Bộ đôi thâm hụt hay bộ đôi đối nghịch chính sách tài khóa, tài khoản vãng lai, tỷ giá thực tại mỹ

GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 1

Bộ đôi thâm hụt (thâm hụt kép) hay bộ đôi đối nghịch?
Chính sách tài khóa, Tài khoản vãng lai, Tỷ giá thực tại Mỹ
Soyoung Kim, Nouriel Roubini
Tóm tắt
Bài viết này bằng quan sát thực nghiệm, nghiên cứu hiệu ứng của chính sách tài khóa (cú sốc
thâm hụt ngân sách) lên tài khoản vãng lai và tỷ giá thực trong thời kỳ chế độ tỷ giá hối đoái linh
hoạt.
Dựa trên mô hình VAR (tự hồi quy vector), tác giả đã nhận ra được những yếu tố ngoại sinh
gây ra cú sốc chính sách tài khóa sau khi kiểm soát những tác động của chu kỳ kinh tế lên cân
đối ngân sách. Trái ngược với hầu hết mô hình lý thuyết, những kết quả ở Mỹ đã chỉ ra rằng một
cú sốc trong việc mở rộng chính sách tài khóa, hay một cú sốc thâm hụt ngân sách, đã làm tăng
tài khoản vãng lai và làm giảm giá trị đồng nội tệ trong tỷ giá thực.
Sự gia tăng trong tiết kiệm cá nhân và sụt giảm trong đầu tư đã góp phần cải thiện tài khoản
vãng lai trong khi một sự suy giảm giá trị đồng nội tệ trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa, cùng với
việc thay đổi mức giá tương đối, là nguyên nhân chính dẫn đến sự giảm giá trị đồng nội tệ trong
tỷ giá thực. “Bộ đôi đối nghịch” của cân đối ngân sách và tài khoản vãng lai cũng được giải thích
bởi tính phổ biến của cú sốc đầu ra, nghĩa là cú sốc đầu ra hơn là cú sốc ngân sách - đã dẫn đến
việc cùng biến động của tài khoản vãng lai và cán cân ngân sách.
1. Giới thiệu
Tổng quan các nội dung chính của báo cáo và các vấn đề nghiên cứu
- Bài viết trình bày một phân tích thực nghiệm mối quan hệ giữa cán cân ngân sách, tài
khoản vãng lai và tỷ giá thực ở Mỹ, trong thời kỳ hậu Bretton Wood với chế độ tỷ giá
linh hoạt.
- Tác giả đã kiểm định những ảnh hưởng của cú sốc thâm hụt ngân sách chính phủ đối
với tài khoản vãng lai và tỷ giá hối đoái thực, và cũng tìm ra được mối liên hệ chính
giữa những biến số đó. Để xác định được những cú sốc thâm hụt ngân sách nhằm
kiểm soát những tác động của chu kỳ kinh tế, tác giả đã sử dụng những mô hình VAR
(vectơ tự hồi quy).

- Kết quả thực nghiệm mà tác giả tìm ra được nghịch lý so với hầu hết các mô hình
kinh tế khác, đó là chính sách tài khóa mở rộng hay thâm hụt ngân sách được kết hợp
với một sự cải thiện tài khoản vãng lai và sự giảm giá trị đồng nội tệ trong tỷ giá thực.
Điều này đặc biệt thú vị bởi vì sự tương quan nghịch này xảy ra ngay cả khi chúng ta
kiểm soát được những tác động của chu kỳ kinh tế hay những cú sốc đầu ra, cái mà có
vẻ tạo ra một “bộ đôi đối nghịch”. Nghĩa là, ngay cả sự thâm hụt ngân sách từ yếu tố
ngoại sinh dường như cũng góp phần cải thiện tài khoản vãng lai.
Một nghiên cứu mở rộng đã chỉ ra rằng một sự kết hợp các yếu tố, như là (1) hiệu ứng
rút vốn đầu tư hàng loạt khi lãi suất thực tăng, và (2) một sự biến động cục bộ trong
tiết kiệm tư nhân theo kiểu Ricardo, có thể gây ra một nghịch lý trên thực tế như vậy.

GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 2

Lý do thực hiện nghiên cứu này
Theo quan điểm lý thuyết, rất nhiều mô hình cho thấy rằng một chính sách tài khóa
mở rộng sẽ dẫn đến sự sụt giảm tài khoản vãng lai và tăng giá trị đồng đô la trong tỷ giá
thực. Tuy nhiên, thực tế ở Mỹ có những giai đoạn không xảy ra như vậy:
Biểu đồ 1. Tài khoản vãng lai và các yếu tố của nó, 1973-2004:1. Đồ thị này thể hiện tiết kiệm Chính phủ ("Gov
Sav/GDP"), tiết kiệm quốc gia ròng và sai số thống kê ("Sav&SD/GDP"), tài khoản vãng lai ("Cur Acct/GDP") và
đầu tư ròng ("Net Inv/GDP"), tất cả tính theo % GDP.

Trong giai đoạn 1989-1991, tài khoản vãng lai đã tăng trong khi ngân sách chính phủ có xu
hướng suy giảm lần nữa. Quan trọng hơn, khoảng giữa năm 1992 và 2000, ngân sách Mỹ đã
cải thiện một cách đáng kể từ tỷ lệ tiết kiệm âm 5% GDP đến dương 2.5% GDP, thế nhưng
tài khoản vãng lai đã xấu đi từ -1% GDP lên -4.5% GDP.
Nói về tỷ giá thực, sự thắt chặt của chính sách tài khoá và sự trở lại của một ngân sách thặng
dư trong những năm 1990 đã song hành với một sự gia tăng giá trị đồng nội tệ (hay một sự
giảm trong tỷ giá thực). Mặc dù ta thấy có sự tăng giá trị của đồng đô la trong giai đoạn
2000-2002 khi mà ngân sách lại thâm hụt một cách rõ rệt, thì đồng đô la lại mất giá trong giai

đoạn 2002-2004 khi mà ngân sách thâm hụt ngày càng trầm trọng.
Biểu đồ 2. Tỷ giá và Tiết kiệm Chính phủ, 1973-2004:1. Biểu đồ này thể hiện tỷ giá thực có hiệu lực ("Real Exc
Rate"), tỷ giá danh nghĩa có hiệu lực ("Nom Exc Rate"), cân đối ngân sách sơ cấp tính theo % GDP ("Gov Prim
Bal/GDP") và tiết kiệm Chính phủ tính theo % GDP ("Gov Sav/GDP").
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
- Những mô hình cân bằng vốn tổng quát của một nền kinh tế nhỏ và mở, với việc tối ưu
hoá các yếu tố và không có sự hạn chế tài khoản vốn (Sachs, 1982, với mô hình “một loại
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 3

hàng hóa”; Frenkel và Razin, 1996 với mô hình “một và hai loại hàng hóa”) những mô hình
trường phái Keyne chuẩn như là mô hình Mundell-Fleming và những biến thể có kỳ vọng
hợp lý như là của Dornbusch (1976), và những mô hình chu kỳ kinh tế quốc tế thực với đầu
tư được điều chỉnh của Baxter, 1995; Kollmann, 1998, và Erceg, Guerrieri, và Gust (2005)
có xu hướng cho ra những dự báo một sự mở rộng chính sách tài khoá sẽ gây ra biến động
ngược chiều lên tài khoản vãng lai và tỷ giá thực trong đa số trường hợp, mặc dù những hiệu
ứng chính xác phụ thuộc vào rất nhiều yếu tố khác nhau như là bản chất của thâm hụt ngân
sách (ví dụ như những cú sốc trong chi tiêu Chính phủ hoặc trong thuế ròng và sự kéo dài
của những cú sốc như vậy), đặc thù riêng của từng nước (ví dụ, quy mô lớn hay nhỏ), cấu
trúc thị trường tài sản quốc tế (ví dụ, thị trường hoàn hảo hay không hoàn hảo), và đặc tính
kỹ thuật của mô hình (ví dụ, nguồn lao động là cố định hay là yếu tố nội sinh, sự tồn tại của
đầu tư, tích lũy vốn).
- Có nhiều nghiên cứu thực nghiệm phân tích mối quan hệ giữa cân đối ngân sách, tài
khoản vãng lai và tỷ giá thực:
Trước tiên, có những cuộc mô phỏng dùng mô hình cấu trúc tỷ lệ lớn dựa trên những
phiên bản khác nhau của mô hình Mundell-Fleming-Dornbusch (ví dụ những nghiên cứu của
Bryant et al , 1988; và Taylor, 1993) hoặc sử dụng mô hình cân bằng động ngẫu nhiên điều
chỉnh (Baxter, 1995; Kollmann, 1998; Betts và Devereux, 2000b; McKibbin và Sachs, 1991).
Tuy nhiên hầu hết những mô hình này trong các bài nghiên cứu này đều dựa trên số lượng
lớn các giả định có tính hạn chế trong lý thuyết; do đó, bằng chứng thu được không thể trở

thành một bằng chứng dựa trên dữ liệu thực nghiệm.
Thứ hai, một vài nghiên cứu như của Ahmed, 1986, 1987 đã kiểm định trong dài hạn
mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ và tài khoản vãng lai. Họ đã sử dụng đẳng thức cân bằng
tĩnh bằng cách sử dụng chuỗi dữ liệu theo chiều ngang với tần suất hằng năm bao gồm nhiều
chế độ tỷ giá. Tuy nhiên, kết quả của họ có những giới hạn bởi vì mối tương tác động giữa
các biến số không được xem xét và những nghiên cứu như vậy không sử dụng một thời kỳ
mẫu với một chế độ tỷ giá cố định.
Thứ ba, một vài nghiên cứu mới đây sử dụng mô hình VAR - trong đó tối thiểu hóa các
giả định có tính hạn chế của lý thuyết, và không phụ thuộc vào mô hình lý thuyết cụ thể nào
(Clarida và Prendergast,1999; và Rogers, 1999). Tuy nhiên, những nghiên cứu này đã kiểm
định những hiệu ứng tác động lên tỷ giá thực chỉ với dữ liệu có tần suất thấp.
- Một số mô hình NOEM (New Open Economy Macroeconomics), như là trong nghiên cứu
của Obstfeld và Rogoff (1995), cũng xem xét những tác động của chính sách tài khóa lên tài
khoản vãng lai và tỷ giá thực. Một mô hình thực tế hơn, đó là phiên bản được điều chỉnh từ
NOEM, phân tích chính sách tài khóa và tài khoản vãng lai, chỉ mới được nghiên cứu rất gần
đây (ví dụ, Müller, 2005 và Corsetti and Müller, 2006).
- Có một số nghiên cứu gần đây sử dụng mô hình VAR để phân tích tác động của chính sách
tài khóa trong nền kinh tế đóng, ví dụ Fatas và Mihov (2001), Blanchard và Perotti (2002),
Mountford và Uhlig, 2002; Edelberg et al., 1999, và Burnside et al. (2000). Một vài nghiên
cứu rất gần đây, như là Corsetti và Müller (2006) và Monacelli và Perotti (2006), đã kiểm
định lại những kết quả thực nghiệm trong bài nghiên cứu này về tác động của cú sốc chính
sách tài khóa lên tỷ giá thực và tài khoản vãng lai (hoặc cán cân mậu dịch) bằng cách sử
dụng mô hình VAR.
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 4

3. Phương pháp nghiên cứu
Mô hình nghiên cứu: Mô hình tác giả sử dụng trong bài nghiên cứu này là mô hình cấu
trúc tự hồi quy véc tơ (VAR) – mô hình này được đề ra bởi Christopher A. Sims, 1980.
Tác giả sử dụng một mô hình cấu trúc tự hồi quy véc tơ (VAR) bởi vì mô hình VAR rất hữu

dụng trong việc kiểm soát những yếu tố nội sinh và tách những yếu tố ngoại sinh của chúng.
Mô hình VAR cơ bản mà tác giả sử dụng bao gồm có 5 biến đó là: RGDP: log của GDP
thực; GOV: biến ngân sách chính phủ tính theo % của GDP; CUR: tài khoản vãng lai tính
theo % của GDP; RIR: lãi suất thực ba tháng (hậu suy)
RER: log của tỷ giá hối đoái thực.
Phương pháp thu thập và xử lý dữ liệu
- Dữ liệu được lấy từ năm 1973-2004:1
- Dữ liệu về đầu ra, tài khoản vãng lai, cân đối ngân sách Chính phủ, và những thành phần của
chúng được lấy từ các bảng National Income và Product Accounts (NIPA) tại trang web của
Cục Phân tích Kinh tế của Mỹ (). Theo NIPA: tài khoản vãng lai (Tiết
kiệm ròng - Đầu tư ròng + Sai số thống kê), Tiết kiệm (Tiết kiệm ròng), Đầu tư (Đầu tư
ròng), Sai số thống kê, Tiết kiệm cá nhân (Tiết kiệm cá nhân ròng), Thâm hụt ngân sách sơ
cấp (- Tiết kiệm ròng Chính phủ + Thu nhập từ tài sản, tiền lãi và các khoản khác - Trả lãi
vay), Tiền thu lãi ròng của Chính phủ (Thu nhập từ tài sản, tiền lãi và các khoản khác - Trả
lãi vay), Đầu tư tư nhân (Tổng đầu tư tư nhân trong nước - Chi tiêu vốn cố định tư nhân),
Đầu tư Chính phủ (Tổng đầu tư Chính phủ - Chi tiêu vốn cố định của Chính phủ Liên bang -
Chi tiêu vốn cố định của Chính phủ địa phương).
- Chuyển nhượng ròng Chính phủ được tính bằng cách trừ đi chi tiêu Chính phủ từ tiết kiệm
ròng của Chính phủ. Khi những biến này được sử dụng dưới dạng tỷ số trên GDP, các biến
được tính theo giá dollar hiện tại. Khi những biến này được sử dụng dưới dạng số liệu thực,
chúng được tính theo dollar từ năm gốc là năm 2000.
- Dữ liệu về tỷ giá hối đoái có hiệu lực được thu thập từ hai nguồn, International Financial
Statistic từ IMF và Federal Reserve Statistical Release từ trang web của Cục Dự trữ Liên
bang. Chỉ số tỷ giá thực và danh nghĩa tính theo trọng số thương mại so với những đồng tiền
chính ("Major currencies") và so với một nhóm lớn các đối tác thương mại ("Broad") được
thu thập từ Federal Reserve Statistical Release. Chỉ số tỷ giá danh nghĩa có hiệu lực được
tính dựa vào phương pháp chi phí lao động trên một đơn vị sản phẩm (111 NEUZF…), chỉ
số tỷ giá thực có hiệu lực được tính dựa vào phương pháp chi phí lao động trên một đơn vị
sản phẩm được chuẩn hóa (111 REUZF…), chỉ số tỷ giá thực có hiệu lực được tính dựa vào
phương pháp chi phí lao động trên một đơn vị sản phẩm (11165UM.ZF110) được thu thập từ

International Financial Statistic. Trong mô hình cơ bản, chỉ số tỷ giá thực lấy trọng số
thương mại so với những đồng tiền chính khác được lấy từ Federal Reserve Statistical
Release.
- Dữ liệu khác như lãi suất, CPI, GDP tiềm năng, và nợ công được thu thập từ FRED. Lãi suất
thực trong mô hình cơ bản được tính bằng cách lấy lãi suất 3 tháng của trái phiếu Kho bạc trừ
đi tỷ lệ lạm phát tính theo chỉ số giảm phát GDP theo quý. Chênh lệch kỳ hạn được tính từ sự
chênh lệch giữa lãi suất đến hạn (10 năm) và lãi suất 3 tháng của trái phiếu Kho bạc. Mặt
khác, số liệu chi tiêu quốc phòng được lấy từ CITIBASE.
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 5

- Tỷ số của cân đối ngân sách sơ cấp với GDP được lấy từ OECD Economic Outlook. Số liệu
GDP được tính theo đồng nội tệ hiện tại và cố định, số liệu xuất khẩu và nhập khẩu hàng hóa,
dịch vụ được tính theo đồng nội tệ hiện tại, và chỉ số giảm phát GDP được lấy từ OECD
Quarterly National Account đối với Mỹ, Đức, Anh, và từ International Financial Statistic
đối với Pháp và Nhật.
- Lãi suất trái phiếu Kho bạc 3 tháng và tỷ giá trao đổi đối với dollar Mỹ (lấy số trung bình
trong kỳ) được lấy từ International Financial Statistic.
Ở Nhật, do không có lãi suất trái phiếu Kho bạc 3 tháng nên lãi suất thị trường được sử dụng
để thay thế.
Đối với dữ liệu thu nhập quốc dân của Đức, dữ liệu về nước Đức thống nhất không tìm được
trong khoảng thời gian trước 1991. Đầu tiên, dữ liệu của Tây Đức được sử dụng để tính tỷ lệ
tăng trưởng. Sau đó, dữ liệu của thời kỳ trước 1991 được ước lượng dựa vào tỷ lệ tăng
trưởng.
Số liệu xuất khẩu, nhập khẩu của Mỹ đối với từng nước còn lại trong G5 được lấy từ FRED.
Tỷ giá hối đoái thực được tính bằng cách nhân tỷ giá hối đoái danh nghĩa với hệ số giảm phát
theo GDP.
Lãi suất thực được tính bằng cách lấy lãi suất 3 tháng của trái phiếu Kho bạc trừ đi tỷ lệ lạm
phát tính theo chỉ số giảm phát GDP.
Log của tỷ giá thực có hiệu lực của Mỹ đối với những nước còn lại trong G5 được tính bằng

trung bình gia quyền của log của tỷ giá thực của Mỹ đối với những nước còn lại trong G5,
trọng số là thị phần mậu dịch. Thị phần mậu dịch được tính bằng cách lấy trung bình tổng
xuất nhập khẩu của Mỹ đối với từng nước chia cho tổng xuất nhập khẩu của Mỹ với cả 4
nước trong giai đoạn 1974 - 2004. Các trọng số tính toán được như sau: Pháp (0.1085), Đức
(0.2005), Nhật (0.5089) và Anh (0.1821).
Đối với những biến khác của những quốc gia này (như là tỷ số thâm hụt ngân sách sơ cấp với
GDP, lãi suất thực, và log của GDP thực), số trung bình gia quyền được sử dụng. Trọng số
được tính toán dựa trên GDP trung bình (dựa trên PPP) trong suốt giai đoạn này, dữ liệu
được lấy từ World Development Indicators. Các trọng số tính được như sau: Pháp (0.141),
Đức (0.203), Nhật (0.505) và Anh (0.151). Các kết quả sử dụng trọng số mậu dịch đối với
những biến này cũng rất gần với những con số trên.
4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu
4.1 Phân tích thực nghiệm
4.1.1 Những thống kê sơ bộ
Trước tiên, Tác giả trình bày một số đặc tính cơ bản của dữ liệu và một vài số liệu
được quy cách hóa nhằm giúp chúng ta hiểu về sự cùng biến động giữa thâm hụt ngân
sách, tài khoản vãng lai và tỷ giá hối đoái thực.
Tài khoản vãng lai thường được gọi là đầu tư nước ngoài ròng. Dựa trên các khái
niệm, tài khoản vãng lai bằng với khoản chênh lệch giữa tiết kiệm trong nước và đầu tư,
mặc dù các dữ liệu thực tế chứa đựng những sai số thống kê đáng kể.
+ Tiết kiệm được chia thành tiết kiệm cá nhân và tiết kiệm chính phủ (hoặc số dư ngân
sách Chính phủ hay số âm của thâm hụt ngân sách).
+ Tiết kiệm của Chính phủ được chia thành tiền lãi ròng nhận được và số dư ngân sách sơ
cấp của Chính phủ (hay số âm của thâm hụt ngân sách sơ cấp). Nghĩa là:
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 6

Tài khoản vãng lai = Tiết kiệm – Đầu tư + Sai số thống kê
= Tiết kiệm cá nhân – Thâm hụt ngân sách sơ cấp + Lãi ròng nhận được
- Đầu tư + Sai số thống kê (1)

Biểu đồ 1 cho thấy hai thành phần chính của Tài khoản vãng lai (đầu tư và tiết kiệm cộng
với sai số thống kê), tiết kiệm chính phủ, và tài khoản vãng lai ở Mỹ trong thời kỳ chế độ
tỷ giá hối đoái thả nổi gần đây (1973-2004:1). “Gov Sav/GDP”, “Sav&SD/GDP”,
“CurAcct/GDP”, và “Inv/GDP” lần lượt là tiết kiệm chính phủ, tiết kiệm quốc gia và sai
số thống kê, tài khoản vãng lai và đầu tư (tất cả tính theo % của GDP).
Bảng 1:
Mối tương quan cơ bản

Hệ số tương
quan với CUR
Hệ số tương
quan với RER
Tiết kiệm Chính phủ/GDP
- 0.11
- 0.08
Tiết kiệm Chính phủ sơ cấp/GDP
- 0.16
0.03
“CUR” biểu thị tài khoản vãng lai (% của GDP) trong khi “RER” biểu thị tỷ giá thực có hiệu lực
Bảng 1 cho thấy hệ số tương quan giữa tài khoản vãng lai và tiết kiệm chính phủ trong
suốt một thời kỳ mẫu. Quả thật hệ số tương quan này âm và yếu, -0.11. Hệ số tương quan giữa
tài khoản vãng lai và cân đối ngân sách sơ cấp thì âm nhiều hơn, -0.16. Điều này xác nhận
rằng ngân sách chính phủ và tài khoản vãng lai nhìn chung không biến động theo cùng một
hướng. Nghĩa là, “Bộ đôi đối nghịch”, đúng hơn là “Bộ đôi thâm hụt”, đã trở thành mẫu hình
xuất hiện thường xuyên hơn trong dữ liệu suốt thời kỳ mẫu.
Biểu đồ 2 thể hiện đồ thị log của tỷ giá hối đoái thực và danh nghĩa có hiệu lực của Mỹ
so với những nước công nghiệp lớn khác (lưu ý rằng một sự gia tăng tỷ giá là một sự giảm
giá trị đồng nội tệ), tiết kiệm chính phủ sơ cấp và tổng tiết kiệm chính phủ. Tỷ giá danh nghĩa
và thực có hiệu lực có mối tương quan rất chặt. Tiết kiệm chính phủ sơ cấp và tổng tiết kiệm
chính phủ cũng vậy. Tuy nhiên, không dễ dàng quan sát được rõ ràng mẫu hình cùng biến

động giữa tỷ giá hối đoái thực và ngân sách chính phủ. Theo bảng 1, hệ số tương quan giữa
tỷ giá thực và ngân sách chính phủ (ngân sách chính phủ sơ cấp) là -0.08 (0.03).
4.1.2 Mô hình nhận dạng cơ bản
Mô hình cơ bản bao gồm năm biến {RGDP, GOV, CUR, RIR, RER},trong đó:
RGDP: log của GDP thực
GOV: biến ngân sách chính phủ tính theo % của GDP
CUR: tài khoản vãng lai tính theo % của GDP
RIR: lãi suất thực ba tháng (hậu suy)
RER: log của tỷ giá hối đoái thực.
Trong mô hình cơ bản, thâm hụt ngân sách sơ cấp ký hiệu là GOV. GOV, CUR và RER
là những biến chính được quan tâm trong bài nghiên cứu này.
RGDP là biến vĩ mô quan trọng đại diện cho toàn bộ sự phát triển kinh tế. RGDP được tính
đến để kiểm soát những yếu tố mang tính chu kỳ của thâm hụt ngân sách.
RIR cũng là một biến vĩ mô quan trọng, một dấu hiệu cho thấy sự tác động của chính sách tài
khóa. Biến RIR có thể bị tác động bởi chính sách tiền tệ, cái mà chúng tôi muốn kiểm soát.
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 7

Danh sách của những biến là {RGDP, GOV, CUR, RIR, RER} trong đó những biến ngoại
sinh cùng thời được đặt đầu tiên. Theo mô hình, những cú sốc (ngoại sinh) thâm hụt ngân
sách được tính ra bằng cách điều chỉnh biến RGDP trễ và ở hiện hành, và tất cả các biến trễ
khác. Tác giả điều chỉnh RGDP hiện hành bởi vì ngân sách (thâm hụt) thì có vẻ như bị tác
động nội sinh bởi mức hoạt động kinh tế hiện hành trong một quý. Đặc biệt, những yếu tố thu
nhập công như thuế doanh nghiệp, thuế thu nhập, có vẻ rất phụ thuộc vào mức hoạt động
kinh tế hiện hành trong một quý.
4.1.3 Những kết quả cơ bản
Biểu đồ 3. Mô hình nhận dạng cơ bản, 1973 – 2004:1. Biểu đồ thể hiện những đáp ứng xung đối với những cú sốc
có một độ lệch chuẩn với những dải có một sai số chuẩn qua 4 năm trong mô hình 5 biến cơ bản. Tên của những cú
sốc được ghi ở đầu mỗi cột và những biến phản ứng được ghi ở bên trái mỗi dòng, “RGDP”, “GOV”, “CUR”,
“RIR” và “RER” lần lược là:GDP thực (%), thâm hụt ngân sách sơ cấp (% GDP), tài khoản vãng lai (% GDP), lãi

suất thực (% điểm) và tỷ gíá thực có hiệu lực (%).
Biểu đồ 3 cho thấy những đáp ứng xung của từng biến đến từng cú sốc cấu trúc qua 4 năm
với một dải sai số chuẩn (dải xác suất 68%). Tên của những cú sốc được đặt tại đầu mỗi cột và
những biến phản ứng được đặt bên trái của mỗi dòng. Tác giả chia bản đồ theo cùng tỷ lệ trên
mỗi dòng để dễ dàng so sánh mức độ phản ứng của từng biến dưới những cú sốc cấu trúc khác
nhau. Những đáp ứng xung của thâm hụt ngân sách đến từng cú sốc cấu trúc (trong dòng 2) thể
hiện rằng toàn bộ biến động của thâm hụt ngân sách gây ra bởi những cú sốc không phải từ thâm
hụt ngân sách, đặc biệt là những cú sốc đầu ra, thì lớn hơn nhiều so với từ những cú sốc thâm hụt
ngân sách gây ra, không kể những chuỗi ngắn hạn. Phân tích phương sai sai số dự báo của thâm
hụt ngân sách trong bảng 2 (những số trong dấu ngoặc đơn là dải sai số 68%) cung cấp những
bằng chứng rõ hơn cho kết quả này.
Bảng 2
Phân tích phương sai sai số dự báo của GOV
Thời gian\Cú sốc
RGDP
GOV
CUR
RIR
RER
4 quý
53.1(42.4,60.6)
42.8(33.0,49.7)
0.8(0.6,3.1)
0.5(0.4,2.3)
2.7(0.8,6.6)
8 quý
62.9(48.1,69.3)
28.2(19.3,36.7)
0.6(0.6,4.1)
1.8(0.7,5.7)

6.5(1.7,14.6)
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 8

12 quý
61.2(44.0,68.3)
24.2(15.2,32.3)
0.6(0.8,5.1)
2.5(0.9,8.3)
11.6(3.2,22.7)
16 quý
57.9(39.0,66.0)
22.6(13.5,30.2)
0.7(1.0,6.2)
3.1(1.2,11.0)
15.7(5.1,28.2)
Bảng 2 thể hiện kết quả phân tích phương sai sai số dự báo của thâm hụt ngân sách sơ cấp với dải xác suất 68%.
Cột đầu tiên thể hiện chuỗi thời gian dự báo. "RGDP", "GOV", "CUR", "RIR" và "RER" lần lượt là GDP thực, thâm
hụt ngân sách sơ cấp (% GDP), tài khoản vãng lai (% GDP), lãi suất thực và tỷ giá thực có hiệu lực.
Trong bảng 2 cho thấy sự đóng góp của những cú sốc thâm hụt ngân sách (ngoại sinh) đến
những biến động của chính nó là 42.8% trong chuỗi 4 quý và ít hơn nhiều trong những chuỗi thời
gian dài hơn. Nghĩa là, những yếu tố ngoại sinh đóng góp ít hơn nhiều 1/2 của tổng biến động
thâm hụt ngân sách. Mặt khác, đóng góp của những cú sốc sản lượng đầu ra thì nhiều hơn 50%
tại mọi chuỗi thời gian. Điều này cho thấy rằng mô hình thực tiễn của tác giả cần tính đến những
yếu tố nội sinh quan trọng của thâm hụt ngân sách, đặc biệt là những yếu tố nội sinh đối với
những cú sốc đầu ra của cân đối ngân sách.
Những tác động của cú sốc đầu ra (RGDP) rất đáng để quan tâm. Khi đầu ra tăng, thâm hụt ngân
sách giảm (hay ngân sách chính phủ được cải thiện) trong vài năm. Điều này nhất quán với vai
trò là một yếu tố tự ổn định của ngân sách chính phủ và hành vi mang tính chu kỳ cao của ngân
sách chính phủ. Khi đầu ra tăng, tài khoản vãng lai xấu đi, đồng nội tệ tăng giá trị (hay tỷ giá

thực giảm) và lãi suất thực tăng. Theo lý thuyết truyền thống, một sự tăng trong đầu ra làm tăng
cầu hàng ngoại và làm xấu đi tài khoản vãng lai. Theo lý thuyết hiện đại, cú sốc đầu ra có thể
được xem như cú sốc về năng suất sản xuất. Năng suất tăng liên tục có thể làm đầu tư tăng mạnh
và làm xấu đi tài khoản vãng lai.
Khi thâm hụt ngân sách tăng, sản lượng đầu ra tăng liên tục và lãi suất thực tăng. Những tác
động này phù hợp với lý thuyết chuẩn. Mặt khác, những tác động lên tài khoản vãng lai và tỷ giá
thực thì hơi bất ngờ. Tài khoản vãng lai đã cải thiện trong khoảng một năm. Sự thay đồi này có ý
nghĩa với mức xác suất 95%. Giá trị đồng nội tệ giảm liên tục. Sự thay đổi này có ý nghĩa tại
mức xác suất lớn hơn 68% ở hầu hết chuỗi thời gian dự báo. Những tác động này lên tài khoản
vãng lai và tỷ giá thực thì khác với những dự báo chuẩn của hầu hết mô hình lý thuyết.
4.1.4. Những tác động đối với các thành phần của Tài khoản vãng lai và Tỷ giá thực
Phần trước, Tác giả đã báo cáo một kết quả đáng ngạc nhiên rằng sự gia tăng trong thâm
hụt ngân sách chính phủ sẽ giúp cải thiện tài khoản vãng lai và làm giảm giá trị đồng nội tệ trong
tỷ giá thực. Phần này, Tác giả sẽ tìm hiểu thêm vì sao và như thế nào những tác động này được
tìm ra bằng cách phân tích tác động của cú sốc thâm hụt ngân sách lên từng thành phần của tài
khoản vãng lai và tỷ giá thực.
Đầu tiên, Tác giả tìm hiểu phản ứng của của thành phần trong tài khoản vãng lai. Tác giả bổ
sung vào mô hình 5 biến số cơ bản một biến số mới, CURA - một thành phần của tài khoản
vãng lai. Bây giờ mô hình có 6 biến {RGDP, GOV, CUR, CURA, RIR, RER}. Bằng cách chia
đầu tư thành đầu tư chính phủ và đầu tư tư nhân, công thức (1) trở thành:
Tài khoản vãng lai = Tiết kiệm cá nhân - Thâm hụt ngân sách sơ cấp
+ Thu lãi ròng của Chính phủ - Đầu tư tư nhân
- Đầu tư Chính phủ + Sai số thống kê (2)
Dựa vào công thức (2), Tác giả sử dụng tiết kiệm cá nhân, thu lãi ròng của Chính phủ, đầu tư tư
nhân, đầu tư Chính phủ, sai số thống kê (tất cả đều tính theo % GDP) trong vai trò là CURA (lưu
ý rằng thâm hụt ngân sách sơ cấp đã bao gồm trong hệ thống - trong GOV). Ngoài ra, để biết
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 9

thêm về thái độ của hộ gia đình, Tác giả đã tính đến chi tiêu hộ gia đình (theo % GDP) trong

CURA.
Thứ hai, Tác giả thay thế tỷ giá có hiệu lực thực trong mô hình cơ bản bằng tỷ giá có
hiệu lực danh nghĩa để kiểm định sự thay đổi của tỷ giá danh nghĩa có tác động như thế nào đến
sự thay đổi tỷ giá thực (so sánh với tác động của sự thay đồi mức giá tương đối).
Biểu đồ 4. Tác động của cú sốc thâm hụt ngân sách sơ cấp. Biểu đồ thể hiện những đáp ứng xung đối với những cú
sốc thâm hụt ngân sách sơ cấp có cùng một độ lệch chuẩn với dải sai số chuẩn qua 4 năm trong mô hình 6 biến mở
rộng. "PRIV SAV", "STAT DISC", "NET INT REC", "GOV INV", "PRI INV", "CONS" và "NER" lần lượt là tiết kiệm
cá nhân, sai số thống kê, thu lãi ròng của Chính phủ, đầu tư Chính phủ, đầu tư cá nhân, chi tiêu cá nhân (tất cả tính
theo % GDP) và tỷ giá danh nghĩa có hiệu lực (%).

Biểu đồ 4 cho thấy kết quả: Đáp lại sự gia tăng thâm hụt ngân sách sơ cấp (tiết kiệm Chính
phủ giảm), tiết kiệm cá nhân tăng vọt để bù đắp cho mức giảm tiết kiệm Chính phủ. Nghĩa là,
một hiệu ứng "Ricardo" rõ rệt đã xuất hiện. Nhưng sự tăng này cũng chỉ là cục bộ. Mức tăng tiết
kiệm cá nhân nhỏ hơn mức tăng thâm hụt ngân sách. Chi tiêu tăng không đáng kể trong ngắn
hạn. Thêm vào đó, sự tăng thâm hụt ngân sách gây ra sự rút vốn đầu tư tư nhân hàng loạt trong
ngắn hạn, đây có thể là kết quả của việc lãi suất thực tăng. Nhưng trên hết, mức tăng tiết kiệm cá
nhân và mức giảm đầu tư tư nhân lớn hơn mức tăng thâm hụt ngân sách trong ngắn hạn. Do đó,
tài khoản vãng lai được cải thiện trong ngắn hạn. Những thành phần khác như chi trả lãi vay ròng
của Chính phủ, sai số thống kê thay đổi không đáng kể.
Mặt khác, chúng ta quan sát thấy tỷ giá danh nghĩa cũng tăng đáng kể. Vì vậy, chúng ta có
thể suy ra rằng sự giảm giá trị đồng nội tệ trong tỷ giá thực, được gây ra bởi sự tăng thâm hụt
ngân sách, chủ yếu là do sự giảm giá trị đồng nội tệ trong tỷ giá danh nghĩa. Chính sách tỷ giá cố
định có thể đã đóng một vai trò quan trọng trong tác động này.
4.1.5 Những thành phần của ngân sách Chính phủ
Sử dụng mô hình cơ bản, chúng ta kiểm định tác động của cú sốc thâm hụt ngân sách. Tuy
vậy, từng thành phần của ngân sách, cụ thể là mặt thu và mặt chi, có thể có những tác động
khác nhau, mặc dù cả hai đều có thể làm tăng thâm hụt ngân sách.
Trước tiên, Tác giả xem xét tác động của chi tiêu Chính phủ hay sự mua hàng hóa của
Chính phủ.
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 10

Thứ hai, Tác giả kiểm định tác động của cú sốc chuyển nhượng ròng (hay số âm của thuế
ròng). Trong mô hình cơ bản, Tác giả đã giả định rằng chuyển nhượng ròng đồng thời bị tác
động bởi RGDP, cụ thể là {RGDP, GOV, CUR, RIR, RER}. Chúng ta dùng tỷ số của chuyển
nhượng ròng đối với GDP.
Biểu đồ 5. Tác động của cú sốc chi tiêu Chính phủ và chuyển nhượng ròng. Đồ thị ở 2 cột đầu và 2 cột cuối lần lượt
là đáp ứng xung đối với những cú sốc chuyển nhượng ròng (% GDP) và chi tiêu Chính phủ có cùng một độ lệch
chuẩn. “RGDP, ” “CUR, ” “RIR, ” „RER, ” “PRIM GOV SAV, ” “PRIV SAV, ” “GOV INV, ” “PRIV INV, ”
“STAT DISC, ” “NET INT REC, ”“CONS, ” lần lượt là GDP thực, tài khoản vãng lai, lãi suất thực, tỷ giá thực, tiết
kiệm Chính phủ sơ cấp, đầu tư Chính phủ, đầu tư cá nhân , sai số thống kê, thu lãi ròng của Chính phủ, chi tiêu cá
nhân, tất cả tính theo % GDP, ngoại trừ RIR (%), RER (%). "GOV" là chuyển nhượng ròng Chính phủ (% GDP)
trong cột đầu tiên và là chi tiêu Chính phủ (%) trong cột thứ 3.

Kết quả tác động của chuyển nhượng ròng được thể hiện trong 2 cột đầu tiên của bảng
5. Tác động của cú sốc chuyển nhượng ròng cũng tương tự, dù yếu hơn không đáng kể, so với
tác động của cú sốc thâm hụt ngân sách. Một sự tăng chuyển nhượng ròng sẽ cải thiện tạm
thời tài khoản vãng lai và làm giảm giá trị đồng nội tệ trong tỷ giá thực. Tác giả xem xét
thêm những thành phần của tài khoản vãng lai để tìm hiểu tại sao tài khoản vãng lai được cải
thiện. Kết quả lại một lần nữa tương tự với mô hình cơ bản. Chi tiêu tăng nhẹ, nhưng chỉ tạm
thời. Tiết kiệm cá nhân tăng để bù đắp hầu hết thâm hụt ngân sách khi đầu tư sụt giảm.
Tiếp theo, như 2 cột đầu trong biểu đồ 5, hướng tác động của chi tiêu Chính phủ đến tỷ
giá thực và tài khoản vãng lai cũng tương tự như tác động của thâm hụt ngân sách, nhưng tác
động này mạnh mẽ hơn, đặc biệt là trong dài hạn. Một sự tăng chi tiêu Chính phủ sẽ cải thiện tài
khoản vãng lai và giảm đáng kể, lâu dài giá trị đồng nội tệ trong tỷ giá thực. Tác giả cũng xem
xét các thành phần của tài khoản vãng lai để tìm hiểu vì sao khi chi tiêu Chính phủ tăng thì tài
khoản vãng lai được cải thiện. Tiết kiệm tư nhân tăng vừa phải trong khi đầu tư giảm đáng kể và
lâu dài. Tất cả những tác động này đã góp phần vào việc cải thiện tài khoản vãng lai.
Những kết quả thực nghiệm của Baxter (1995) và mô hình vĩ mô mới về nền kinh tế mở
(NOEM) của Obstfeld và Rogoff (1995) và Betts và Devereux (2000a) cũng cho thấy sự tăng chi

GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 11

tiêu Chính phủ và tăng chuyển nhượng ròng Chính phủ sẽ cải thiện tài khoản vãng lai và làm
giảm giá trị đồng nội tệ trong tỷ giá thực, điều này phù hợp với những kết quả ban đầu của Tác
giả về thâm hụt ngân sách Chính phủ. Tác giả cũng nhận ra rằng sự giảm đầu tư và tăng tiết kiệm
tư cũng đóng góp vào việc cải thiện tài khoản vãng lai. Những kết quả này không dễ giải thích
bằng những mô hình phân tích đã có.
4.1.6. Phân tích sự cùng biến động
Trong phần này, Tác giả sẽ nghiên cứu một cách có hệ thống đặc điểm cùng biến động của
ngân sách Chính phủ, tài khoản vãng lai và tỷ giá thực, được sinh ra bởi từng cú sốc cấu trúc.
Tác giả sẽ phân tích, ví dụ, loại sốc nào có thể dẫn đến "bộ đôi thâm hụt" hoặc "bộ đôi đối
nghịch" và từng cú sốc đóng góp bao nhiêu vào đặc tính cùng biến động này. Mặc dù những hàm
đáp ứng xung cung cấp một số thông tin về đặc tính cùng biến động, Tác giả áp dụng thêm
phương pháp phân tích phương sai sai số dự báo tổng quát được phát triển bởi Kim (2006) để tìm
ra vai trò chính xác của từng cú sốc cấu trúc trong việc giải thích đặc tính cùng biến động.
Bảng 3
Phân tích sự cùng biến động
Thời gian Tương quan không điều kiện Cú sốc Tương quan có điều kiện Phân tích tương quan Phân tích hiệp phương sai
(1) CUR và GOV
4 quý 0.42(0.31,0.51) RGDP 0.97(0.90,0.98) 0.33(0.23,0.39) 78.0 (60.2,95.1)
GOV 0.70(0.27,0.83) 0.10(0.16,0.03) 22.7(7.4,36.1)
CUR 0.25(− 0.14,0.58) 0.02(− 0.01, 0.06) 4.4 (− 3.4, 15.8)
RIR 0.52(− 0.46,0.89) 0.01(− 0.01, 0.03) 1.6 (− 1.5, 6.2)
RER − 0.98 (− 0.47,− 0.97) − 0.03 (− 0.04,− 0.01) − 6.8 (− 13.0,− 1.2)
8 quý 0.34(0.48,0.18) RGDP 0.98(0.92,0.98) 0.40(0.27,0.45) 117.5(83.6,167.0)
GOV 0.63(0.01,0.79) 0.06(0.00,0.10) 16.4(0.4,34.2)
CUR 0.05(− 0.24,0.55) 0.00(− 0.02, 0.04) 0.7(− 8.9, 16.0)
RIR 0.30(− 0.39,0.72) 0.01(− 0.01, 0.03) 1.8(−2.9, 9.9)
RER − 0.97 (− 0.97,− 0.73) − 0.12 (−0.17,−0.05) − 36.4 (− 76.5,− 10.0)

(2) RER và GOV
4 quý 0.09(− 0.05,0.22) RGDP 0.99(0.79,0.99) 0.14(0.04,0.21) 153.5(− 75.4,195.6)
GOV 0.93(0.20,0.94) 0.14(0.09,0.25) 97.5(− 31.4,139.9)
CUR 0.11(− 0.69,0.69) 0.00(− 0.01, 0.01) 1.1(− 10.1,12.7)
RIR − 0.36 (− 0.81,0.62) − 0.01 (− 0.03, 0.01) − 9.6 (− 32.3,27.8)
RER − 0.85 (− 0.87,− 0.72) − 0.13 (− 0.18,− 0.05) − 142.6 (− 202,185)
8 quý 0.05(− 0.14,0.25) RGDP 0.93(0.78,0.96) 0.22(0.09,0.31) 404.8(− 195,259)
GOV 0.84(0.10,0.87) 0.07(0.00,0.11) 120.5(− 44.8,102.4)
CUR 0.41(− 0.65,0.73) 0.00(− 0.01, 0.02) 9.0(− 9.3, 16.5)
RIR − 0.82 (− 0.90,− 0.03) − 0.01 (− 0.03, 0.01) − 73.9(− 49.7,59.1)
RER − 0.90(− 0.91,− 0.75) − 0.20 (− 0.26,− 0.08) − 260.4 (− 219,252)
Bảng 3 cho thấy kết quả phân tích đặc tính cùng biến động của tài khoản vãng lai và thâm
hụt ngân sách Chính phủ với dải xác suất 68%. Cột 1 cho thấy khoảng thời gian dự báo, cột 2 là
hệ số tương quan không điều kiện của sai số dự báo (nghĩa là tính đến tác động của tất cả các cú
sốc), cột 3 là tên từng cú sốc, cột 4 là hệ số tương quan có điều kiện (nghĩa là chỉ tính đến tác
động của 1 cú sốc), cột 5 là phân tích hệ số tương quan - thể hiện vai trò của từng cú sốc cấu trúc
trong việc giải thích hệ số tương quan không điều kiện (vai trò của từng cú sốc đóng góp vào hệ
số tương quan không điều kiện), và cột 6 thể hiện tỷ lệ % đóng góp của từng cú sốc trong việc
giải thích hiệp phương sai không điều kiện (vai trò của các cú sốc cộng lại là 100%).
Hệ số tương quan không điều kiện của sai số dự báo đối với tài khoản vãng lai và thâm
hụt ngân sách trong 4 và 8 quý lần lượt là 0.42 và 0.34. Hệ số tương quan dương này cho thấy
trong ngắn và trung hạn, thâm hụt ngân sách Chính phủ và tài khoản vãng lai có xu hướng biến
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 12

đổi cùng chiều ("bộ đôi đối nghịch"). Cú sốc RGDP tạo ra mối tương quan xác định gần như
hoàn toàn ("bộ đôi đối nghịch") là 0.97 và 0.98 lần lượt trong 4 và 8 quý. Cú sốc GOV cũng
cho thấy một mối tương quan xác định cao ("bộ đôi đối nghịch") là 0.70 và 0.63 lần lượt
trong 4 và 8 quý. Những cú sốc về CUR và RIR cũng cho ra những mối tương quan xác

định trong khi cú sốc về RER lại cho thấy mối tương quan phủ định.
Nhìn chung, sự cùng biến động cùng chiều (hay cùng biến động không điều kiện) chủ yếu là
kết quả của những cú sốc đầu ra: trong hệ số tương quan, sự đóng góp của đầu ra là 0.33 trong
0.42 (chiếm 78%), và là 0.40 trong 0.34 (chiếm 117.5%) lần lượt trong 4 và 8 quý. Cú sốc thâm
hụt ngân sách cũng đóng góp 0.10 trong 0.42 (chiếm 22.7%) và 0.06 trong 0.34 (chiếm 16.4%)
lần lượt trong 4 và 8 quý. Vì vậy, chúng ta có thể kết luận rằng cú sốc đầu ra là nguyên nhân
quan trọng nhất dẫn đến hiện tượng "bộ đôi đối nghịch" mà chúng ta quan sát thấy thông qua dữ
liệu. Nhưng trong một chừng mực nhất định, cú sốc thâm hụt ngân sách cũng góp phần tạo nên
"bộ đôi đối nghịch".
Bảng 3 (2) cho thấy kết quả phân tích cùng biến động của tỷ giá thực và thâm hụt ngân
sách Chính phủ. Hê số tương quan không điều kiện của sai số dự báo lần lượt là 0.09 và 0.05
trong 4 và 8 quý. Cú sốc RGDP và GOV sinh ra một mối tương quan xác định cao và nó được
bù đắp bằng một mối tương quan phủ định cao được sinh ra bới những cú sốc RIR và RER. Mối
tương quan không điều kiện có ý nghĩa với mức xác suất 68%. Trong 4 quý, cú sốc GOV và
RGDP có vai trò ngang nhau trong việc giải thích sự biến đổi cùng chiều của RER và
GOV; còn trong 8 quý, mức đóng góp của cú sốc RGDP lớn hơn đóng góp của cú sốc GOV.
4.2. Kiểm định mở rộng và kiểm định tính chắc chắn của mô hình
4.2.1 Sử dụng các định nghĩa khác nhau của biến, các mô hình nhận dạng khác nhau
và những mô hình mở rộng
Tác giả kiểm định độ chắc chắn của những kết quả chính trong những khía cạnh
khác nhau. Đầu tiên, Tác giả kiểm định rằng những kết quả của Tác giả có chắc chắn hay
không dưới những định nghĩa khác nhau của thâm hụt/cân đối ngân sách chính phủ và những
thành phần ngân sách chính phủ. Thứ hai, Tác giả thử với những định nghĩa thay thế của tỷ giá
thực có hiệu lực. Thứ ba, Tác giả xem xét thay thế các giả thuyết xác định bằng cách thay đổi
cách sắp xếp những biến trong mô hình. Thứ tư, Tác giả xem xét các phương pháp khác để tính
lãi suất thực. Thứ năm, Tác giả thử nghiệm các cách đo lường khác của tài khoản vãng lai.
Trong mọi trường hợp, tài khoản vãng lai được cải thiện, đồng nội tệ giảm giá trị, các tác động
trong ngắn hạn thì có ý nghĩa ở mức xác suất 68%. Trong nhiều trường hợp, sự giảm giá trị đồng
nội tệ có ý nghĩa tại mức xác suất 68%, thậm chí là trong dài hạn.
Tác giả cũng xem xét một số mô hình mở rộng. Trước tiên, Tác giả xây dựng một mô

hình có sáu biến bao gồm thêm một biến, ví dụ như nợ công ("Debt" trong biểu đồ 6) và chênh
lệch kỳ hạn ("Spread"). Thứ hai, Tác giả xem xét một mô hình bao gồm một sự đo lường thâm
hụt ngân sách sơ cấp do cấu trúc ("Structural"), trong đó loại trừ những thành phần có tính chu
kỳ của thâm hụt ngân sách sơ cấp. Thâm hụt ngân sách được hồi quy theo biến đầu ra mang tính
chu kỳ và phần dư được sử dụng như thâm hụt ngân sách sơ cấp do cấu trúc. Để tính biến đầu ra
theo chu kì, chúng tôi sử dụng hai phương thức đo lường xu hướng đầu ra, một từ ngân sách văn
phòng quốc hội (CBO) và phương pháp còn lại là sử dụng Hodrick–Prescott filter (“HP”).
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 13

Biểu đồ 6. Kiểm định mở rộng. Đồ thị cho thấy những đáp ứng xung đối với những cú sốc thâm hụt ngân sách có
cùng một độ lệch chuẩn với những dải có cùng một sai số chuẩn qua bốn năm trong những mô hình mở rộng khác
nhau. Đồ thị trong hai cột đầu tiên cho thấy phản ứng của tài khoản vãng lai (% của GDP) trong khi hai cột cuối
cho thấy phản ứng của tỷ giá thực có hiệu lực(%) “Debt”, VAR” “Spread”, “Structural,” “Deviations”, và
“7VAR” lần lượt là mô hình với nợ công, mô hình với chênh lệch kỳ hạn, mô hình với thâm hụt sơ cấp do cấu trúc,
mô hình 5 biến sử dụng độ lệch từ các biến nước ngoài, và mô hình 7 biến bao gồm các biến nước ngoài.

Cuối cùng, tỷ giá thực và tài khoản vãng lai của Mỹ đại diện cho một mối quan hệ kinh tế
giữa Mỹ và phần còn lại của thế giới. Tuy nhiên, mô hình VAR cơ bản có thể không nắm bắt
đúng những điều kiện kinh tế nước ngoài vì nó không bao gồm những biến nước ngoài. Để kiểm
soát những biến nước ngoài này, Tác giả xây dựng hai mô hình mở rộng. Đầu tiên, Tác giả xây
dựng một mô hình mà bao gồm trong đó mỗi biến là độ lệch của nó so với con số tổng của các
nước G5 trừ Mỹ ("Deviations"). Mô hình bao gồm những biến sau đây, {RGDP- RGDP
*
, GOV-
GOV
*
, TB5, RIR- RIR
*
, RER5}, với RGDP

*
là log của GDP thực của các nước G5 trừ Mỹ.
GOV
*
là tỷ lệ của thâm hụt ngân sách trên GDP của các nước G5 trừ Mỹ. TB5 là tỷ số cán cân
thương mại của Mỹ đối với các nước G5 trừ Mỹ trên GDP của Mỹ (ở đây cán cân thương mại
được sử dụng thay cho tài khoản vãng lai ); RER5 là tỷ giá thực có hiệu lực của Mỹ đối với các
nước G5 trừ Mỹ; và những biến ngoại sinh cùng thời được đặt lên đầu. Thứ hai, mô hình trước
đây hữu ích nhưng giới hạn trong mô hình là đã không tách rời những tác động của những cú sốc
thâm hụt ngân sách Mỹ khỏi những cú sốc thâm hụt ngân sách từ các nước khác. Vì thế, Tác giả
xây dựng một mô hình khác đã tách rời thâm hụt ngân sách của Mỹ và thâm hụt ngân sách của
các nước khác ("7VAR"). Những biến trong mô hình này là {RGDP, RGDP
*
, GOV
*
, GOV, TB5,
RIR–RIR
*
, RER5}, trong đó những biến ngoại sinh cùng thời được đặt đầu tiên. Chú ý rằng
GOV
*
được đặt trước GOV để xác định những cú sốc thâm hụt ngân sách của Mỹ mà không
tương quan với sự thay đổi trong thâm hụt ngân sách của những nước khác. Thêm vào đó, RGDP
và RGDP
*
cũng được tính riêng để xây dựng cú sốc thâm hụt ngân sách Mỹ bằng cách điều chỉnh
một cách phù hợp cú sốc RGDP.
Biểu đồ 6 báo cáo các kết quả cho các mô hình mở rộng này. Các đồ thị trong hai cột đầu
tiên cho thấy phản ứng của tài khoản vãng lai trong khi các đồ thị trong hai cột cột cuối thể hiện
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 14

phản ứng của tỷ giá thực. Trong hầu hết trường hợp, tài khoản vãng lai được cải thiện và tỷ giá
thực giảm (đồng nội tệ tăng giá trị). Trong ngắn hạn những hiệu ứng này có ý nghĩa ở mức xác
suất 68% trong hầu hết các trường hợp.
4.2.2 Những thử nghiệm sâu về các thành phần của ngân sách chính phủ
Trong mục này, Tác giả kiểm định sâu hơn những tác động của hai thành phần này bằng
việc sử dụng những phương pháp khác. Đầu tiên, Tác giả xem xét một mô hình nhận dạng phi
đệ quy ("Non-Recursive") trong đó có cả chi tiêu của chính phủ và chuyển nhượng ròng được
bao gồm trong một mô hình. {GOV1, GOV2, RGDP, CUR, RIR, RER} được bao gồm trong mô
hình, trong đó chi tiêu thực của chính phủ được sử dụng như GOV1 và tỉ số chuyển nhượng ròng
trên GDP được sử dụng như GOV2. Trong mô hình này, những tác động cùng thời của chi tiêu
chính phủ và chuyển nhượng ròng lên mức đầu ra, cũng như những tác động cùng thời của mức
đầu ra lên chuyển nhượng ròng, đều được tính đến.
Thứ hai, một số nghiên cứu trước đây sử dụng những biến giả để nhận dạng những cú
sốc chi tiêu mua sắm của chính phủ. Dựa vào những mô hình của Ramey và Shapiro, 1997;
Edelberg v.v , 1999 đã xây dựng một mô hình VAR và xác định những cú sốc ngoại sinh đối
với những sự mua sắm chính phủ với những biến giả từ mô hình Ramey – Shapiro. Chúng bao
gồm bốn biến cơ bản trong mô hình, log của GDP thực, lãi suất trái phiếu kho bạc ba tháng, log
của chỉ số giá cả sản xuất nhiên liệu thô, và log của chi tiêu quốc phòng thực tính theo phương
pháp của Ramey – Shapiro, cũng như một biến bổ sung tùy ý. Tác giả sử dụng mô hình
Edelberg, Eichenbaum, và của Fisher ("EEF") để kiểm định tác động của cú sốc chi tiêu mua
sắm chính phủ lên tài khoản vãng lai. Tác giả đã bao gồm thêm hai biến chi tiêu mua sắm chính
phủ và tài khoản vãng lai vào bốn biến cơ bản được dùng bởi EEF. Chi tiêu mua sắm chính phủ
được thêm vào để suy luận bản chất của những cú sốc bằng việc kiểm định những phản ứng của
chi tiêu mua sắm chính phủ. Tài khoản vãng lai được thêm vào để kiểm định tác động của những
cú sốc lên tài khoản vãng lai, và đó là chủ đề chính của mối quan tâm trong nghiên cứu này. Thời
kỳ ước lượng (1948 - 1996) là cũng tương tự như trong mô hình EEF.
Biểu đồ 7. Thử nghiệm mở rộng. Những đồ thị cho thấy những đáp ứng xung với những dải có cùng một sai số
chuẩn qua bốn năm. Các đồ thị trong cột đầu tiên và cột thứ hai lần lượt là các phản ứng đối với những cú sốc chi

tiêu thực của chính phủ (“GOV,” %) và những cú sốc chuyển nhượng ròng (“NTRANS”, % GDP) có cùng một độ
lệch chuẩn trong mô hình phi đệ quy. Những đồ thị trong cột ba và cột bốn thể hiện các phản ứng đối với những cú
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 15

sốc chi tiêu mua sắm chính phủ trong mô hình với những biến giả tài khóa. “CUR”, “RER”, “G Spend”, “RGDP”,
“G Mill Spend”, “TBR”, và “PPIF” lần lượt là tài khoản vãng lai (% GDP), tỷ giá thực (%), chi tiêu thực của
chính phủ (%), GDP thực (%), chi tiêu quốc phòng thực của chính phủ (%), lãi suất trái phiếu kho bạc ba tháng
(điểm % ), và chỉ số giá cả sản xuất của nhiên liệu thô (%.)
Biểu đồ 7 minh hoạ kết quả. Cột đầu tiên, là “phi đệ quy” cho thấy các kết quả từ các mô
hình phi đệ quy. Tại đầu mỗi đồ thị là tên của những cú sốc (hoặc chi tiêu của chính phủ
("GOVS"), hoặc chuyển nhượng ròng ("TRANS")) và tên biến phản ứng lại. Cột thứ hai cho
thấy những tác động của những biến giả tài khóa từ mô hình mở rộng EEF. Tên của biến phản
ứng được ghi trên đầu mỗi đồ thị.
Trong mọi trường hợp, sự cải thiện tài khoản vãng lai và sự mất giá đồng nội tệ trong tỷ giá
thực được tìm thấy. Như trong những mô hình trước đây, tác động của những cú sốc chi tiêu
chính phủ lên tài khoản vãng lai có xu hướng ổn định hơn tác động của cú sốc chuyển nhượng
ròng. Trong mô hình EEF, tài khoản vãng lai xấu đi trong giai đoạn đầu tiên. Nó dường như là
kết quả từ sự giảm xuống ban đầu trong chi tiêu mua sắm chính phủ (biểu thị trong hàng đầu
tiên). Từ giai đoạn kế tiếp trở đi, chi tiêu mua sắm chính phủ bắt đầu tăng và tài khoản vãng lai
cũng bắt đầu cải thiện. Do vậy kết quả dường như là phù hợp với kết quả trước đó, tức là việc
tăng chi tiêu mua sắm chính phủ sẽ cải thiện tài khoản vãng lai một cách mạnh mẽ và liên tục.
Cuối cùng, một nghiên cứu gần đây của Monacelli and Perotti (2006) chỉ trích mô hình cơ
bản của tác giả vì hai lý do chính: (1) những tác động cùng thời của cú sốc thâm hụt ngân sách
lên đầu ra không được kể đến trong hệ thống. Điều này có thể gây ra một khuynh hướng lệch lạc
trong những kết quả thực nghiệm được đưa ra, đó là cú sốc chi tiêu chính phủ có vẻ như có ảnh
hưởng đến đầu ra ngay lập tức. (2) GDP là một biến nội sinh và không nên xuất hiện trong mẫu
thức của các biến tài khóa mà chúng tôi đã nghiên cứu. Tuy nhiên, những kết quả chính của
chúng tôi có sự vững chắc với hai chỉ trích trên, vì kết quả thực nghiệm của chúng tôi vững chắc
về mặt định tính dưới những đặc tính thực nghiệm có thể thay thế, những đặc tính này có tính

đến tác động cùng thời của cú sốc thâm hụt ngân sách lên đầu ra và những đặc tính này sử dụng
những biến tài khóa được đo bằng giá trị thực (không tính theo % GDP).
5. Kết luận
Trong bài nghiên cứu này, Tác giả đã kiểm định những tác động của cú sốc thâm hụt ngân
sách lên tài khoản vãng lai và tỷ giá thực tại Mỹ, dựa trên mô hình VAR, trong thời kỳ chế độ tỷ
giá linh hoạt. Mô hình thực nghiệm đã nhận dạng những cú sốc thâm hụt ngân sách sau khi kiểm
soát những nguồn gây ra biến động nội sinh trong ngân sách, như là những cú sốc đầu ra.
Những kết quả thực nghiệm đã chỉ ra rằng thâm hụt ngân sách làm tăng tài khoản vãng lai và
làm giảm giá trị đồng nội tệ trong tỷ giá thực trong ngắn hạn. Những kết quả này đi ngược lại với
những dự báo của hầu hết các mô hình lý thuyết. Phát hiện này thì vững chắc dưới nhiều đặc tính
kỹ thuật khác nhau – những đo lường thay thế của thâm hụt ngân sách, những giả định nhận
dạng thay thế, các thành phần khác nhau của ngân sách chính phủ, và những mô hình thực
nghiệm thay thế.
Những kết quả trình bày trong bài nghiên cứu này cũng chỉ ra rằng “bộ đôi đối nghịch”, hơn
là “bộ đôi thâm hụt”, dường như là mẫu hình thường xuyên hơn trong dữ liệu. Một sự chuyển
động nghịch nhau của cân đối ngân sách và tài khoản vãng lai được kỳ vọng sẽ xảy ra khi có
những cú sốc mang tính chu kỳ của đầu ra hay năng suất sản xuất. Thật sự, hầu hết sự đồng biến
của cân đối ngân sách và cán cân tài khoản vãng lai dường như là do những cú sốc của đầu ra và
năng suất sản xuất. Tuy nhiên, “bộ đôi đối nghịch” vẫn xảy ra, thậm chí khi chúng ta xem xét
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 16

những cú sốc tài khóa do yếu tố ngoại sinh gây ra. Trong khi đóng góp từ những cú sốc tài khóa
gây ra bởi yếu tố ngoại sinh đối với hiện tượng “bộ đôi đối nghịch” thì tương đối nhỏ, nếu so với
đóng góp của cú sốc đầu ra, những kết quả này cho thấy sự cần thiết phải xem xét lại những phân
tích chính sách tài khoá tác động như thế nào lên tài khoản vãng lai.
Những nghiên cứu lý thuyết trong tương lai cố gắng nối kết những phát hiện trong bài
viết này sẽ cho ra nhiều kết quả, cũng như những nghiên cứu thực nghiệm trong tương lai
cố gắng làm sáng tỏ cơ chế hấp thụ các chính sách từ Chính phủ của nền kinh tế.

GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 17

TÀI LIỆU THAM KHẢO
King, R.G., Rebelo, S.T., 1999. Resuscitating real business cycles. In: Taylor, J.B., Woodford,
M. (Eds.), Handbook of Macroeconomics, vol. 1B.
North-Holland, Amsterdam, pp. 927–1007.
Kollmann, R., 1998. U.S. trade balance dynamics: the role of fiscal policy and productivity
shocks and of financial market linkages. Journal of

International Money and Finance 17, 637–669.
Leeper, E.M., 1991. Equilibria under „active‟ and „passive‟ monetary and fiscal policies. Journal
of Monetary Economics 27, 129–147.
Leeper, E.M., Sims, C.A., Zha, T., 1996. What does monetary policy do? Brookings Papers on
Economic Activity 2, 1–63.
Mendoza, E., 1991. Real business cycles in a small open economy. American Economic Review
81, 797–818.
McKibbin, S.J., Sachs, J.D., 1991. Global Linkages: Macroeconomic Interdependence and
Cooperation in the World Economy. Brookings
Institution, Washington D.C.
Monacelli, T., Perotti, R., 2006. Fiscal Policy, the Trade Balance and the Real Exchange Rate:
Implications for International Risk Sharing. Working
Paper, IGIER.
Mountford, A., Uhlig, H., 2002. What are the Effects of Fiscal Policy Shocks? Tilburg
University, Center for Economic Research Discussion paper
2002–31.
Müller, G.J., 2005. Understanding the Dynamic Effects of Government Spending on Foreign
Trade. Working Paper, European University Institute.
Ramey, V., Shapiro, M., 1997. Costly capital reallocation and the effects of government
spending. Carnegie Rochester Conference on Public Policy
48, 145–194.
Rogers, J.H., 1999. Monetary shocks and real exchange rates. Journal of International Economics
49, 269–288.
Sachs, J.D., 1982. The current account in the macroeconomic adjustment process. Scandinavian
Journal of Economics 84, 147–159.
Sims, C.A., 1980. Macroeconomics and reality. Econometrica 48, 1–48.
Sims, C.A., 1988. Bayesian skepticism on unit root econometrics. Journal of Economic
Dynamics and Control 12, 463–474.
Sims, C.A., Uhlig, H., 1991. Understanding unit rooters: a helicopter tour. Econometrica 59,
1591–1599.

Sims, C.A., Zha, T., 2006. Does monetary policy generate recessions? Macroeconomic
Dynamics 10, 231–272.
Stockman, A.C., 1987. The Equilibrium Approach to Exchange Rates. Economic Review,
March/April, 12–30.
Taylor, J.B., 1993. Macroeconomic Policy in a World Economy: From Econometric Design to
Practical Operation. W. W. Norton & Company, New
York, NY.
GVHD: TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm 6_NH Ngày 2 K21 18

Woodford, M., 1995. Price level determinacy without control of a monetary aggregate.
Carnegie–Rochester Conference Series on Public Policy 43,
1–46.
Woodford, M., 1996. Control of the Public Debt: A Requirement for Price Stability? NBER
Working Paper No. 5684.