền bất ngờ, gây ra sự tăng giá bất ngờ (p
t
> E
t - 1
p
t
, mớ có tác dụng đối với
sản lượng.
Hình 10.5 minh hoạ hiệu quả của sự tăng cung tiền được dự đoán và
không được dự đoán.
Bắt đầu từ vị trí cân bằng E, giả sử ngân hàng trung ương tăng cung tiền,
chuyển đường tổng cầu sang phải từ AD
0
đến AD
1
. Nếu sự tăng cung tiền
được dự đoán (hay được công bố) thì mức giá dự đoán tăng cùng một tỷ lệ với
mức giá, chuyển đường tổng cung sang trái từ AS
0
đến AS
1
và nền kinh tế di
chuyển từ E đến F. Sự tăng cung tiền được dự đoán như vậy có tính cách
trung lập và đường tổng cung là một đường thẳng song song với trục P trong
ngắn hạn. Nếu sự tăng cung tiền hoàn toàn bất ngờ thì nền kinh tế sẽ di
chuyển từ E đến E', và một khi dân chúng có thông tin về cung tìen tăng thì
mức igá dự đoán sẽ được điều chỉnh tức thì, chuyển đường tổng cung sang
trái đến AS

1
.
Giả thuyết dự đoán hợp lý hàm ý dân chúng đại khái có thông tin về nền
kinh tế như ngân hàng Trung ương. Như vậy, ngân hàng trung ương chỉ có thể
tác động sản lượng bằng hành động bất ngờ. Nhưng ngân hàng trung ương
không thể hành động bất bất ngờ nếu sự thay đổi cung tiền dựa trên sự dao
động của một biến số chẳng hạn như sản lượng (y
t
) vì dân chúng có số liệu về
y
t
và sẽ dùng số liệu về sự giao động của y
t
để hình thành dự đoán về cung
tiền và mức giá. Nói một cách khác, ngân hàng trung ương không thể làm bất
ngờ chủ thể kinh tế có dự đoán hợp lý bằng chính sách tiền tệ hệ thống, hàm ý
sự vô hiệu của chính sách tiền tệ căn cứ trên quy tắc phản hồi.
Ngày nay, mệnh đề PIP không có ảnh hưởng lớn như trong những thập
niên 1970 và 1980. Nghiên cứu cho thấy rằng giả thiết dự đoán hợp lý không
hàm ý sự vô hiệu lực của chính sách tiền tệ hệ thống. Mệnh đề PIP là đặc
điểm của mô hình riêng biệt. Nhiều mô hình được phát triển dựa trên giả
thuyết dự đoán hợp lý cho thấy rằng chính sách tiền tệ hệ thống có tác dụng
thực. Một trong những mô hình này sẽ được trình bày trong phần về kinh tế
Keynesian mới.
Như chóng ta đã trình bày, lý thuyết cổ điển mới như được bao hàm
trong mô hình Lucas giả thiết thị trường cân bằng liên tục, thông tin không
được hoàn hảo, và dự đoán hợp lý. Theo nhiều nhà kinh tế, giả thiết thông tin
không hoàn hảo là nguyên nhân của chu kỳ kinh doanh không được thiết thực.
Trong những nền kinh tế phát triển, thông tin về cung tiền được xuất bản hàng
tuần, thông tin về mức giá được xuất bản hàng tháng, và xí nghiệp lớn không

những hoạt động trên thị trường toàn quốc mà cả trên thị trường quốc tế, sự
thiếu thông tin kịp thời về cung tiền và mức giá có lẽ khó mà giải thích chu kỳ
kinh doanh kéo dài đến hàng năm. Ngoài sự thiếu hoàn hảo của thông tin có
thể có những kênh khác dẫn truyền tác đọng của sốc tiền tệ đối với sản lượng.
Hơn nữa, sốc tiền tệ chỉ giải thích một phần của sự dao động của sản lượng,
sốc tác động quá trình sản xuất và sự thay đổi về thị hiếu của người tiêu dùng
cũng có thể là nguyên nhân quan trọng như sốc tiền tệ trong chu kỳ kinh
doanh.
Nhưng giả thuyết dự toán hợp lý có áp dụng quan trọng trong kinh tế vĩ
mô hiện đại về phương diện lý thuyết cũng như chính sách. Theo đa số kinh tế
gia, giả thiết chủ thể kinh tế dùng tất cả thông tin thích hợp và sẵn có để hình
thành dự đoán và do đó không phạm sai lầm dự đoán hệ thống thoả đáng hơn
giả thuyết dự đoán hợp lý có nền tảng trong kinh tế vi mô: sự cư xử hợp lý
cảu chủ thể kinh tế. Dự đoán hợp lý được sử dụng trong nghiên cứu về những
biến số vĩ mô như tiêu dùng, đầu tư và nhất là về thị trường chứng khoán.
Theo lý thuyết "thị trường hiệu lực" dựa trên dự đoán hợp lý thì giá của cổ
phần chứng khoán phản ánh tất cả thông tin sẵn có và thay đổi tức thì khi có
thông tin mới. Vì vậy người đầu tư trong thị trường chứng khoán không có cơ
hội để thực hiện lợi nhuận khác thường, ngoại trừ trường hợp có thông tin nội
bộ.
Dự đoán hợp lý cũng có ảnh hưởng lớn trong sự phác hoạ chính sách
kinh tế. Theo giả thuyết dự đoán hợp lý thì quyết định hiện hành của chủ thể
kinh tế phản ánh một phần dự đoán về tương lai kể cả dự đoán về chính sách
kinh tế. Vì vậy sự phác hoạ một chính sách kinh tế tối ưu theo quan điểm của
nhà chức trách mà không quan tâm đến ảnh hưởng của chính sách với dự
đoán củ chủ thể kinh tế, nghĩa là không quan tâm đến phản ứng của chủ thể
kinh tế đối với chính sách, có tính cách tiền hậu bất nhất. Và chính sách có
tính bất nhất sẽ không được sự tín nhiệm của chủ thể kinh tế, và do đó sẽ
không có kết quả mong muốn. Vấn đề này sẽ được trình bày trong phần về lý
thuyết chính sách kinh tế.

Lý thuyết chu kỳ kinh doanh thực
Từ đầu thập niên 1980 mô hình Lucas được xem như không có giải thích
thoả đáng về sự thăng trầm của sản lượng vì độ trễ về thông tin quá ngắn để
giải thích chu kỳ kinh doanh kéo dài đến ba, bốn năm hya dài hơn. Vì vậy
một số nhà kinh tế cổ điển mới phát triển mô hình khác để giải thích chu kỳ
kinh doanh: Lý thuyết chu kỳ kinh doanh thực (RBC)
9
. Mô hình RBC, cũng
như mô hình Friedman và Lucas, giả thiết thị trường cân bằng liên tục, suất
tiền lương và mức giá linh hoạt, cá nhân tối đa hoá dụng Ých và xí nghiệp tối
đa hoá lợi nhuận. Nhưng khác với mô hình Friedman và Lucas, mô hnhf RBC
giả thiết chủ thể kinh tế có thông tin hoàn hảo về cung tiền và mức giá, nhưng
sốc tiền tệ không có tác dụng đối với sản lượng và nhân dụng. Theo mô hình
RBC thì nguyên nhân của chu kỳ kinh doanh là sốc tác động quá trình sản
xuất, nhất là sốc về kỹ thuật.
Mô hình RBC giả thiết nền kinh tế có một số lớn xí nghiệp cạnh tranh
hoàn hảo giống hệt nhau và một số lớn hộ gia đình hay cá nhân giống như
nhau. Sản lượng là một hàm số của lao động (N), tư bản (K) và kỹ thuật:
Y
t
= A
t
F(N
t
, K
t
)
trong đó A
t
tiêu biểu sốc ngẫu nhiên về kỹ thuật và một khi xảy ra sẽ tác

động sản lượng với lượng lao động và tư bản qui định. Hàm F(N
t
, K
t
) có lợi
suất không thay đổi theo quy mô và F
N
, F
K
> 0, F
NN
, F''

< 0, F
KK
< 0. Tiêu dùng
â và đầu tư (I) là thành phần của sản lượng:
Y
t
= C
t
+ I
t
(36)
Như vậy khối tư bản tại t + 1, (K
t + 1
) bằng:
K
t + 1
= I

t
+ (1 - δ) K
t

= Y
t
- C
t
+ (1 - δ)K
t
= S
t
+ (1 - δ)K
t'
0 < δ < 1 (37)
trong đó δ = tỷ lệ khấu hao. Điều kiện biên cho lao động và tư bản là:
w
t
= A
t
F
N
(N
t
, K
t
) W → MVPL = A
t
F'
N

(N
t
, K
t
) (38)
r
t
+ δ = A
t
F
k
(N
t
, K
t
) → R = MVPK (39)
trong đó w
t
= suất tiền lương thực và r
t
= lãi suất thực tại t.
Hàm dông Ých của hộ gia đình hay cá nhân là hàm số của tiêu dùng và
nhàn rỗi (T - 1):
U
t
= U(C
t
, T - l
t
), U

1
, U
2
> 0, U
11
, U
22
< 0 (40)
trong đó T = thì giờ sẵn có (chẳng hạn T = 24 giờ) và l
t
= thì giờ làm
việc. Phương trình (40) tiêu biểu sự lựa chọn của cá nhân giữa tiêu dùng và
hưởng nhàn; và tiêu dùng cần thu nhập từ lao động. Cung lao động là một
hàm số của suất tiền lương thực:
N
t
= N(w
t
), N'(w
t
) > 0 (41)
và không có liên hệ với A
t
Với A
t
tại mức bình thường (trung bình), A
t
=
t
A

thì đường cầu lao động
bình thường là w
t
=
t
A
F
N
(N
t
, K
t
), đường sản lượng bình thường là Y
t
=
t
A
F(N
t
, K
t
) và nhân dụng và sản lượng bình thường là N
0
và Y
0
như được minh
hoạ trong hình 10.6.
Với A
t
>

t
A
, sốc thuận lợi về kỹ thuật thì đường sản lượng chuyển lên
phía trên từ
t
A
F(•) đến A
1t
F(•) (hình 10.6a) và đương cầu lao động chuyển
sang phải từ
t
A
F
N
(•) đến A
1t
F
N
(•) (hình 10.6b). Do đó suất tiền lương thực
tăng từ w
0
đến w
1
, nhân dụng tăng từ N
0
đến N
1
, và sản lượng tăng từ Y
0
đến

Y
1
. Ngược lại với A
t
<
t
A
, sốc không thuận lợi, thì đường sản lượng chuyển
xuống phía dưới, đường cầu lao động chuyển sang trái nên suất tiền lương
thực, nhân dụng, và sản lượng giảm.
Sốc thuận lợi có tác dụng quan trọng đối với sự tích luỹ cơ bản và khả
năng sản xuất trong tương lai. Sự liên quan giữa đầu tư và sốc A
t
tuỳ thuộc sự
dai dẳng của A
t
. A
t
càng dai dẳng thì sự khích lệ cho đầu tư càng lớn, chẳng
hạn nh trường hợp sốc tác động hàm sản xuất là một kỹ thuật sản xuất mới.
Mô hình RBC giả thiết sốc về kỹ thuật có tính cách rất dai dẳng và thường giả
thiết A
t
có dạng:
Theo mô hình RBC thì sự thăng trầm của sản lượng là thăng trầm của
sản lượng là thăng trầm của sản lượng tự nhiên gây ra bởi sốc về kỹ thuật tác
động hàm sản xuất. Hiệu quả của sốc về kỹ thuật đối với suất tiền lương thực,
nhân dụng, và sản lượng tuỳ thuộc độ nhạy của cung lao động đối với suất
tiền lương thực. Cung lao động càng nhạy đối với suất tiền lương thực (đường
cung lao động càng phẳng) thì sự thay đổi của nhân dụng và snả lượng càng

lớn và sự thay đổi của suất tiền lương thực càng nhỏ.
Mô hình RBC, khác với mô hình Friedman, Lucas (và Keynesian).
Hàm ý suất tiền lương thực di động theo chu kỳ kinh doanh, tăng trong
giai đoạn bành trướng (sốc thuận lợi) và giảm trong giai đoạn suy thoái (sốc
bất lợi). Sự thăng trầm của nhân dụng phản ánh sự lựa chọn của công nhân;
trong thời kỳ bành trướng suất tiền lương tăng nên công nhân tăng lượng cung
lao động thay vì hưởng nhàn; trái lại trong giai đoạn suy thoái, suất tiền lương
thực giảm nên công nhân chọn nghỉ việc để hưởng nhàn. Thị trường luôn cân
bằng. Lợi nhuận của xí nghiệp và dung Ých của công nhân luôn luôn tại mức
tối đa. Vì vậy chính sách ổn định kinh tế không có vai trò gì trong mô hình
RBC.
Nh lý thuyết Friedman và Lucas, lý thuyết RBC cũng có nhiều chống
đối. Theo lý thuyết RBC thì nguyên nhân chủ yếu của chu kỳ kinh doanh là
sốc về kỹ thuật tác động hàm sản xuất. Nhưng những nhà kinh tế cổ điển mới
đề xướng lý thuyết này chưa đưa ra một sự diễn tả thoả đáng của sốc về kỹ
thuật giả thiết đã gây ra chu kỳ kinh doanh. Trong mô hình RBC do Kyđlan
và Prescott (1982), phát triển sự dao động của sản lượng và nhân dụng là hệ
quả của sốc về kỹ thuật tác động toàn thể nền kinh tế. Nhưng trong thực tế,
sốc về kỹ thuật chỉ tác động từng kỹ nghệ hay sản phẩm và xảy ra một cách
ngẫu nhiên. Nếu sốc ngẫu nhiên về kỹ thuật tác động các kỹ nghệ hay sản
phẩm khác nhau không có liên hệ tương quan thì sẽ bù trừ nhau - sốc nhiễm
lợi xảy ra trong vài kỹ nghệ có xu hướng bù trừ sốc bất lợi xảy ra trong vài kỹ
nghệ khác, và do đó hiệu quả trung bình của sốc có lẽ không đủ lớn để gây ra
chu kỳ kinh doanh được quan sát trong thế giới hiện thực.
Sốc về kỹ thuật khi xảy ra sẽ di chuyển đường cầu lao động dọc theo
đường cung lao động, hàm ý suất tiền lương thực sẽ di động cùng chiều với
chu kỳ kinh doanh. Như đã biết, số liệu lịch sử cho thấy rằng suất tiền lương
thực không thay đổi qua các giai đoạn của chu kỳ kinh doanh (hay chỉ hơi
thay đổi theo chu kỳ kinh doanh). Nh vậy sự di động của suất tiền lương thực
trong mô hình RBC sẽ phù hợp với số liệu lịch sử nếu hệ số co giãn của hàm

cung lao động đối với suất tiền lương thực rất lớn, nghĩa là đường cung lao
động rất phẳng. Trong trường hợp này sự di chuyển của đường cầu lao động
vì sốc về kỹ thuật sẽ gây ra dao động lớn về nhân dụng và Ýt dao dộng về
suất tiền lương thực. Nhưng theo kết quả của nghiên cứu thực nghiệm thì hệ
số co giãn của hàm cung lao động đối với suất tiền lương thực rất nhỏ (đường
cung lao động rất dốc), hàm ý dao động theo chu kỳ của suất tiền lương thực
rất lớn trong mô hình RBC, một hàm ý không phù hợp với số liệu thực
nghiệm.
Phần lớn mô hình RBC không quan tâm đến khu vực tiền tệ; sự thăng
trầm của sản lượng và nhân dụng là hiệu quả của sốc thực, nhất là sốc về kỹ
thuật. Trong những mô hình RBC trong đó tiền tệ là một yếu tố (King và
Plosser (1984) thì vai trò của tiền tệ là xác định mức giá; cung tiền thay đổi
thì mức giá thay đổi cùng một tỷ lệ. Nhưng nếu sốc tiền tệ có tác dụng thực,
chẳng hạn vì suất tiền lương và mức giá điều chỉnh chậm, thì lý thuyết RBC
đã bỏ quên một nguyên nhân quan trọng để giải thích chu kỳ kinh doanh. Vì
những nhược điểm trên, đa số kinh tế gia, kể cả một số nhà kinh tế cổ điển
mới, tỏ ra nghi ngờ sự thích đáng của mô hình RBC.
Kinh tế Keynesian mới
Kinh tế keynesian mới tiêu biểu công trình nghiên cứu trong những thập
niên gần đây của những nhà kinh tế theo truyền thống Keynesian nhằm giải
thích chu kỳ kinh doanh và thất nghiệp không tự nguyện bằng cách cải tiến và
mở rộng lý thuyết Keynesian truyền thống. Khác với lý thuyết Keynesian
truyền thống với giả thiết suất tiền lương danh nghĩa cố định nhưng không có
giải thích thoả đáng, lý thuyết Keynesian mới giải thích sự cứng rắn của suất
tiền lương danh nghĩa, mức giá, và suất tiền lương thực - nguyên nhân của
chu kỳ kinh doanh, trên nền tảng kinh tế vi mô: sự cư xử hợp lý của chủ thể
kinh tế. Theo lý thuyết Keynesian mới, hành động hợp lý của chủ thể kinh tế
trên bình diện kinh tế vi mô có thể gây ra hậu quả bất lợi trên bình diện kinh
tế vĩ mô: kinh tế suy thoái và thất nghiệp không tự nguyện. Chúng ta sẽ trình
bày mô hình Fischer, lý thuyết "chi phí thực đơn" và lý thuyết "suất tiền

lương hiệu lực".
Mô hình Fischer
Nh chóng ta đã đề cập, mệnh đeè PIP lóc ban đầu gây ra nhận thức rằng
giả thuyết dự đoán hợp lý hàm ý sự vô hiệu của chính sách tiền tệ hệ thống.
nhưng nghiên cứu về sau cho thấy rằng đó là một nhận thức sai lầm; giả
thuyết dự đoán hợp lý không hàm ý mệnh đề PIP. Sự vô hiệu của chính sách
tiền tệ hệ thống tuỳ thuộc cơ cấu của mô hình riêng biệt được thiết lập. Mô
hình Fischer (1977), dựa trên giả thuyết dự đoán hợp lý và suất tiền lương
danh nghĩa được Ên định qua khế ước dài hạn, cho thấy rằng chính sách tiền
tệ hệ thống có thể có tác dụng đối với sản lượng. Sau đây là một biến thể của
mô hình Fischer. Chóng ta sẽ xét trường hợp của khế ước qua một thời kỳ và
khế ước qua hai thời kỳ.
Về phía cầu của thị trường sản phẩm, chúng ta dùng phương trình (17):
p
t
= m
t
- y
t
+ v
t'
(42)
E
t - 1
v
t
= 0. (p
t
= l
n

. p
t
, m
t
= l
n
M
t
; y
t
= l
n
Y
t
) Về phía cung, chóng ta
dùng phương trình (3) với dạng:
0,
>








=
βρ
β
t

t
t
W
P
Y
hay y
t
= y
*
+ β (p
t
- w
t
) + u
t
, y
*
= l
n
ρ (43)
Chóng ta thêm u
t
, E
t - 1
u
t
= 0, một biến số ngẫu nhiên tiêu biểu xáo đọng
ngẫu nhiên về phía cung.
Giả thiét suất tiền lương khế ước là suất tiền lương danh nghĩa và khế
ước kéo dài qua một thời kỳ. Suất tiền lương thương lượng vào lúc đầu của

thời kỳ có hiệu lực cho cả thời kỳ và sẽ được thương lượng lại vào lúc đầu
của thời kỳ tiếp. Giả sử thị trường lao động cân bằng trong thời kỳ t - 1. Vào
lúc đầu của thời kỳ t, suất tiền lương w
t
( =lnW
t
) được thương lượng cho thời
kỳ t. Mục tiêu của công nhân khi thương lượng suất tiền lương cho thời kỳ t là
thực hiện suất tiền lương thực phù hợp với cân bằng của thị trường lao động
trong thời kỳ t. Nếu công nhân có thông tin về chỉ số giá (p
t
) trong thời kỳ t
thì giá, p
t
. Nhưng vào lúc đầu của thời kỳ t, công nhân không có thông tin về
mức giá nên dùng dự đoán hợp lý để hình thành dự đoán về mức giá (dự đoán
căn cứ trên thông tin thích hợp và sẵn có tạ t - 1) và đặt chỉ số suất tiền lương
bằng chỉ số giá dự đoán:
w
t
= E
t - 1
p
t
(44)
Thay (44) vào (43) chóng ta có:
y
t
= y
*

+ β(p
t
= E
t - 1
p
t
) + u
t
(45)
Phương trình (45) giống như hàm tổng cung Lucas
Thông sè µ
i
và λ
i
phản ánh thành phần hệ thống của m
t
không có trong
phương trình (5). Với quy tắc (46), công nhân có thông tin về m
t
tại t - 1 và
dùng thông tin này để hình htành dự đoán về mức giá và thương lượng suất
tiền lương. Với khế ước kéo dài một thời kỳ, ngân hàng trung ương không có
lợi thế vì dân chúng hành động cũng nhanh như n gân hàng trung ương.
Nhưng trường hợp khế ước kéo dài qua hai hay nhiều thời kỳ là một vấn
đề khác. Giả sử khế ước suất tiền lương kéo dài hai thời kỳ và công nhân chia
làm hai nhóm bằng nhau; mỗi nhóm có khế ước thương lượng vào lúc đầu của
thời kỳ t, (w
t
1
) và một nhóm có khế ước thương lượng vào lúc đầu của thời

kỳ t - 1, (w
t
2
). Như vậy vào lúc đầu của mỗi thời kỳ, khế ước của nửa số công
nhân sẽ được thương lượng lại. Trong trường hợp này chúng ta có:
w
t
1
= E
t - 1
p
t
(51)
w
t
2
= E
t - 2
p
t
(52)
Như vậy suất tiền lương trong thời kỳ t, w
t
, là mức trung bình của w
t
1
và
w
t
2

:
)(
2
1
21
ttt
www +=
(53)
Với phương trình (51) - (53), phương trình (43) trở thành:
tttttttt
upEppEpyy
+






−+−+=
−−
)(
2
1
)(
2
1
21
*
β
(54)

Dùng phương trình (42) chóng ta có:
E
t - 2
p
t
= E
t - 2
m
t
- E
t - 2
y
t
= E
t - 2
m
t
- y
*
và p
t
- E
t - 2
p
t
= (m
t
- E
t - 2
m

t
) - y
t
+ y
*
+ v
t
(55)
(E
t - 2
y
t
= E
t - 2
y
*
= y
*
vì E
t - 2
(p
t
- E
t - 1
p
t
) = E
t - 2
(p
t

- E
t

-2
p
t
) = 0, phương
trình (54)).
Thay phương trình (48) và phương trình (55) vào phương trình (54),
chóng ta có:
)(
1
)(
)1(2
)(
)1(2
21
*
ttttttttt
uvmEmmEmyy −
+
+−
+
+−
+
+=
−−
β
β
β

β
β
β
β
(56)
Với quy tắc phản hồi (46), phương trình (56) trở thành:






+






+
+
+−
+
+=
−− ttttttt
uveuvyy
2
1
1
1

)(
)1(2
111
*
β
β
λµ
β
β
(57)
Phương trình (57) chứng tỏ rằng với khế ước có hiệu lực trong hai thời
kỳ thì chính sách tiền tệ hệ thống có tác dụng đối với sản lượng như được tiêu
biểu bởi thông số µ
1
và λ
1
phản ánh thành phần hệ thống của m
t
. Vào lúc đầu
của thời kỳ t, nhóm công nhân có khế ước thương lượng vào lúc đầu của thời
kỳ t, nhóm công nhân có khế ước thương lượng vào lúc đầu thời kỳ t - 1 có
thông tin về m
t
nhưng không thể khai thác thông này này được vì khế ước còn
hiệu lực thêm một thời kỳ. Vì vậy, chính sách tiền tệ có thể dùng để bù trừ sự
xáo động về phái cầu hay cung đã xảy ra trong thời kỳ t - 1 để ổn định sản
lượng trong thời kỳ t.
Cũng như mô hình Keynesian truyền thống, mô hình Friedman và mô
hình Lucas, mô hình Fischer cũng tiên đoán sự dao động ngược chu kỳ của
suất tiền lương thực. Fischer giả thiết xí nghiệp dùng lao động cho đến mức

tại đó năng suất biên của lao động bằng suất tiền lương thực; suất tiền lương
thực tăng thì nhân dụng giảm. Như đã nói đến nhiều lần, sự tiên đoán về sự
dao động ngược chu kỳ của suất tiền lương thực không phù hợp với số liệu
lịch sử.
Khế ước suất tiền lương dài hạn (và chồng chéo lên nhau) có xu hướng
tăng sự cứng rắn của suất tiền lương. Nhưng vấn đề là lý do của khế ước dài
hạn. Theo nhiều nhà kinh tế Keynesian thì xí nghiệp và công nhân ưa chuộng
khế ước dài hạn vì tư lợi mặc dù tư lợi của xí nghiệp và công nhân có thể gây
ra hiệu quả bất lợi cho xã hội: kinh tế suy thoái và thất nghiệp. Sự thương
lượng khế ước về suất tiền lương có nhiều chi phí, nhất là sự thương lượng về
khế ước giữa xí nghiệp và nghiệp đoàn. Để chuẩn bị, xí nghiệp và nghiệp
đoàn phải dùng nhiều thì giờ (có khi đến hàng tháng) và chi phí để nghiên cứu
về suất tiền lương trong các công nghiệp khác và năng suất của lao động, dự
đoán về lợi nhuận của xí nghiệp, về sự thay đổi của tỉ lệ thất nghiệp và mức
giá trong thời kỳ khế ước sắp đến. Với khế ước dài hạn, chẳng hạn 3 năm, thì
xí nghiệp và nghiệp đoàn chỉ phải đương đầu với vấn đề thương lượng và chi
phí thương lượng cứ mỗi ba năm một lần mà thôi. Hơn nữa trong quá trình
thương lượng tập thể, khi nào cũng có sự đe doạ về đình công, nhất là khi có
ý kiến bất đồng nghiêm trọng, và đình công gây ra nhiều thiệt hại cho cả hai
bên. Với khế ước có hiệu lực trong ba năm, xí nghiệp và công nhân có ba năm
hoạt động mà không phải quan tâm đến vấn đề thương lượng và sự đe doạ
đình công.
Với khế ước tiền lương dài hạn, sự cố có thể xảy ra trước khi khế ước
mãn hạn, chẳng hạn mức giá tổng quát thay đổi, tỷ lệ thất nghiệp thay đổi,
hay GDP thay đổi. Tại sao khế ước dài hạn về suất tiền lương không được
thương lượng lại tuỳ theo sự cố có thể xảy ra trước khi khế ước mãn hạn ?
Trong thực tế, khế ước về suất tiền lương dài hạn của nhiều nhóm công nhân
có điều khoản trong đó suất tiền lương danh nghĩa được tự động điều chỉnh
khi chỉ số giá tiêu dùng (CPI) tăng. Nhưng tỷ lệ điều chỉnh của suất tiền lương
không phải là "một trên một" với tỷ lệ tăng của chỉ số CPI mà thường chỉ là

một phần của tỷ lệ tăng của chỉ số CPI, chẳng hạn 50 phần trăm. Xí nghiệp
chấp nhận khế ước với tỷ lệ điều chỉnh "một trên một" có thể gặp phải rủi ro
trầm trọng nếu có sốc về phía cung chẳng hạn như sự tăng giá nhập khẩu.
Trong trường hợp này chỉ số giá CPI tăng. Xí nghiệp với khế ước có tỷ lệ điều
chỉnh "một trên một" sẽ gặp nhiều khó khưan, kể cả phá sản, nếu giá sản
phẩm của xí nghiệp không tăng cùng một tỷ lệ với tỷ lệ tăng của chỉ số CPI.
Như vậy khế ước lao động dài hạn là một nguyên nhân của sự keo rít của suất
tiền lương danh nghĩa; và suất tiền lương danh nghĩa keo rít thì sốc tiền tệ có
thể có tác dụng đối với sản lượng và nhân dụng.
Mô hình chi phí thực đơn
Theo kinh tế Keynesian mới thì không những suất tiền lương danh nghĩa
có tính cách cứng rắn mà giá sản phẩm cũng có tính cách cứng rắn. Và một
nguyên nhân của sự cứng rắn của mức giá là chi phí điều chỉnh giá hay "chi
phí thực đơn" của xí nghiệp có khả năng đạt giá - xí nghiệp cạnh tranh độc
quyền. Theo mô hình chi phí thực đơn thì chi phí điều chỉnh giá tuy nhỏ
nhưng có thể gây ra hiệu quả kinh tế vĩ mô lớn nếu vì chi phí thực đơn mà xí
nghiệp không thay đổi giá khi tổng cầu (danh nghĩa) thay đổi. Xét trường hợp
của một nền kinh tế với một số lớn xí nghiệp cạnh tranh độc quyền. Vì số xí
nghiệp lớn nên mỗi xí nghiệp có thể xem hành động của tất cả các xí nghiệp
như quy định. Bắt đầu từ trạng thái cân bằng, giả sử cung tiền giảm (tổng cầu
danh nghĩa giảm); giá sản phẩm cố định là giá cân bằng nếu xí nghiệp đặc
trưng không thay đổi giá vì chi p hí cơ hội không điều chỉnh giá nhỏ hơn chi
phí điều chỉnh giá, khi tất cả các xí nghiệp khác giữa giá cố định. Như vậy
nếu xí nghiệp giữ giá cố định vì chi phí thực đơn khi cung tiền giảm thì sản
lượng và nhân dụng giảm.
Chóng ta có thể phân tích vấn đề này thông qua việc dùng hình 10.7
minh hoạ sự đặt giá của xí nghiệp cạnh tranh độc quyền đặc trưng. Tại t = 0,
lượng sản phẩm tối ưu của xí nghiệp là Q
0
xác định bởi giao điểm giữa đường

thu nhập biên, MR
0
(tương ứng với đường cầu D
0
) và đường chi phí biên,
MC
0
. Chóng ta giả thiết xí nghiệp không có chi phí cố định và chi phí biên là
một hằng số. P
0
là mức giá tối đa hoá lợi nhuận của xí nghiệp xác định tại
điểm A trên đường cầu D
0
. Tại t = 1, giả sử cung tiền giảm. Với giá của các xí
nghiệp khác khong thay đổi thì tổng sản lượng giảm, chuyển đường cầu sản
phẩm của xí nghiệp sang trái từ D
0
đến D
1
, và đường thu nhập biên sang trái
từ MR
0
đến MR
1
. Giả thiết chi phí biên giảm cùng một tỷ lệ.