intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Tiểu luận: Chính sách tài khóa và tăng trưởng: bằng chứng từ các nước Oced - Fiscal policy and growth: evidence from Oecd countries

Chia sẻ: Hgnvh Hgnvh | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:24

Thêm vào BST
Báo xấu
88
lượt xem 14
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tiểu luận: Chính sách tài khóa và tăng trưởng: bằng chứng từ các nước Oced - Fiscal policy and growth: evidence from Oecd countries nhằm giới thiệu lý thuyết dự án, bằng chứng thực nghiệm hiện có, phương pháp luận thực nghiệm và kết quả, dữ liệu và phương pháp luận.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tiểu luận: Chính sách tài khóa và tăng trưởng: bằng chứng từ các nước Oced - Fiscal policy and growth: evidence from Oecd countries

  1. Tiểu luận Tài chính công Tiểu luận CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNG: BẰNG CHỨNG TỪ CÁC NƯỚC OCED FISCAL POLICY AND GROWTH: EVIDENCE FROM OECD COUNTRIES (Richard Kneller , Michael F. Bleaney , Norman Gemmell) Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 1
  2. Tiểu luận Tài chính công MỤC LỤC 1. Giới thiệu: ....................................................................................................................... 3 2. Lý thuyết dự đoán:........................................................................................................ 5 3. Bằng chứng thực nghiệm hiện có : ............................................................................ 7 4. Phương pháp luận thực nghiệm và kết quả: ........................................................... 7 4.1. Dữ liệu và phương pháp luận:................................................................................. 9 4.2. Kết quả thực nghiệm:............................................................................................. 13 4.3 Kiểm định robustness:............................................................................................. 15 4.3.1 GDP ban đầu: .................................................................................................. 16 4.3.2 Thay đổi kỳ 5 năm:........................................................................................... 16 4.3.3. Ước tính biến công cụ:.................................................................................... 19 4.3.4. Phân loại lại các biến tài chính..................................................................... 20 5. Kết luận :....................................................................................................................... 22 Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 2
  3. Tiểu luận Tài chính công CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNG: BẰNG CHỨNG TỪ CÁC NƯỚC OCED FISCAL POLICY AND GROWTH: EVIDENCE FROM OECD COUNTRIES (Richard Kneller , Michael F. Bleaney , Norman Gemmell) Phải chăng bằng chứng phù hợp với những dự đoán của các mô hình tăng trưởng nội tại cho rằng cấu trúc thuế và chi tiêu công có thể ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng ổn định? Nhiều nghiên cứu trước đây cần phải được đánh giá xem xét lại vì đã bỏ qua độ lệch liên quan đến việc không nêu đầy đủ chi tiết của giới hạn ngân sách chính phủ. Chúng tôi chỉ ra rằng những độ lệch này là trọng yếu và điều chỉnh chúng, tìm kiếm cơ sở vững chắc cho mô hình Barro (1990, Chi tiêu của chính phủ trong một mô hình tăng trưởng nội sinh. Tạp chí Chính trị Nền kinh tế 98 (1), S103-117, cho một nhóm 22 quốc gia OECD, 1970-1995. Đặc biệt chúng tôi tìm thấy (1)thuế gây bóp méo kìm hã m tăng trưởng, trong khi thuế không gây bóp méo thì không, và (2)Chi tiêu chính phủ vào sản xuất đẩy mạnh tăng trưởng, trong khi chi tiêu phi sản xuất không có tác dụng đối với tăng trưởng. 1. Giới thiệu: Tỷ lệ phân chia các khoản chi tiêu chính phủ, hoặc các thành phần của chi phí và doanh thu có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng trong dài hạn hay không? Theo các mô hình tăng trưởng tân cổ điển của Solow (1956) và Swan (1956), câu trả lời phần lớn là "không". Ngay cả khi chính phủ có thể tác động đến tốc độ tăng trưởng dân số, ví dụ như giảm tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh hoặc khuyến khích sinh đẻ, những điều trên không ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng dài hạn của thu nhập bình quân trên đầu người. Trong các mô hình này, thuế và các biện pháp chi tiêu ảnh hưởng đến tỷ lệ tiết kiệm hoặc khuyến khích đầu tư vốn vào vật chất hay con người cuối cùng ảnh hưởng đến tỷ số cân bằng tài chính hơn là tốc độ tăng trưởng bền vững. Ngược lại, trong các mô hình tăng trưởng nội sinh, vốn đầu tư vào con người và vật chất ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng bền vững, và do đó trong các mô hình này, ít nhất một số yếu tố thuế và chi tiêu công đóng vai trò trong quá trình tăng trưởng. Kể từ khi có sự đóng góp tiên phong của Barro (1990), King và Rebelo (1990) và Lucas (1990), một số bài báo đã mở rộng việc phân tích thuế, chi tiêu Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 3
  4. Tiểu luận Tài chính công công và tăng trưởng, chứng minh trong một vài điều kiện khác nhau với các biến tài khóa có thể ảnh hưởng đến tăng trưởng dài hạn (ví dụ, Jones và cộng sự, 1993;. Stokey và Rebelo, 1995;. Mendoza và cộng sự, 1997). Nếu lý thuyết là hợp lý hoàn toàn, tuy nhiên, trên thực tế không phải như vậy. Như Stokey và Rebelo (1995, trang. 519) tuyên bố, '' Những ước tính gần đây của tác động đến tăng trưởng tiềm năng của thuế biến động khá lớn, từ 0 đến 8%’'. Trên thực tế, hầu như không có nghiên cứu đi sâu vào kiểm tra các dự đoán của mô hình tăng trưởng nội sinh đối với các cấu trúc của cả thuế và chi tiêu trong với cách mà chúng tôi làm ở đây ( Devarajan và cộng sự(1996). Chỉ làm như vậy cho vấn đề chi tiêu). Hơn nữa, vài nhà nghiên cứu đã công nhận rằng nghiên cứu một phần (ví dụ như những người tập trung nghiên cứu có chọn lọc chỉ một mặt của ngân sách và bỏ qua những mặt khác) thiên lệch về phương pháp liên kết các tham số ước lượng với các giả định tài chính tiềm ẩn. Điểm này đã được chứng minh bởi Helms (1985), Mofidi và Stone (1990) và Miller và Rus sek (1993) với các bộ dữ liệu khác nhau. Chúng tôi khám phá ý nghĩa của lập luận này cho đặc điểm kỹ thuật hồi quy và cho thấy rằng, nếu điều này bị bỏ qua, sự thiên lệch trong ước lượng về tác động tăng trưởng của các biến tài khóa có thể là đáng kể. Trong bài báo này, chúng tôi kiểm tra những dự đoán cụ thể về chính sách công của mô hình tăng trưởng nội sinh gần đây như Barro (1990) và Mendoza et al. (1997), chú ý cẩn thận để tránh nguồn gốc của thiên lệch vừa được đề cập đến. Sử dụng các tiêu chuẩn đề xuất của các mô hình này để phân loại dữ liệu tài chính, chúng ta xem xét các tác động tăng trưởng của tài chính chính sách đối với một nhóm 22 quốc gia OECD trong giai đoạn 1970-1995. Chúng tôi đã thấy: (i) s ự hỗ trợ đáng kể cho các dự đoán của Barro (1990) đối với các tác động của cấu trúc thuế và chi tiêu đối vớ tăng trưởng; (ii) việc không nêu chi tiết giới hạn ngân sách chính phủ dẫn đến đánh giá các thông số rất khác nhau, như các nghiên cứu trước đó, đã mắc lỗi cơ bản vì không có tính vững, và (iii)Kết quả của chúng tôi là vững trước những thay đổi trong việc phân loại dữ liệu hoặc đặc điểm kỹ thuật hồi quy. Phần còn lại của bài nghiên cứu được tổ chức như sau: Phần 2: Tó m tắt các dự đoán chính sách công của mô hình tăng trưởng nội sinh gần đây và thảo luận sự liên quan của giới hạn ngân sách chính phủ để kiểm tra thực Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 4
  5. Tiểu luận Tài chính công nghiệm. Phần 3: Các nghiên cứu thực nghiệm có liên quan Phần 4: Thảo luận phương pháp thực nghiệm và kết quả cho các ví dụ từ OECD. Phần 5: Kết luận. 2. Lý thuyết dự đoán: Như chúng ta đã biết, chính sách công trong mô hình tăng trưởng tân cổ điển (xem, cho ví dụ, Judd, 1985, Chamley, 1986) ủy thác vai trò của chính sách tài khóa để đưa ra một quyết định mức sản lượng hơn là tỷ lệ tăng trưởng dài hạn. Trạng thái tỷ lệ tăng trưởng ổn định được chi phối bởi các yếu tố ngoại s inh gồm tăng trưởng dân số và tiến bộ kỹ thuật. Trong khi chính sách tài khóa có thể chỉ ảnh hưởng đến hướng chuyển đổi tiến tới trạng thái ổn định này. Ngược lại, chính sách công trong mô hình tăng trưởng nội sinh của Barro (1990), Barro va Sala-i-Martin (1992), (1995) và Mendoza et al (1997) cung cấp cơ chế bằng việc chính sách tài khóa có thể xác định được cả mức sản lượng và tỷ lệ tăng trưởng ổn định. Dự báo từ những mô hình tăng trưởng nội sinh này được xuất phát từ phân loại các yếu tố của ngân sách chính phủ vào một trong bốn loại : thuế bóp méo hoặc thuế không gây bóp méo và chi phí sản xuất hay chi phí phi sản xuất. Thuế bóp méo trong bối cảnh này là những cái gây ảnh hưởng lên quyết định đầu tư của những tác nhân (đối với khía cạnh vật chất, hoặc con người), tạo nên thuế gây chèn lấn và từ đó bóp méo tỷ lệ tăng trưởng ổn định. Thuế không bóp méo không ảnh hưởng lên quyết định tiết kiệm/đầu tư vì nó tạo ra chức năng thiên về tính tự nhiên, và vì vậy nó không gây tác động lên tỷ lệ tăng trưởng. Chi tiêu chính phủ được phân biệt theo mặc dù chúng bao gồm sự tranh luận trong các chức năng sản xuất tư nhân hoặc không. Nếu có, thì chúng được phân loại mang tính sản xuất và vì vậy có một ảnh hưởng trực tiếp lên tỷ lệ tăng trưởng. Nếu chúng không có, thì chúng được phân loại như chi phí phi sản xuất và không ảnh hưởng lên tỷ lệ tăng trưởng ổn định (xem trong Barro và Sala-i-Martin, 1995 để có một lý thuyết trình bày rõ ràng). Những kết quả này có thể được mở rộng theo nhiều cách khác nhau, ví dụ như cho phép chính phủ được cung cấp hàng hóa mang tính sản xuất tồn kho hơn là hình thức lưu lượng (Glomm và Ravikumar, 1994, 1997) hoặc cho các hình thức Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 5
  6. Tiểu luận Tài chính công khác nhau của thuế bóp méo (hoặc hình thức khác nhau của chi tiêu sản xuất) cho các mức khác nhau (Devarajan et al., 1996., Mendoza et al., 1997). Những cái đó tất nhiên có thể tranh luận qua việc phân loại các chi phí riêng biệt như sản xuất và phi sản xuất hoặc của các loại thuế riêng biệt như thuế bóp méo và không bóp méo và đây chính là điểm mà chúng tôi quay trở lại trong phần thực nghiệm. Những mô hình này dự đoán rằng thay đổi quan điểm doanh thu từ hình thức thuế bóp méo theo hướng không bóp méo có một tác động thúc đẩy tăng trưởng. Trong khi chuyển đổi chi phí từ chi phí sản xuất theo hướng phi sản xuất làm hình thức tăng trưởng chậm lại. Tài trợ của thuế không bóp méo làm tăng chi tiêu sản xuất và được dự đoán tạo ra tác động tích cực lên tỷ lệ tăng trưởng. Trong khi tài trợ thuế bóp méo được dự báo hiệu quả tăng trưởng không rõ ràng. Cuối cùng chi phí phi sản xuất tài trợ bởi thuế bóp méo rõ ràng tạo ảnh hưởng tiêu cực lên tăng trưởng, nhưng không ảnh hưởng được dự đoán nếu thuế không bóp méo tài chính được sử dụng (xem Barro 1990). Trong nghiên cứu thực nghiệm, một số vấn đề quan trọng thường bị bỏ qua - là minh bạch hay không minh bạch tài chính của việc thay một đổi đơn vị trong ngân sách chính phủ sẽ ảnh hưởng đến hệ số ước tính. Để đưa ra điểm chính thức, giả sử rằng tốc độ tăng trưởng, g it , trong đất nước i tại thời điểm t là một hàm của các biến điều kiện (phi tài chính) , Yit , và một vector của biến số tài chính, Xjt . g it = α + i Yit + j Xjt + u it (1) Giả định rằng tất cả các yếu tố của ngân sách (bao gồm cả thâm hụt / thặng dư) được chứa trong đó, để jt = 0, một phần tử của X được bỏ qua trong ước tính của phương trình. (1) để tránh tuyến tính hoàn toàn. Biến được bỏ qua cho rằng ảnh hưởng đến yếu tố cân bằng trong ràng buộc ngân sách của chính phủ. Vì vậy, nếu chúng tôi viết lại phương trình. (1) như sau: g it = α + i Yit + j Xjt + γmX mt + u it (2) và sau đó bỏ qua Xmt để tránh đa tuyến tính, đồng nhất thức: Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 6
  7. Tiểu luận Tài chính công jt =0 Áp dụng điều này ta có biểu thức của dự đoán là: g it = α + i Yit + j - γm) Xjt + u it (3) Các thử nghiệm giả thuyết tiêu chuẩn của hệ số tự do của Xjt trong thử nghiệm thực tế với giả thuyết H0 là (γj – γm) = 0 hơn là γj = 0. Theo đó hiểu đúng hệ số của mỗi loại tài chính là do ảnh hưởng của việc thay đổi một đơn vị trong biến có liên quan được bù đắp bởi việc thay đổi một đơn vị trong loại được bỏ qua, đó là yếu tố tài chính ẩn. Nếu loại được lựa chọn để bỏ qua được thay đổi, hệ số ước tính của các loại này sẽ thay đổi. Điều này có nghĩa là người điều tra viên phải cẩn thận để lựa chọn một loại bỏ qua "trung lập"(nơi mà lý thuyết đề xuất γm = 0). Điều này có nghĩa là có thể chỉ kiểm tra sự khác nhau giữa hai giá trị γ, và không cho từng giá trị γ, không loại trừ khả năng thử nghiệm có hai giá trị γ bằng nhau. Điều này là phù hợp khi lý thuyết cho thấy rằng có nhiều hơn một loại trung lập (trong trường hợp này, thuế không gây bóp méo và chi phí phi sản xuất), trong trường hợp cả hai giá trị γ mong chờ sẽ là không. Nếu giả thuyết về bằng nhau không thể bị loại bỏ, thì các thông số dự đoán sẽ được chính xác hơn bằng cách loại bỏ cả hai. Nói cách khác, tiến trình thích hợp là kiểm tra xuống từ các minh bạch đầy đủ nhất của ràng buộc ngân sách chính phủ đến minh bạch không đầy đủ, quan tâm để bỏ qua những yếu tố lý thuyết này cho thấy sẽ có tác dụng tăng trưởng không đáng kể. Nếu điều này không được thực hiện, và (ví dụ) biến chi phí này được bỏ qua từ hồi quy và các biến số thuế cũng bao gồm (như trong Mendoza et al., 1997)2 , kết quả sẽ bị thiên lệch vì một phần tài chính tiềm ẩn bởi các yếu tố không trung lập của ngân sách chính phủ. Trong ví dụ trường hợp, khi tăng một đơn vị thuế sẽ tài trợ một phần cho chi phí sản xuất, tác động ước tính (tiêu cực) sẽ bị thiên lệch với không (chúng tôi trình bày bằng chứng về điều này sau). 3. Bằng chứng thực nghiệm hiện có : Phần lớn các nghiên cứu thực nghiệm nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ lệ tăng trưởng kinh tế và biến tài chính trước khi mô hình tăng trưởng nội sinh chính sách công liên quan ở trên, và thay đổi tập hợp dữ liệu, kỹ thật toán kinh tế và chất lượng. Tính chất đặc biệt của các loại tài liệu trước năm 1990 hà m ý nó cung cấp, thời điểm tốt nhất, chỉ kiểm tra thô có giá trị thực tiễn của mô hình tăng trưởng nội sinh (cũng Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 7
  8. Tiểu luận Tài chính công như đang chịu những định kiến được đề cập trước đó và kết quả thu được cũng rất khác nhau). Trong Kneller et al. (1998), chúng tôi lập bảng các nghiên cứu chính và kết quả chủ yếu của nó, phân loại chúng dựa theo các biến tài chính bao gồm trong mô hình hồi quy ( thuế, chi tiêu dùng của chính phủ, chi chuyển nhượng phúc lợi, đầu tư của chính phủ). Có sự lan rộng nhưng không dừng của hệ số biểu hiện và ý nghĩa thậm chí trong một số trường hợp các biến dường như giống nhau trong cách giống nhau lý thuyết hồi quy. Một điểm nữa cũng được chứng minh bởi Levine va Renelt (1992) Easterly và Robelo (1993) cung cấp những bằng chứng sâu xa về tính không mạnh mẽ của các biến tài chính bằng việc chứng minh sự phụ thuộc của nó vào nhóm biến điều kiện và điều kiện ban đầu. Tính không mạnh mẽ một phần phản ánh khuynh hướng phổ biến thêm biến tài chính để hồi quy trong một cách tương đối đặc biệt mà không chú ý đến hạn chế tuyến tính ràng buộc ngân sách chính phủ. Chỉ có Helm (1985), Mofidy và Stone (1990) Miller và Russek (1993) đã giải quyết được các vấn đề. Miller và Russek cho ví dụ, tìm ( với bảng dữ liệu hàng năm của 39 quốc gia, 1975~1984 ) thấy rằng sự tăng trưởng ảnh hưởng bởi sự thay đổi trong chi tiêu phụ thuộc chủ yếu theo cách thức mà sự thay đổi trong chi tiêu được tài trợ. Nói chung kết quả của họ cho rằng thay đổi trong chi tiêu được tài trợ bởi thuế sản xuất tác động tăng trưởng không đáng kể, và rằng, nơi chúng xảy ra tác động tiêu cực có khuynh hướng liên quan đến thâm hụt ngân sách thay đổi trong thuế hoặc chi tiêu. Ho không làm thế, tuy nhiên không phân biệt sự khác nhau giữa loại chi tiêu và doanh thu trong các đề nghị của mô hình tăng trưởng nội sinh. Tầm quan trọng của sự định rõ các ràng buộc ngân sách chính phủ được đưa ra bởi các thực nghiệm gần đây . Mendoza et al (1997) kết luận rằng kết hợp về thuế không có tác động đáng kể lên tăng trưởng (mặc dù nó có tác động đáng kể lên đầu tư tư nhân) . Nhưng kể từ khi hồi quy của họ không bao gồm những biến chi tiêu, dự đoán của họ thiên về một phần tài chính tiềm ẩn của chi tiêu sản xuất. Điều này được sinh ra bởi Kocherlakota và Yi (1997) tìm ra rằng các biện pháp về thuế ảnh hưởng đáng kể đến tăng trưởng chỉ khi chi phí vốn công bao gồm trong hồi quy. Đánh giá bằng chứng trong Kneller et al (1998) nêu bật những loạt dự toán tăng trưởng ảnh hưởng đến chi tiêu chính phủ. Hầu hết các nghiên cứu này, tuy nhiên, bao gồm không( hoặc một ít) biến về thuế. Có một số hỗ trợ cho quan điểm đầu tư Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 8
  9. Tiểu luận Tài chính công của chính phủ trong hình thức giao thông vận tải và thông tin liên lạc trải qua quá trình sản xuất tạo tác động tích cực lên tăng trưởng, trong khi đó thu nhập từ thuế cũng có xu hướng tạo ra hệ số tiêu cực đáng kể nhưng có rất ít sự nhất quán để tìm ra các nghiên cứu. 4. Phương pháp luận thực nghiệm và kết quả: 4.1. Dữ liệu và phương pháp luận: Như đã nói ở trên, trong khung của mô hình tăng trưởng nội sinh có liên quan đến nghiên cứu này, kết quả được đưa ra nhờ vào sự phân loại của các biến tài chính thành một trong bốn loại. Trong đó chúng ta thêm vào biến :thặng dư ngân sách nhà nước và các khoản thu và chi tiêu mà chưa được phân loại rõ ràng (chúng ta gọi những nguồn thu khác và "chi tiêu khác). Chúng tôi tổng hợp phân loại theo chức năng dữ liệu tài chính của IMF thành bảy nhóm chính được mô tả trong Bảng 11 và sau đó kiểm tra độ nhạy của kết quả này với việc phân loại dữ liệu trên. Bảng 1 Tổng hợp lý thuyết về phân nhóm theo chức năng Phân loại theo lý thuyết Phân loại theo chức năng Thuế gây bóp méo Thuế Thu nhập và lợi nhuận Đóng góp an sinh xã hội Thuế trong sổ lương và nhân lực Thuế trên tài sản Thuế không gây bóp méo Thuế đối với hàng hóa và dịch vụ trong nước Thu nhập khác Thuế đối với thương mại quốc tế Thu nhập không thuế Thu thuế khác Chi tiêu sản suất Chi tiêu dịch vụ công cộng chung Chi tiêu quốc phòng Chi tiêu giáo dục Chi tiêu y tế Chi tiêu nhà ở Chi tiêu vận tải và thông tin liên lạc 1 Các GFSY bao gồm nhóm 'cho vay trừ đi trả nợ ". Nhóm này, thường rất nhỏ (xem bảng 2), được bỏ trong mô hình hồi quy như là một biến riêng biệt (elmr) nhưng sẽ không có nghiên c ứu sâu hơn về nhóm này. Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 9
  10. Tiểu luận Tài chính công Chi tiêu phi sản xuất An sinh xã hội và phúc lợi xã hội chi tiêu Chi tiêu cho giải trí Chi sự nghiệp kinh tế Chi tiêu khác chi tiêu khác (không phân loại) Gh i chú: Phân loại theo chức năng sẽ được áp dụng cho nguồn dữ liệu nghiên cứu Một vấn đề quan trọng là việc phân bổ các khoản thuế và chi tiêu , thành các nhóm: gây bóp méo / không gây bóp méo và sản xuất / phi sản xuất. Trong khi tất cả các loại thuế chính được sử dụng trong các nước OECD là bóp méo, thì trong thử nghiệm mô hình tăng trưởng nội sinh thì sự bóp méo đó là để khuyến khích đầu tư (trong cả tiềm lực tài chính và / hoặc nhân lực). Kế thừa từ nghiên cứu của Barro (1990),chúng tôi phân loại thuế đánh trên thu nhập và tài sản là các loại thuế “gây bóp méo”, 2 các loại thuế tiêu thụ ( dựa trên chi tiêu) thì được xem như thuế "không gây bóp méo ', trên cơ sở là nhóm thuế thứ hai sẽ không làm giảm lợi nhuận đầu tư, mặc dù chúng có thể ảnh hưởng đến sự lựa chọn giữa lao động hay là nghỉ ngơi. Tất nhiên, trong nhiều mô hình phức tạp (như Mendoza và cộng sự, 1997.) thuế tiêu thụ đã bóp méo các quyết định đầu tư (ảnh hưởng gián tiếp) đến mức mà chúng ảnh hưởng đến sự lựa chọn giữa lao động, giáo dục, giải trí của các đại lý. Tuy nhiên lưu ý rằng, việc phân loại của chúng tôi là các loại thuế tiêu thụ được xem như "không gây bóp méo" là một giả thuyết cho mô hình thực nghiệm 3 của chúng tôi (chúng tôi thử nghiệm ở phía sau), chứ đây không phải là một giả định. Việc phân loại chi tiêu sản xuất / phi sản xuất chúng tôi dựa theo Barro và Sala-i-Martin (1995); Devarajan et al. (1996) và phân chia chi tiêu lớn (vật chất hoặc con người) là chi tiêu 'sản xuất'. Nhóm chi tiêu “phi sản xuất” là chi tiêu an sinh xã hội4 . Tập hợp dữ liệu của chúng tôi bao gồm 22 quốc gia phát triển cho giai đoạn 2 Trong m ột số mô hình tăng trưởng nội sinh thuế đánh trên vốn và thuế thu nhập lao động có tác động khác nhau đối với tăng trưởng. Trong trường hợp không có dữ liệu phân tách phù hợp chúng tôi không thể kiểm tra hai loại thuế riêng và do đó ước tính tác động "trung bình". Vì lý do tương tự, chúng tôi không thể tác h thuế lợi nhuận thành thuế "thuần" lợi nhuận (là loại thuế không gây bóp méo) và thuế trên lợi nhuận vốn (là thuế bóp méo)-xem Atkinson và Stiglitz, 1980 (trang 464-468) . Ngoài ra một số loại thuế trên tài sản tốt nhất có thể được coi là không gây bóp méo mở rộng ra là loại thuế đại diện c ho các loại thuế một lần về đất đai. 3 Những bóp méo từ thuế tiêu thụ trong thực tế có thể phát sinh từ thông lệ thực hà nh do những thiết lập mức thuế khác nhau đối với hàng hóa và dịch vụ khác nhau. Điều này có thể ảnh hưởng đến khuy ến khích đầu tư khi các m ức thuế suất thuế tiêu thụ này rơi vào hàng hoá được đầu tư này là sản phẩm thay thế hoặc bổ sung (bao gồm cả đầu tư giáo dục) 4 Lưu ý rằng trong Barro (1990), chi tiêu an sinh xã hội được dự đoán sẽ không có tác động lên tăng trưởng (vì họ được đưa ra giả thuyết để nhập các chức nă ng hữu ích nhưng không phải là chức nă ng sản xuất). Một số thế hệ mô hình bị chồng ché o tuy nhiên có thể dự đoán tác động tiêu cực của chi tiêu an sinh xã hội (chẳng hạn như hưu trí) về tăng trưởng dài hạn nếu những chi tiêu này làm giảm mức tiết kiệm tư nhân hiện nay . Thuế được phâ n loại của c húng tôi trong Phần 4.3 xem xét các tác động của chi tiêu an sinh xã hội riêng (khi hồi quy được quy định một cá ch thích hợp), và chúng tôi đã thấy không có bằng chứng về tác dụng tiêu cực lên tăng trưởng của loại chi tiêu này . Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 10
  11. Tiểu luận Tài chính công 1970-1995, được lấy từ hai nguồn. Dữ liệu ngân sách nhà nước của GFSY, dữ liệu còn lại là từ các bảng dữ liệu của Ngân hàng Thế giới (xem Phụ lục A). Những số liệu này hàng năm, nhưng chúng tôi thực hiện theo các tiêu chuẩn thực hành là lấy trung bình của 5 năm để loại bỏ những ảnh hưởng của chu kỳ kinh doanh, và sau đó chúng tôi áp dụng bảng thống kê kỹ thuật kinh tế tĩnh. Để dễ dàng so sánh kết quả của chúng tôi với những nghiên cứu ở nơi khác, chúng tôi áp dụng phương pháp tiếp cận tiêu chuẩn. Ở giai đoạn sau, chúng tôi xem xét mức độ nhạy cảm của những kết quả của chúng tôi theo dữ liệu thời gian. 5 Bảng 2 đưa ra một số thống kê mô tả cho tập dữ liệu. Tập hợp các biến điều kiện bao gồm tỷ lệ đầu tư, tốc độ tăng trưởng lực lượng lao động và GDP ban đầu 6 . Có thể thấy rằng các quốc gia mẫu của chúng tôi đã tăng trưởng trung bình khoảng 2,8% GDP bình quân đầu người mỗi năm, với tỷ lệ đầu tư vượt quá 20% và tăng trưởng lực lượng lao động khoảng 1% mỗi năm Trong số các biến tài chính, nhóm thuế bóp méo của chúng tôi chiếm hai lần doanh thu so với còn nhóm thuế không gây bóp méo (chiếm 18% của GDP trung bình), trong khi hai nhóm chi tiêu chiếm khoảng 15% GDP. Phương trình hồi quy của chúng tôi theo công thức của phương trình.Eq. (3) ở trên. Ban đầu ,chúng tôi cân nhắc năm công thức khác nhau của bảng dữ liệu ước lượng cho mỗi hồi quy: OLS gộp,hồi quy một chiều (biến dummy là quốc gia) và ngẫu nhiên (bằng GLS) và hai chiều (biến quốc gia và thời gian tác động) cố định và mô hình tác động ngẫu nhiên. Bảng 2 Thống kê mô tả Standar Minimu m Maximu m Biến Mean d (country) (country) 5 Để duy trì sự câ n bằng giữa cá c giới hạn ngân sách của chính phủ sau khi bình quân dữ liệu, chúng ta cần chọn một trong bảy biến tài chính làm biến câ n bằng. Hai phương pháp đã được sử dụng để chọn là: đầu tiên là c ân bằng ngân sác h thông qua thâm hụt và thứ hai thông qua các chi tiêu khác và cá c thu nhập khác . Kết quả thực nghiệm cho thấy không có sự khác biệt giữa ha i phương pháp này và chúng tôi chỉ dùng biến thâm hụt ngân sách là là biến câ n bằng trong bài nghiên cứu này . 6 Các biến điều kiện là được phá t hiện trong m ô hình hồi quy thông thường Barro. Ngoài ra, đo lường nguồn nhân lực (từ Nehru et al., 1995) đã được phá t hiện ra nhưng số liệu này mang lại tiêu cực, thông số thống kê không đáng kể. Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 11
  12. Tiểu luận Tài chính công deviati on 1.54 Tăng trưởng GDP (% p.a.) 2.79 1.66 (Switzerland) 5.09 (Turkey) GDP ban đầu (thousands of 10.7 1970 US$) 1 3.38 2.966 (Turkey) 15.313 (US) 22.0 Đầu tư 6 3.61 18.11 (UK) 29.43 (Portugal) Tăng trưởng lực lượng lao 20.06 động (% p.a.) 1.06 0.8 (Germany) 2.06 (Iceland) 23.0 211.76 1.65 Thặng dư ngân sách 8 3.39 (Portugal) (Lu xembourg) Khoản cho vay trừ Khoản trả nợ 1.22 1.39 0.11 (Ireland) 4.49 (Norway) 18.7 33.47 (The Thuế bóp méo 6 7.25 7.10 (Iceland) Netherlands) Thuế không gây bóp méo 9.15 4.22 0.96 (US) 16.77 (Norway) 1.51 Các khoản thu khác 4.56 2.96 (Germany) 16.72 (Ireland) 14.6 Chi tiêu sản xuất 9 4.57 7.35 (Canada) 23.74 (Italy) 15.2 24.31 Chi tiêu phi sản xuất 4 6.05 4.96 (Turkey) (Lu xembourg) Chi tiêu khác 4.44 3.07 0.98 (Finland) 9.16 (Ireland) Gh i chú : Bảng trên đưa ra thống kê mô tả cho các biến trong mô hình hồi quy. Số liệu là % GDP trừ những chỗ có ghi chú. Bộ dữ liệu này là của trung bình 5 năm : 1970–95 (Australia, Austria, Canada, Denmark, Fin land, Germany, Iceland, Lu xembourg, The Netherlands, Norway, Spain, Sweden, Turkey, UK, USA); 1975- 95 (France); 1970-90 (Belgium); 1970-85 (Greece, Switzerland); 1975–90 (Italy, Portugal); and 1980–95 (Ireland). Lựa chọn mô hình dựa trên log-likelihood và R2 điều chỉnh cho hồi quy OLS gộp và các mô hình hiệu ứng cố định (dùng cho cả mô hình sai số một chiều và hai Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 12
  13. Tiểu luận Tài chính công chiều). Vì thử nghiệm của Hausman bác bỏ giả thuyết H0 là không có sự tương quan giữa các hiệu ứng cá nhân và sai số, chúng tôi chỉ báo cáo kết quả từ các mô hình hiệu ứng cố định. Trong tất cả các trường hợp, các công thức của phương trình hồi quy hai chiều (cho thời gian và quốc gia xác định) nhận được xác nhận rõ rằng từ dấu hiện (có R2 điều chỉnh cao nhất), và chúng tôi báo cáo kết quả ở phần sau đây. 4.2. Kết quả thực nghiệm: Bảng 3 tóm tắt các kết quả cơ bản. Cột đầu tiên của bảng sử dụng thuế không gây bóp méo như một yếu tố tài chính tiềm ẩn, và côt thứ hai s ử dụng chi phí phi sàn xuất. Mỗi loại cần phải có một hệ số 0 theo mô hình Barro (1990), do đó kết quả sẽ tương tự với một trong hai đặc điểm kỹ thuật. Cuối cùng, cột thứ ba bỏ qua cả hai biến, đặt một hệ số chung cho hai yếu tố này của ngân sách. Giả thuyết về một hệ số chung không bị từ chối bởi các dữ liệu, vì vậy chúng tôi giải thích dựa trên các kết quả được hiển thị trong cột cuối cùng của Bảng 3. Chúng tôi bắt đầu bằng việc thảo luận về các biến điều kiện. Không giống như Easterly và Rebelo (1993), chúng tôi thấy rằng GDP ban đầu trong hồi quy có một hệ số âm có ý nghĩa, cho thấy điều kiện hội tụ của tốc độ tăng trưởng trong giai đoạn này. Không có biến nào trong hai biến điều kiện, tỷ lệ đầu tư và tỷ lệ tăng trưởng lực lượng lao động, là có ý nghĩa (thực tế hệ số đầu tư là âm) nhưng cả biến giả thời gian và quốc gia đều có ý nghĩa chung. Các biến ngân sách trong Bảng 3 hầu hết có kết quả như mong đợi. Chi phí sản xuất có hệ số dương có ý nghĩa, ước tính cho thấy GDP tăng 1% sẽ làm tốc độ tăng trưởng tăng 0,27%. Chi phí khác cũng có một hệ số dương, hơi lớn hơn so với chi phí sản xuất (0.29) 7 . Mặt khác, thuế bóp méo làm giảm đáng kể tốc độ tăng trưởng: hệ s ố ước tính là -0,41. Con số này có lẽ không thực sự lớn, nhưng, như chúng ta sẽ thấy dưới đây, thay đổi trong năm đầu tiên của giai đoạn 5 năm phần nào làm giảm ước lượng điểm của hệ số này. Các khoản thu khác cũng có một kết quả âm (nhưng nhỏ hơn nhiều và không có ý nghĩa thống kê). Một điểm chú ý của kết quả là hệ số lớn và dương của thặng dư ngân sách. Ngay cả với giả định của Ricardian, chúng tôi mong rằng thặng dư có một hệ số dương, vì chúng ta phải hạn chế nó để tài trợ cho một yếu tố trung lập của ngân sách trong giai đoạn hiện nay, 7 Thực tế, chi phí khác xuất hiện trong kết quả của chúng tôi được coi như chi phí sản xuất Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 13
  14. Tiểu luận Tài chính công nhưng không giống như việc hạn chế các khoản bồi thường thâm hụt ngân sách trong tương lai. Những thâm hụt trong tương lai s ẽ tài trợ một phần cho chi phí sản xuất hoặc cắt giảm thuế bóp méo làm tăng lợi nhuận dự kiến cho đầu tư hiện tại và do đó phải được phản ánh bằng một tác động tăng trưởng tích cực của thặng dư hiện tại. Tuy nhiên, lập luận này sẽ chỉ ra một vài hệ số dương của thặng dư nhỏ hơn so với chi phí sản xuất hoặc sự cắt giảm trong thuế bóp méo. Bảng 3 Kết quả hồi quy Kỹ thuật ước lượng: trung bình 5 năm, hai chiều FE Biến phụ thuộc: Tốc độ tăng trưởng bình quân đầu người Biến tài chính bỏ qua Thuế không gây Chi phí phi sản Thuế không bóp méo bóp méo xuất và chi phí phi sản xuất GDP ban đầu -0.490 -0.490 -0.483 (2.79) (2.79) (2.82) Đầu tư -0.020 -0.020 -0.020 (0.33) (0.33) (0.34) Tăng trưởng lực lượng -0.327 -0.327 -0.336 lao động (1.09) (1.09) (1.14) Cho vay trừ khoản trả 0.417 0.380 0.384 nợ (1.82) (2.13) (2.18) Doanh thu khác -0.154 -0.117 -0.118 (0.81) (1.12) (1.13) Chi phí khác 0.315 0.279 0.289 (2.00) (2.42) (2.75) Thặng dư ngân sách 0.446 0.410 0.416 (2.79) (4.60) (4.93) Thuế bóp méo -0.446 -0.410 -0.410 (2.79) (4.21) (4.37) Thuế không gây bóp - 0.037 - méo (0.23) Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 14
  15. Tiểu luận Tài chính công Chi phí sản xuất 0.290 0.253 0.268 (1.98) (1.95) (2.43) Chi phí phi sản xuất 0.037 - - (0.23) R 2 điều chỉnh 0.602 0.602 0.621 Số quan sát 98 98 98 4.2.1 Không chi tiết giới hạn ngân sách: Chúng tôi đưa ra tranh luận rằng, theo lý thuyết, việc nêu đầy đủ giới hạn ngân sách có tầm quan trọng trong việc giải thích về số liệu tài chính. Nhưng trong thực tế, sai sót của việc bỏ sót hay không nêu rõ giới hạn ngân sách nghiêm trọng như thế nào? Bảng 4 cho thấy độ lệch của những ước tính số liệu thường quan trọng. Trong cột 1 và 2, ba biến thuế và chi phí bị bỏ qua, tương ứng là kết quả từ hồi quy, trong khi trong cột 3-6 chỉ có một biến chi phí hoặc thuế được đưa vào. So sánh các kết quả này với bảng 3 cho thấy những thay đổi đáng kể trong dấu hiệu hệ số, cường độ và ý nghĩa khi một số yếu tố bị bỏ qua trong giới hạn ngân sách. Trong cột 1,ví dụ, khi bỏ qua thuế, chi phí xuất hiện có tác động làm cho tăng trưởng âm, đáng kể là trường hợp chi phí phi sản xuất. Vì chi phí (ẩn-chi phí phi sản xuất) được tài trợ 1 phần bởi thuế bóp méo nên không lạ khi việc bỏ qua biến này gây nên độ lệch âm đến hệ số chi phí. Tương tự, khi chi phí bị bỏ qua (cột 2), thuế không bóp méo xuất hiện tạo tác động tăng trưởng dương (so sánh với mức tác động là 0 ở Bảng 3). Mặt khác, vì thuế (ẩn-thuế không gây bóp méo) tài trợ 1 phần chi phí sản xuất nên việc bỏ qua biến này tạo nên độ lệch dương kỳ vọng đến hệ số thuế. Kết quả trong bảng 4 minh chứng cho việc dễ đưa ra kết luận không chính xác bởi không nêu rõ chi tiết phương trình hồi quy. Vì hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm đã không nhận ra điểm này và bỏ qua những yếu tố quan trọng của ngân sách chính phủ, do đó ta không ngạc nhiên nếu kết quả trước đây đưa ra điều nhầm lẫn nào đó. 4.3 Kiểm định robustness: Trong phần này, chúng tôi thực hiện kiểm định robustness cho kết quả trên đây đối với 4 thay đổi trong đặc điểm của dữ liệu và phương trình hồi quy. Đầu tiên, chúng tôi bỏ qua GDP ban đầu khỏi hồi quy để nhận định rằng hệ số biến tài khóa Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 15
  16. Tiểu luận Tài chính công có nhạy cảm với sự hiện diện của khoản mục GDP ban đầu không, theo Báo cáo của Easterly và Rebelo (1993). Thứ hai, chúng tôi xem xét kết quả của chúng tôi có thay đổi theo việc chọn kỳ thời gian không. Chúng tôi bắt đầu bằng việc thay đổi kỳ 5 năm để những năm bắt đầu 1 kỳ có chữ số cuối là 1 và 6 mà không phải là 0 và 5. Sau đó chúng tôi sử dụng biến công cụ để kiểm tra khả năng đồng thời của những biến tài khóa và tăng trưởng. Cuối cùng, chúng tôi xem xét sự phân loại thay thế của dữ liệu tài chính. 4.3.1 GDP ban đầu: Easterly và Rebelo (1993) cho thấy rằng ý nghĩa của biến tài khóa trong hồi quy nhạy cảm với việc có hay không GDP ban đầu. Bỏ điều kiện này sẽ làm Phương trình (1) thành dạng đơn giản của phương trình tăng trưởng. Vì GDP ban đầu là biến hồi quy có ý nghĩa trong Bảng 3 ở trên nên không lạ nếu kết quả của chúng tôi thay đổi tương ứng việc không có nó. Bảng 5 trình bày phương trình hồi quy khi biến này bị loại trừ. Hệ số của tất cả các biến tài khóa khá gần với giá trị của chúng trong bảng 3, điều này cho thấy rằng trong dữ liệu của chúng tôi ý nghĩa của biến tài khóa trong mô h ình tăng trưởng là không nhạy cảm với sự thay đổi trong đặc điểm kỹ thuật. 4.3.2 Thay đổi kỳ 5 năm: Bảng 3 dựa trên trung bình 5năm của những năm có chữ số cuối là 0-4 và 5-9. Lựa chọn này được thực hiện đơn giản vì để tối đa số lượng điểm dữ liệu và thường theo quy ước. Trong nghiên cứu của Kneller và cộng sự (1998), chúng tôi tìm hiểu hệ quả của việc thay đổi kỳ thời gian thành các năm có chữ số cuối là 1-5 và 6-0; 2-6 và 7-1; 3-7 và 8-2 (điều này sẽ làm giảm số lượng từ 98 thành 86). Kết quả là gần như tương tự, mặc dù ước lượng điểm của hệ số có xu hướng nhỏ hơn (trung bình - 0.3 đối với thuế bóp méo và +0.2 đối với chi phí sản xuất) và bằng chứng của sự ngang bằng giữa chỉ số thuế không bóp méo và chi phí phi sản xuất không hoàn toàn thuyết phục trong 2 trên 3 trường hợp. Bảng 4 Không nêu rõ chi tiết giới hạn ngân sách Kỹ thuật ước lượng: trung bình 5 năm, hai chiều FE Biến phụ thuộc: tốc độ tăng trưởng bình quân đầu người Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 16
  17. Tiểu luận Tài chính công Biến tài khóa bị bỏ qua Biến tài khóa đã có Toàn bộ Toàn bộ chi Thuế bóp Chi phí Chi phí phi Thuế gây bóp méo doanh thu phí méo sản xuất sản xuất và không gây bóp méo GDP ban -0.501 -0.576 -0.389 -0.478 -0.386 -0.408 đầu (2.72) (3.25) (2.08) (2.46) (2.21) (2.18) Đầu tư -0.027 0.007 0.064 0.072 -0.024 0.060 (0.42) (0.11) (1.01) (1.09) (0.38) (0.94) Tăng -0.522 -0.342 -0.363 -0.463 -0.522 -0.311 trưởng lực (1.69) (1.12) (1.10) (1.34) (1.71) (0.94) lượng lao động Cho vay 0.150 0.280 - - - - trừ khoản (0.83) (1.56) trả nợ Doanh thu - 09.055 - - - - khác (0.53) Chi phí 0.025 - - - - - khác (0.27) Thặng dư 0.165 0.269 - - - - ngân sách (1.85) (3.88) Thuế bóp - -0.260 -0.245 - - -0.269 méo (3.43) (3.06) (3.28) Thuế - 0.222 - - - 0.190 không gây (1.56) (1.23) bóp méo Chi phí sản -0.009 - - -0.147 - - xuất (0.10) (1.61) Chi phí phi -0.229 - - - -0.301 - Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 17
  18. Tiểu luận Tài chính công sản xuất (3.01) (4.49) 2 R hiệu 0.572 0.591 0.512 0.465 0.571 0.515 chỉnh Số quan sát 98 98 98 98 98 98 Note: trong ngoặc là chỉ số t-statistic Bảng 5 Thu nhập ban đầu bỏ ra khỏi hồi quy Kỹ thuật ước lượng: trung bình 5 năm, hai chiều FE Biến phụ thuộc: tốc độ tăng trưởng bình quân đầu người Biến tài khóabị bỏ Thuế không gây bóp Chi phí phi sản xuất Thuế không gây bóp qua méo méo và chi phí phi SX Đầu tư 0.020 0.020 0.021 (0.32) (0.32) (0.35) Tăng trưởng lực -0.015 -0.015 0.001 lượng lao động (0.05) (0.05) (0.00) Cho vay trừ khoản 0.314 0.353 0.349 trả nợ (1.32) (1.89) (1.89) Doanh thu khác -0.101 -0.140 -0.140 (0.51) (1.27) (1.28) Chi phí khác 0.301 0.340 0.329 (1.82) (2.86) (3.01) Thặng dư ngân sách 0.357 0.400 0.389 (2.17) (4.32) (4.41) Thuế bóp méo -0.427 -0.467 -0.463 Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 18
  19. Tiểu luận Tài chính công (2.36) (4.66) (4.72) Thuế không gây bóp - -0.039 - méo (0.23) Chi phí sản xuất 0.273 0.312 0.296 (1.77) (2.31) (2.56) Chi phí phi sản xuất -0.039 - - (0.23) 2 R hiệu chỉnh 0.574 0.574 0.581 Số quan sát 98 98 98 4.3.3. Ước tính biến công cụ: Ước tính hồi quy (1) giả định rằng tất cả các biến bên phải là biến ngoại s inh. Easterly và Rebelo (1993) và Hsieh và Lai (1994) đã thảo luận, các nguồn có khả năng nhất của sự đồng thời trong mô hình là h iệu ứng chu kỳ kinh doanh và nguyên tắc của Wagner (khuynh hướng của chi tiêu chính phủ ở cấp độ cao hơn bình quân đầu người GDP). Những nỗ lực để kiểm soát trước đây có lẽ không hoàn hảo, vì vậy một số nội sinh có thể vẫn còn. Nguyên tắc của Wagner là ít quan tâm, vì nó cho thấy mối liên quan giữa tăng trưởng GDP và tốc độ tăng trưởng, chứ không phải là mức độ chi tiêu chính phủ và thuế. Để giải quyết những mối quan tâm về nội sinh cần ước tính bởi các biến công cụ (IV), nhưng việc lựa chọn các công cụ là một vấn đề trong loại này của hồi quy. Sự lựa chọn phổ biến nhất là độ trễ đầu tiên của biến tài chính, nhưng giá trị trễ không được sử dụng như là công cụ trong các mô hình hiệu ứng cố định vì những khuynh hướng tiềm tàng từ sự hiện diện của hiệu ứng cố định. Do đó chúng tôi theo Folster và Henrekson (1997) và ước tính hồi quy trong sai phân bậc nhất. Khi công cụ chúng tôi sử dụng hệ số chặn quốc gia, độ trễ của tất cả các biến tài chính, và sai phân bậc nhất của sự phát triển lực lượng lao động và GDP ban đầu. Phương trình tăng trưởng được chạy dưới hình thức sai phân bậc nhất và kết quả hiển thị trong Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 19
  20. Tiểu luận Tài chính công Bảng 6 được giải thích phù hợp. So sánh kết quả IV trong bảng 6 với Bảng 3, rõ ràng là các tác động tài chính được xác định trước đó không chỉ đơn giản là kết quả của nội sinh. Dấu hiệu hệ số là không thay đổi và độ lớn tương tự như giá trị Bảng 3. Tuy nhiên sai số chuẩn là phần nào lớn hơn (và giá trị điều chỉnh R2 tương ứng thấp hơn) s o với trước đây (không đáng ngạc nhiên vì hồi quy là trong sai phân bậc nhất), việc giải thích các biến tài chính quan trọng là không bị ảnh hưởng đáng kể: các tác động ước tính của thuế bóp méo và chi phí sản xuất vẫn còn khá lớn. 4.3.4. Phân loại lại các biến tài chính Thay đổi tiếp theo chúng tôi thực hiện với phương trình hồi quy là để phân loại lại các biến trong ma trận tài chính. Sự tập hợp của các phân loại chức năng trong nguồn dữ liệu phân loại dựa trên lý thuyết trong bảng 1 là không tranh cãi. Để giải quyết điểm này, chúng ta phân biệt thuế thu nhập cá nhân và thuế thu nhập từ yếu tố khác, chi tiêu cho y tế từ chi phí sản xuất khác và chi tiêu cho an sinh xã hội từ chi phí phi sản xuất. Điều này cho phép chúng tôi tập trung vào các biến thường được sử dụng trong các nghiên cứu trước đó (hoặc trước đó tìm thấy kết quả luôn mạnh), và để xác định sự vững mạnh của các kết hợp lý thuyết của chúng tôi. Trong bảng Phụ lục A cho thấy các dữ liệu đã được phân loại lại. Thuế bóp méo chia thành các loại thuế thu nhập và thuế còn lại (tài s ản, lương và các thuế an sinh xã hội). Chi phí an sinh xã hội đã được tách ra từ chi phí phi sản xuất khác (các dịch vụ kinh tế và vui chơi giải trí), được bao gồm trong các loại chi phí khác. Như đã đề cập trước đó, lý thuyết cho thấy sự tăng trưởng có thể phụ thuộc vào dự trữ của một số loại hàng hóa công (ví dụ như cơ sở hạ tầng) và nguồn cung ứng của các hàng hóa khác. Chúng tôi sử dụng tiêu chuẩn này để tách chi phí sản xuất thành những hạng mục mà hiệu quả dự trữ dường như quan trọng hơn (giao thông vận tải, nhà ở, giáo dục) và phần còn lại. Nhóm 3 – Lớp NH Đêm 4 K22 20
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

LV.09: Bộ Luận Văn Tốt Nghiệp Chuyên Ngành Quản Trị Kinh Doanh
81 tài liệu
1643 lượt tải
THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
3=>0