CHƯƠNG 1 .GIỚI THIỆU
2.1 KHUNG LÝ THUYẾT VỀ TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH TIỀN
2.1.5 Mơ hình kinh doanh chuẩn theo quan điểm của kinh tế học New
New Keyness
Giả sử các thành phần trong nền kinh tế gồm có: các trung gian tài chính (ngân hàng), các hộ gia đình và các doanh nghiệp.
Hành vi của các trung gian tài chính (ngân hàng) tối đa hóa lợi nhuận. Các giả sử: tài sản duy nhất trong nền kinh tế là trái phiếu Bt phi rủi ro, mệnh giá cố định, thanh toán nợ gốc và lãi một lần khi đáo h n với lãi suất Rt. Các hộ gia đình khơng thể mua trực tiếp trái phiếu mà phải gửi tiền thơng qua các trung gian tài chính. Cụ thể, họ gửi tiền Dt vào các trung gian tài chính với lãi suất RtD
và các trung gian tài chính dùng các khoản tiền này để đầu tư vào trái phiếu. Các trung gian tài chính (ngân hàng) khơng có động cơ để dự trữ tiền nên dùng tất cả số tiền này đầu tư vào trái phiếu như vậy Dt = Bt
Như vậy hàm lợi nhuận của các trung gian tài chình được biều hiện như sau:
Profit = Rt x Bt -t x RtD x Dt. Trong đó t > 1 đ i diện cho chi phí ho t động của các trung gian tài chính và giả định rằng.
(
( ) ) ( )
Với 0 > 0, > 0, giá trị 0 được chon sao cho t > 1
Với các giả định trên, ta ước lượng gần đúng logarit tuyến tính (log-linear) của điều kiện cần thiết để ngân hàng tối đa hóa lợi nhuận, ta được:
Trong đó, các biến mũ phản ánh tỷ lệ phần trăm thay đ i so với mức n định. Chúng ta nhận thấy rằng: thể hiện hiệu ứng truyền dẫn trực tiếp từ lãi suất trái phiếu – được giả định là lãi suất mục tiêu của chính sách tiền tệ và hiển thị tính ỳ của lãi suất tiền gửi (độ trễ tác động từ lãi suất tiền gửi kỳ trước).
Hành vi của các hộ gia đình:
Các hộ gia đình tối đa hóa hữu dụng kỳ vọng suốt đời:
∑ (
) ( )
Trong đó:
> 0, > 0. là hệ số xác định độ co giãn thay thế của tăng trưởng tiêu dùng đối với tiết kiệm, là hệ số xác định độ co giãn của cung lao động, là hệ số chiết khấu, Ct phản ánh tiêu dùng với một r hàng hóa ở thời kỳ t, Lt phản ánh cung lao động ở thời kỳ t. Trong tiêu dùng, hàng hóa Ct được tính theo hàm t ng CES là độ co giãn của sự thay thế không đ i (Constant Elasticity of Substitution) của lượng tiêu thụ các hàng hóa khác nhau, Ct (t) cụ thể:
(2.5)
Với i (0,1) và là độ co giãn của sự thay thế giữa các hàng hóa của các doanh nghiệp sản xuất.
Các hộ gia đình bắt đầu kỳ h n gửi tiền mới (kỳ t) với số dư tiền gửi ngân hàng ở cuối kỳ trước Dt-1. Các hộ gia đình cung ứng Lt đơn vị lao động
(thường là thời gian lao động) ứng với mức lương danh nghĩa Wt. Ngồi ra, một số hộ gia đình đ i diện sở hữu các doanh nghiệp và các trung gian tài chính, dẫn đến thu nhập họ nhận được cịn có c tức t. Do đó các khoản tiền gửi vào cuối kỳ có thể được tính bằng:
Dt = WtLt + RtD Dt-1 – PtCt + ∏t (2.6)
Trong đó: Pt phản ánh chỉ số giá t ng hợp, t phản ánh c tức được chia vào cuối kỳ h n.
Cuối cùng các hành vi của các hộ gia đình được trình bày ngắn gọn qua phương trình tiêu dùng Euler thơng thường và phương trình cung lao động: ̂ ( ̂ ( ̂ )) ( ̂ ) ( )
̂ ̂ ̂ ̂ ( )
Với t = log(Pt) – log(Pt-1) là tỷ lệ l m phát. Hành vi của các doanh nghiệp:
Lĩnh vực sản xuất kinh doanh của nền kinh tế bao gồm chuỗi các doanh nghiệp c nh tranh độc quyền được tiêu chuẩn hóa thành đơn vị đ i chúng (đồng nhất):
Doanh nghiệp i thuê lượng lao động Hit. Sản lượng đầu ra sản xuất bởi doanh nghiệp i được tính: Yit = Hit1-
Hơn nữa, chúng ta giả định rằng tồn t i sự thiết lập giá lệch pha (staggered price) (mức giá đề cập ở đây là giá bán sản phẩm) và l m phát phụ thuộc vào giá trị lịch sử. Cụ thể:
mức giá hiện t i một cách tối ưu (1-), phần còn l i tuân thủ theo quy luật neo giá quá khứ (backward looking rule) (điều chỉnh mức giá chỉ dựa trên các dữ liệu và kinh nghiệm trong quá khứ).
Từ các giả định về hành vi thiết lập mức giá của các doanh nghiệp. Gali và cộng sự (2001) đề xuất một d ng đường cong Phillips có phương trình:
̂ ̂ ̂ ̂ (2.9)
Trong đó:
( )( )( )( )
( ( )) ( ( ) )
mct phản ánh chi phí biên thực trung bình. Áp dụng các điều kiện cân bằng thị trường:
Yt = Ct cân bằng thị trường hàng hóa và từ đó dựng nên phương trình đường IS
Ht = Lt cân bằng thị trường lao động và phương trình cung lao động 2.8. Biến đ i mơ hình logarit tuyến tính (2.7) và (2.9) ta được:
̂ ( ̂ ( ̂ )) ( ̂ ) ( ) ̂ ̂ ̂ ̂ ( ) Với = - 1 + .
Trong đó: là hệ số xác định độ co giãn thay thế của tăng trưởng tiêu dùng với tiết kiệm,
là hệ số xác định độ co giãn của cung lao động. 1- là độ co giãn của sản lượng theo lao động.
Phương trình đánh đ i (Intertemporal) IS (2.10) và phương trình đường cong Phillips (2.11) t o thành mô hình cơ sở, được sử dụng rộng rãi để đánh giá chính sách tiền tệ (theo Clarida và cộng sự, 1999).
Từ phương trình (2.3), đặt 1 = và 2 = 1. Ta được phương trình biến động của lãi suất tiền gửi:
̂ ̂ ̂ ( ) Trong đó:
1 phản ánh hiệu ứng truyền dẫn trực tiếp từ lãi suất chính sách đến lãi suất tiền gửi t i thời kỳ t.
2 phản ánh mức quán tính (tính ỳ) của lãi suất tiền gửi (tác động truyền dẫn từ lãi suất tiền gửi kỳ trước).
Phản ứng của chính sách tiền tệ: Nhằm mơ tả một cách đầy đủ các điểm cân bằng động (equilibrium dynamics) trong mơ hình, tác giả đưa vào một quy luật lãi suất nhằm mơ tả chính sách tiền tệ.
Giả định rằng, chính sách tiền tệ nhắm đến điều chỉnh lãi suất trái phiếu Rt: ̂ ̂ ( )( ̂ ̂) ( )
Trong đó:
Rt là lãi suất trái phiếu cũng chính là lãi suất mục tiêu của chính sách tiền tệ. phản ánh mức quán tính (tính ỳ) của chính sách tiền tệ (ảnh hưởng của lãi suất trái phiếu thời kỳ trước).
y mơ tả phản ứng của lãi suất chính sách lần lượt đối với l m phát và sản lượng.
Ảnh hưởng của của truyền dẫn lãi suất đến đặc tính cân bằng dựa trên điều kiện có nghiệm của hệ phương trình từ (2.10) đến (2.13) với các biến chính là
Hệ phương trình (10) – (13) có thể được viết l i dưới d ng ma trận: A x Et (Ut + 1) = B x ut
Trong đó: [ ̂ ̂ ̂ ̂ ]
A và B là ma trận hệ số với các phần tử là hàm của các tham số cấu trúc được xác lập trong mỗi phương trình từ (2.10) đến (2.13). Tính xác định hay sự n định của tr ng thái cân bằng với kỳ vọng hợp lý (rational expections equilibrium) tương ứng với trường hợp số lượng các biến đặc trưng của ma trận A-1B bên ngồi vịng đơn vị bằng với số lượng biến đã xác định.