Tiểu luận: Fiscal Policy and Growth: Evidence From OECD Countries - Chính sách tài khóa và sự tăng trưởng: bằng chứng từ các nước Oecd

Chia sẻ: Dfvcx Dfvcx | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:21

Thêm vào BST

Báo xấu

81
lượt xem 14
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài nghiên cứu Chính sách tài khóa và sự tăng trưởng: bằng chứng từ các nước Oecd tìm chỉ ra những điểm sai sót nghiêm trọng trong những nghiên cứu trước về mô hình tăng trưởng nội sinh, khắc phục chúng và đã tìm thấy những kết quả củng cố thêm về mô hình Barro (1990). Dữ liệu bảng của 22 quốc gia OECD trong khung thời gian 1970-1995. Các phát hiện của bài nghiên cứu này: Thuế gây biến dạng làm giảm tăng trưởng trong khi thuế không gây biến dạng thì không, Chi tiêu sản xuất cải thiện tăng trưởng, trong khi chi tiêu phi sản xuất thì không.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Tiểu luận: Fiscal Policy and Growth: Evidence From OECD Countries - Chính sách tài khóa và sự tăng trưởng: bằng chứng từ các nước Oecd

1 TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH KHOA TÀI CHÍNH Fiscal Policy and Growth: Evidence From OECD Countries Richard Knellera, Michael F. Bleaneyb ,*, Norman Gemmellb GIÁO VIÊN: PGS .TS. S Ử ĐìNH THÀNH SVTH: NHÓM 11 - NGUYỄN THỊ TƯỜNG VI - LÊ NGUYỄN VĨNH HẰNG - NGUYỄN THỊ HÀO - LÊ TRUNG HIẾU - NGUYỄN THỊ DIỂM LỚP : TCDN ĐÊM 3 – K22 TPHCM, 2013
2 PHỤ LỤC Phần 1: Giới Thiệu………………………………………………3 Phần 2: Nhận Định Thuộc Lý Thuyết………………………….5 Phần 3: Bằng Chứng Thực Nghiệm…………………………….7 Phần 4: Dữ Liệu và Phương Pháp………………………………8 Phần 5: Kết Luận……………………………………………….19 Phụ Lục A……………………………………………………….20
3 CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ SỰ TĂNG TRƯỞNG: BẰNG CHỨNG TỪ CÁC NƯỚC OECD Richard Kneller, Michael F.Bleaney, Norman Gemell Tóm Tắt : Bài nghiên cứu tìm chỉ ra những điểm sai sót nghiêm trọng trong những nghiên cứu trước về mô hình tăng trưởng nội sinh, khắc phục chúng và đã tìm thấy những kết quả củng cố thêm về mô hình Barro (1990). Dữ liệu bảng của 22 quốc gia OECD trong khung thời gian 1970-1995. Các phát hiện của bài nghiên cứu này: 1) Thuế gây biến dạng làm giảm tăng trưởng trong khi thuế không gây biến dạng thì không 2) Chi tiêu sản xuất cải thiện tăng trưởng, trong khi chi tiêu phi sản xuất thì không. 1. Giới Thiệu Tỷ trọng của chi tiêu chính phủ trong đầu ra, hoặc cơ cấu của chi tiêu và doanh thu có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng trong dài hạn hay không? Theo mô hình tăng trưởng của Sollow (1956) và Swan (1956), câu trả lời phần lớn là “không”. Ngay cả khi chính phủ có thể ảnh hưởng đến tốc độ tăng dân số, ví dụ như giảm tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh hoặc khuyến sinh đẻ, điều này sẽ không ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng dài hạn của thu nhập bình quân. Trong các mô hình này, thuế và cá giải pháp chi tiêu ảnh hưởng đến tỷ lệ tiết kiệm hoặc khuyến khích đầu tư vào vốn vật chất hay vốn con người cuối cùng ảnh hưởng đến tỷ lệ các yếu tố cân bằng chứ không phải là tốc độ tăng trưởng ổn định. Trong mô hình tăng trưởng nội sinh, ngược lại, đầu tư vào vốn con người hay vốn vật chất có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng ổn định, và do đó có quy mô hơn trong các mô hình mà có ít nhất một yếu tố về thuế và chi tiêu chính phủ đóng một vai trò trong quá trình phát triển. Kể từ khi tiên phong, sự đóng góp của Barro (1990), King và Rebelo (1990) và Lucas (1990) một số bài nghiên cứu đã mở rộng việc phân tích chính sách thuế, chi tiêu công và tăng trưởng thể hiện các điều kiện khác nhau mà theo đó các biến tài chính có thể ảnh hưởng đến tăng trưởng dai hạn (xem, ví dụ, Jones và cộng sự 1993, Stoke và Rebelo 1995, Mendoza và cộng sự 1997).
4 Nếu lý thuyết khá rõ ràng, tuy nhiên bằng chứng thực nghiệm lại không phải vậy. Như Stoke và Rebelo (1995, p.519) “ước tính gần đây của tăng trưởng tiềm năng ảnh hưởng đến các cải cách thuế khác nhau dữ dội, từ 0 đến 8 phần trăm”. Trong thực tế, hầu như không có một nghiên cứu nào được dành để kiểm tra các dự đoán của mô hình tăng trưởng nội sinh liên quan đến cấu trúc của cả thuế và chi tiêu theo cách mà chúng ta làm ở đây (Devarajan et al. (1996) làm điều đó chỉ cho khía cạnh chi tiêu). Hơn nữa, một số nhà nghiên cứu đã nhận ra rằng nghiên cứu một phần (ví dụ như những người tập trung hoàn toàn vào khía cạnh ngân sách mà bỏ qua các mặt khác) sẽ bị thiên lệch về những tham số ước tính đã được kết hợp với những giả định tài chính tiềm ẩn. Điều này đã được chứng minh bởi Helms (1985) , Mofidi và Stone ( 1990) và Miller và Russek (1993) với những bộ dữ liệu khác nhau. Chúng tôi khảo sát ý nghĩa của những lý luận này với một tiêu chuẩn hồi quy và thấy rằng, nếu điều này bị bỏ qua, những dự đoán thiên lệch về tác động tăng trưởng của các biến số tài chính có thể là đáng kể. Vấn đề này giả định quan trọng hơn là lý thuyết trở nên tinh tế hơn trong những dự đoán của mình về tác động khác nhau của các thành phần của chi tiêu và thuế đối với tăng trưởng . Trong bài báo này, chúng tôi kiểm tra những dự đoán cụ thể của mô hình tăng trưởng nội sinh chính sách công gần đây như Barro (1990) và Mendoza et al. (1997), chú trọng cẩn thận để ngăn ngừa những nguồn gốc của những thiên lệch vừa nêu. Sử dụng các tiêu chuẩn đề xuất của các mô hình này để phân loại các dữ liệu tài chính, chúng ta xem xét các tác động phát triển của chính sách tài chính đối với 22 quốc gia OECD trong 1970-1995. Chúng ta thấy: (i) hỗ trợ đáng kể cho các dự đoán của Barro (1990) đối với các tác động của cơ cấu thuế và chi tiêu tăng trưởng với, (ii) rằng bỏ qua những đặc điểm riêng của ràng buộc ngân sách chính phủ dẫn đến sự khác nhau rất lớn trong việc ước lượng các tham số, trong nghiên cứu trước đây, đã bị hiểu sai là không thiết thực, và (iii) các kết quả của chúng tôi là thiết thực liên quan đến một số thay đổi trong việc phân loại dữ liệu hoặc các đặc điểm kỹ thuật hồi quy. Phần còn lại của bài báo được tổ chức như sau. Trong phần 2 chúng tôi tóm tắt những dự đoán chính của mô hình tăng trưởng nội sinh chính sách công gần đây và thảo luận về những tác động của sự hạn chế ngân sách nhà nước cho những thử nghiệm thực
5 tế. Nghiên cứu thực nghiệm có liên quan được trình bày trong phần 3. Phần 4 sau đó thảo luận về phương pháp và kết quả thực nghiệm của chúng tôi cho mẫu OECD của chúng tôi, và phần 5 đưa ra một số kết luận. 2. Nhận Định Thuộc Lý Thuyết Như đã biết, các mô hình phát triển chính sách công tân cổ điển (xem, ví dụ, Judd, 1985; Chamley, 1986) phó thác vai trò của chính sách tài khóa là xác định mức sản lượng chứ không phải là tỷ lệ tăng trưởng dài hạn. Tốc độ tăng trưởng ổn định được dẫn dắt bởi các yếu tố ngoại sinh của tăng trưởng dân số và tiến bộ công nghệ, trong khi chính sách tài khóa chỉ có thể ảnh hưởng đến con đường chuyển đổi sang trạng thái ổn định. Ngược lại, mô hình tăng trưởng nội sinh chính sách công của Barro (1990), Barro và Sala-i- Martin (1992), (1995) và Mendoza et al. (1997) cung cấp cơ chế mà các chính sách tài chính có thể xác định cả mức sản lượng và tốc độ tăng trưởng ổn định. Nhận định từ các mô hình tăng trưởng nội sinh có nguồn gốc bằng cách phân loại các thành phần của ngân sách nhà nước vào một trong bốn loại : đánh thuế gây biến dạng hay không gây biến dạng, và chi tiêu sản xuất hay chi tiêu phi sản xuất . Đánh thuế gây biến dạng trong bối cảnh này là những ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của các đại lý (đối với vốn vật chất và/ hoặc con người), tạo nêm thuế và do đó biến dạng tỷ lệ trạng thái ổn định của tăng trưởng. Đánh thuế không gây biến dạng không ảnh hưởng đến quyết định tiết kiệm / đầu tư vì bản chất giả định của chức năng ưu tiên, và do đó không ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng . Chi tiêu chính phủ được phân biệt tùy thuộc vào việc chúng có là các đối số trong các hàm sản xuất tư nhân hay không. Nếu có, sau đó chúng được phân loại như sản xuất và do đó có ảnh hưởng trực tiếp đến tốc độ tăng trưởng. Nếu không chúng được phân loại là chi phí không sản xuất và không ảnh hưởng đến trạng thái ổn định của tăng trưởng (xem Barro và Sala -i-Martin, năm 1995, cho một lý thuyết giải trình rõ ràng ). Những kết quả này có thể được mở rộng trong nhiều cách khác nhau, ví dụ như cho phép chính phủ cung cấp những hàng hóa có sẵn chứ không phải là ở ngoài đổ vào (Glo mm và Ravikumar, 1994, 1997) hoặc cho các sắc thuế đánh gây biến dạng (hoặc các hình thức khác nhau của chi tiêu sản xuất) ở các mức độ khác nhau (Devarajan và cộng
6 sự, 1996;.. Mendoza và cộng sự, 1997). Tất nhiên có thể có một số cuộc tranh luận về việc phân loại các khoản chi đặc biệt như sản xuất hay phi sản xuất, hoặc các loại thuế đặc biệt như biến dạng hoặc không gây biến dạng, và đây là một điểm mà chúng ta quay trở lại trong phần thực nghiệm. Các mô hình dự đoán rằng thay đổi quan điểm của việc thu thuế từ các sắc thuế có gây biến dạng và hướng tới các hình thức đánh thuế không gây biến dạng có tác dụng thúc đẩy tăng trưởng, trong khi chuyển đổi từ chi tiêu sản xuất sang chi tiêu phi sản xuất, tăng trưởng chậm lại. Những tài trợ thuế không gây biến dạng gia tăng trong chi phí sản xuất được dự đoán sẽ có một tác động tích cực đối với tốc độ tăng trưởng, trong khi những tài trợ thuế gây biến dạng thì hiệu quả tăng trưởng dự đoán là không rõ ràng. Cuối cùng chi phí phi sản xuất được trả bằng đánh thuế gây biến dạng có ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng rõ ràng, nhưng hiệu quả không được dự đoán nếu tài trợ thuế không gây biến dạng được sử dụng (xem Barro, 1990). Trong nghiên cứu thực nghiệm là một vấn đề đặc điểm kỹ thuật của một số tầm quan trọng và một trong đó đã được tất cả các quá thường xuyên bị bỏ qua, đó là tài trợ rõ ràng hoặc tiềm ẩn của một sự thay đổi đơn vị trong một phần tử của ngân sách nhà nước sẽ ảnh hưởng đến hệ số ước lượng. Để đặt các điểm chính thức, giả sử rằng tốc độ tăng trưởng, git , trong đất nước tôi tại thời điểm t là một chức năng điều hòa (phi tài chính) biến, Yit , và một vector của các biến số tài chính, Xjt . Mô hình hồi quy ban đầu: =α+ ∑ + ∑ + (1) Giả định bao gồm tất cả các yếu tố trong ngân sách ( gồm cả thâm hụt/ thặng dư) nên : ∑ =0
7 Để tránh trường hợp đa cộng tuyến hoàn hảo cần lượt bỏ 1 biến trong phương trình (1). Biến lượt bỏ phải là yếu tố bù đắp đc giả định hiệu quả trong rang buộc ngân sách chính phủ. Viết lại phương trinh như sau (2) =α+ ∑ + ∑ + + Và lượt bỏ biến với tổng =0 thì phương trinh mới sẽ là (3) =α+ ∑ + ∑ ( − ) + Việc kiểm định giả thuyết hệ số bằng 0 của biến X thật ra là kiểm tra giả thuyết : ( - ) =0 chứ không phải là =0. Điều này là dựa theo việc giải thích đúng đắn về hệ số của mỗi hạng mục tài khóa tác động thay đổi 1 đơn vị trong biến liên quan cấn trừ bằng tác động thay đổi trong hạng mục bị lượt bỏ ( chính là yếu tố tài trợ ngầm). Nếu hạng mục được chọn để lượt bỏ bị thay đổi, thì hệ số ước lượng của những hạng mục khác sẽ thay đổi. Việc này nhắc nhở các nhà nghiên cứu cần thận trọng trong việc chọn hạng mục lượt bỏ mang tinh trung lập (ví dụ 1 hạng mục mà lý thuyết đề nghị đó là có =0) Điều này cũng dẫn tới là chỉ có khả năng kiểm định sự khác biệt của 2 chứ không kiểm định trên từng , không loại trừ khả năng bằng nhau. Điều này hợp lý khi lý thuyết cho rằng có nhiều hơn 1 hạng mục trung lập ( trong trường hợp này chính là thuế không gây biến dạng và chi tiêu phi sx), trong trường hơp cả 2 đều = 0. Nếu giả định bằng nhau( )không bị loại trừ, thì để có đc các thông số ước lượng phù hợp chúng ta sẽ lượt bỏ cả 2 hạng mục như trên. 3. Bằng Chứng Thực Nghiệm Phần lớn các nghiên cứu thực nghiệm kiểm tra mối quan hệ giữa tốc độ tăng trưởng kinh tế và các biến tài khóa đẩy lùi/trước (pre-dates) mô hình tăng trưởng nội sinh của chính sách công nói trên, và thay đổi về tập hợp dữ liệu, kỹ thuật kinh tế và chất lượng. Tính chất tự phát của các nghiên cứu trước những năm trước 1990 có nghĩa là nó cung cấp, vào thời điểm tốt nhất, chỉ kiểm tra thô mô hình tăng trưởng nội sinh có giá trị thức tiễn (cũng như đang chịu những định kiến đề cập trước đó), và kết quả là rất khác nhau. Trong Kneller et al. (1998), chúng tôi lập bảng các nghiên cứu chính và kết quả quan trọng của họ, phân loại chúng theo các biến tài khóa bao gồm các biến trong mô hình hồi quy (thuế, chi tiêu dùng chính phủ, chi chuyển nhượng / phúc lợi, đầu tư chính phủ). Dấu hiệu hệ số và ý nghĩa thì phổ biễn nhưng không rộng rãi, thậm chí, trong một số trường hợp, các biến tương tự như trong mô hình hồi quy xác định, điều này được chứng minh bởi Levine và Renelt (1992). Easterly và Rebelo (1993) cung cấp thêm bằng
8 chứng về việc không mạnh mẽ của biến tài khóa bằng cách chứng minh sự phụ thuộc của nó trên bộ điều biến và các điều kiện ban đầu. Vấn đề biến không mạnh có thể phản ánh một phần trong khuynh hướng phổ biến để thêm biến tài khóa hồi quy một cách tự phát tương đối mà không chú ý đến hạn chế tuyến tính ngụ ý bởi ràng buộc ngân sách của chính phủ. Chỉ có Helms (1985), Mofidi và Stone (1990) và Miller và Rus sek (1993) giải quyết các vấn đề này. Ví dụ như Miller và Russ ek, (đối với một bảng dữ liệu hàng năm cho 39 quốc gia, 1975-1984) tìm thấy rằng sự gia tăng trong chi tiêu phụ thuộc sự thay đổi trong chi tiêu được tài trợ. Nói chung kết quả của họ cho thấy những thay đổi trong chi tiêu tài trợ bởi thuế sản xuất tạo hiệu ứng tăng trưởng không đáng kể, và rằng, nơi chúng xảy ra, tác động tiêu cực có xu hướng liên quan đến thay đổi thâm hụt ngân sách tài trợ trong thuế hoặc chi tiêu. Tuy nhiên, họ không phân biệt sự khác nhau giữa các loại chi tiêu và doanh thu trong cách đề nghị của mô hình tăng trưởng nội sinh. Tầm quan trọng của một đặc điểm kỹ thuật hoàn chỉnh về ràng buộc ngân sách nhà nước được đưa ra bởi kết quả thực nghiệm gần đây. Mendoza et al. (1997) kết luận rằng kết hợp thuế không có tác động đáng kể vào tăng trưởng (mặc dù nó không ảnh hưởng đáng kể đến đầu tư tư nhân ), nhưng kể từ khi mô hình hồi quy của họ không bao gồm biến chi tiêu , dự đoán của họ thiên vị bằng cách tài trợ một phần chi tiêu sản xuất . Điều này được đưa ra do Kocherlakota và Yi (1997) tìm thấy rằng thuế đo lường đáng kể tốc độ tăng trưởng chỉ khi chi tiêu đầu tư công cộng thuộc hồi quy . Đánh giá chất lượng bằng chứng trong Kneller et al. (1998) nêu bật những loạt ước tính hiệu ứng tăng trưởng chi tiêu chính phủ . Tuy nhiên, hầu hết các nghiên cứu, bao gồm không ( hoặc ít) chứa biến về thuế. Có vài quan điểm ủng hộ chính phủ đầu tư theo hình thức vận chuyển và chi tiêu truyền thông tạo ra hiệu ứng tích cực cho tăng trưởng, trong khi thu nhập thuế cũng có xu hướng có một hệ số tiêu cực đáng kể , mặt khác có rất ít các kết quả các nghiên cứu thống nhất nhau. 4. Phương Pháp Thực Nghiệm và Kết Quả 4.1 Dữ liệu và phương pháp Như đã nói ở trên, trong lĩnh vực mô hình tăng trưởng nội sinh có liên quan đến nghiên cứu, kết quả được thúc đẩy bởi sự phân loại của các biến tài khóa ra làm bốn loại. Chúng ta thêm thặng dư ngân sách nhà nước và các khoản thu chi phân loại không rõ ràng (chúng ta gọi những nguồn thu khác và chi tiêu khác). Chúng tôi tổng hợp dữ liệu phân loại chức năng tài khóa của IMF thành bảy loại chính được mô tả trong Bảng 1 và sau đó kiểm tra độ nhạy cảm của kết quả.
9 Bảng 1 Phân loại lý thuyết Phân loại chức năng Thuế gây biến dạng Thuế đối với thu nhập và lợi nhuận Đóng góp an sinh xã hội Thuế trong biên chế và nhân lực Thuế trên tài sản Thuế không gây biến dạng Thuế đối với hang hóa và dịch vụ trong nước Các khoản thu khác Thuế đối với thương mại quốc tế Nguồn thu thuế Thu thuế khác Chi tiêu sản xuất Chi phí dịch vụ công cộng chung Chi tiêu quốc phòng Chi tiêu giáo dục Chi tiêu y tế Chi phí nhà ở Chi phí vận tải và thông tin liên lạc Chi tiêu không hiệu quả An sinh xã hội và phúc lợi xã hội chi tiêu Chi phí cho giải trí Chi sự nghiệp kinh tế Các chi phí khác Các chi phí khác (không phân loại) Lưu ý: phân loại chức năng tham từ các nguồn dữ liệu. Một vấn đề quan trọng là việc phân bổ các khoản tương ứng như: thuế và chi tiêu, bóp méo/không biến dạngvà sản xuất /phi sản xuất. Trong khi tất cả các loại thuế chính được sử dụng trong các nước OECD là biến dạng trong một số trường hợp liên quan, trong thử nghiệm mô hình tăng trưởng nội sinh sự biến dạng liên quan là để khuyến khích đầu tư (trong vốn vật chất và/hoặc con người). Sau Barro (1990), chúng tôi nghiên cứu thuế thu nhập và thuế bất động sản như là thuế 'bóp méo'4 và thuế tiêu dùng (expenditurebased) là thuế "không gây biến dạng', với lý do sau này không làm giảm đầu tư, mặc dù họ có thể ảnh hưởng đến sự lựa chọn lao động/nghỉ ngơi Dữ liệu 22nước OECD trong khung 1970-1995. Để giảm bớt tác động chu kỳ kinh tế sẽ lấy từng kỳ bằng trung bình 5 năm liên tiếp. Tất nhiên, trong các mô hình phức tạp hơn (như Mendoza et al., 1997) thuế tiêu thụ làm sai lệch các quyết định đầu tư (gián tiếp) đến mức mà chúng ảnh hưởng đến lựa chọn lao động, giáo dục, giải trí. Tuy nhiên lưu ý rằng chúng tôi xử lý các loại thuế tiêu thụ như thuế "không gây bóp méo" là một giả thuyết (mà sau này chúng tôi thử nghiệm), chứ không phải là một giả định, các mô hình thực nghiệm của chúng tôi . Phân bổ chi phí cho sản xuất/phi sản xuất chúng ta thường theo Barro và Sala-i-Martin (1995); Devarajan et al. (1996) và nghiên cứu chi phí với một thành phần vốn đáng kể
10 (vật chất hoặc con người) là 'sản xuất'. Các loại chi tiêu lớn 'không hiệu quả' là chi phí an sinh xã hội Tập hợp dữ liệu của chúng tôi bao gồm 22 quốc gia phát triển giai đoạn 1970- 1995, từ hai nguồn. Dữ liệu ngân sách nhà nước đến từ GFSY, dữ liệu còn lại là từ TheWorld Bank (xem Phụ lục A). Những số liệu này là tính hang năm, nhưng chúng tôi thực hiện theo các tiêu chuẩn thực hành lấy trung bình 5 năm để loại bỏ những ảnh hưởng của tính chu kỳ, và chúng tôi áp dụng các kỹ thuật kinh tế tĩnh. Thông qua cách tiếp cận tiêu chuẩn làm cho nó dễ dàng hơn để so sánh kết quả của chúng tôi với những người nghiên cứu ở những nơi khác. Ở giai đoạn sau, chúng tôi xem xét mức độ nhạy cảm của những phát hiện của chúng tôi cho các kết hợp thời gian khác nhau của dữ liệu Bảng 2 đưa ra những con số thống kê mang tính mô tả cho hệ thống dữ liệu. Thiết lập các biến số điều kiện bao gồm tỷ lệ đầu tư, tỷ lệ tăng trưởng lực lượng lao động và GDP ban đầu(8). Có thể thấy được là bình quân, các nước mà chúng tôi lấy làm ví dụ đã tăng trưởng ở mức khoảng 2,8%/ người/ năm, với tỷ lệ đầu tư trên 20% và tốc độ tăng trưởng lực lượng lao động khoảng 1%/năm. Trong số các biến số tài khóa, tiêu chí thuế gây biến dạng mang lại nguồn thu gấp đôi (bình quân chiếm 18% GDP) so với nguồn thu từ thuế không gây biến dạng, trong khi 2 loại thuế đánh vào chi phí, mỗi loại chỉ đóng góp được khoảng 15% GDP. Phương trình hồi quy của chúng tôi theo dạng Eq. (3) ở trên. Trước tiên, chúng tôi đã xem xét 5 dạng quy tắc ước lượng dữ liệu đa chiều cho mỗi phân tích hồi quy: mô
11 hình những tác động OLS gộp, one-way (biến giả quốc gia) cố định (bởi OLS) và ngẫu nhiên (bởi GLS) và mô hình những tác động two-way (hiệu ứng quốc gia và thời gian) cố định và mô hình ngẫu nhiên. Lựa chọn mô hình dựa trên log-likelihood và R điều chỉnh theo OLS gộp và các hiệu ứng mô hình cố định (cả lỗi mô hình one-way and two-way). Kể từ khi thử nghiệm của Hausman bác bỏ giả thuyết ( Ho): 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, phương trinh hồi quy two way (xác định thời gian và phân cách vùng) nhận được hỗ trợ lớn nhất từ phép chẩn đoán (với điều chỉnh cao nhất), và được kết quả báo cáo ở đây. 4.2 Kết quả Bảng 3 tóm tắt các kết quả cơ bản. Cột đầu tiên của bảng sử dụng thuế không gây biến là yếu tố tài khóa bị ẩn, và cột thứ hai sử dụng chi tiêu không có tính sản xuất. Mỗi một khoản cần phải có một hệ số 0 theo (1990) mô hình Barro, để kết quả này sẽ được xác định rõ ràng. Cuối cùng, cột thứ ba bỏ qua cả hai biến, áp 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 giải thích của chúng tôi được dựa trên các kết quả được hiển thị trong cột cuối cùng của Bảng 3.
12 Chúng tôi bắt đầu bằng việc thảo luận về các biến điều kiện. Không giống như Easterly và Rebelo (1993), chúng ta thấy rằng GDP ban đầu đưa vào hồi quy với một hệ số tiêu cực đáng kể, chỉ ra rằng sự hội tụ của tốc độ tăng trưởng qua thời gian. Không ngoài hai biến này, tỷ lệ đầu tư và tốc độ tăng trưởng lực lượng lao động, có ý nghĩa (thực sự là hệ số đầu tư là tiêu cực) nhưng cả biến giả thời gian và vùng thì có ý nghĩa chung. Các biến ngân sách trong hồi quy Bảng 3 chủ yếu là có đúng dấu dự kiến . Chi tiêu sản xuất có hệ số tích cực đáng kể , và ước lượng điểm cho thấy tăng 1 phần trăm GDP làm tăng tốc độ tăng trưởng 0,27 điểm phần trăm. Chi phí khác cũng có một hệ số tích cực đáng kể , đó là hơi lớn hơn so với chi phí sản xuất (0.29 ) . Thuế gây biến dạng , mặt khác , làm giảm đáng kể sự phát triển : hệ số ước lượng của nó là 0.41 . Con số này có lẽ là không thực tế lớn , nhưng , như chúng ta sẽ thấy dưới đây, thay đổi điểm bắt đầu của giai đoạn 5 năm phần nào làm giảm ước lượng điểm của hệ số này . Các khoản thu khác
13 cũng có tác động tiêu cực ( nhưng nhỏ hơn nhiều và không có ý nghĩa thống kê). Một tính năng đáng chú ý của các kết quả là hệ số lớn và tích cực đối với thặng dư ngân sách. Thậm chí theo giả định của Ricardo thì chúng tôi sẽ kỳ vọng thặng dư với một hệ số tích cực, vì chúng ta đã hạn chế nó để tài trợ cho một yếu tố trung lập của ngân sách trong giai đoạn hiện nay, nhưng sẽ không hạn chế phần bù thâm hụt tương lai. Những thâm hụt trong tương lai sẽ tài trợ một phần chi phí sản xuất bổ sung hoặc cắt giảm thuế gây biến dạng mà nâng cao lợi nhuận dự kiến đầu tư hiện tại và do đó sẽ có một tác động tăng trưởng tích cực của thặng dư hiện tại. Lập luận này sẽ, tuy nhiên, bao hàm một hệ số dương hơi nhỏ cho thặng dư hơn so với chi phí sản xuất hoặc cắt giảm trong thuế gây biến dạng. 4.2.1 Sai lệch thong số trong ràng buộc ngân sách Bảng 4 : cho thấy kết quả bị lệch lạc nếu sai lệch thong số trong việc ràng buộc ngân sách . Dấu kỳ vọng của 1 vài thông số không đúng nữa vd: khi bỏ các biến thuế thì lúc này hệ số của chi tiêu sản xuất lại mang dấu âm, chi tiêu phi sản xuất cũng vậy. Kết quả bảng 4 cho thấy rất dễ dẫn tới kết luận sai lầm kh i đưa biến thuyết minh sai vào trong mô hình hồi qui. Vì những nghiên cứu thực nghiệm thất bại trong việc nhận ra điểm sai lầm này va bỏ qua tầm quan trong của những yếu tố trong ngân sách chính phủ, nên không có gì ngạc nhiên những kết quả trước đây cho chúng ta 1 cái nhìn mâu thuẫn.
14 4.3 Kiểm tra độ ổn của mô hình Phần này chúng ta sẽ kiểm tra tính ổn của những kết quả trên bằng 4 thay đổi về dữ liệu của biến độc lập trong mô hình hồi qui. Đầu tiên, là lượt bỏ biến GDP chưa điều chỉnh ra khỏi mô hình để xác định xem hệ số của biến tài khóa có thay đổi nhiều hay không, theo như Easterly va Rebelo (1993). Thứ 2, chúng ta xem xét kết quả có bị ảnh hưởng về cách chọn thời kỳ hay không. Chúng ta sẽ tiến hành bằng cách đổi 1 kỳ 5 năm ví dụ bằng cách chọn năm bắt đầu và kết thúc là từ 1-6 thay vì trước đó là 0-5. Sau đó sẽ dung biến công cụ để kiểm tra khả năng xảy ra sự đồng nhất của biến tài khóa và tăng trưởng. Cuối cùng chúng ta sẽ xem xét về phân loại dữ liệu tài khóa theo 1 cách khác.. 4.3.1. Bỏ biến GDP chưa điều chỉnh Easterly vả Rebelo (1993) nhận thấy rằng mức ý nghĩa của biến tài khóa trong mô hình hồi quy của họ thì bị thay đổi khi loại bỏ biến GDP chưa điều chỉnh. Phương trình (1) thay đổi khi bỏ biến GDP thành phương trình hoạch toán tăng trưởng. Vì biến GDP là biến quan trọng trong mô hình hội quy trong bảng 3, nên không có gì ngạc nhiên nếu kết quả bị ảnh hưởng nhiều khi loại bỏ GDP. Bảng 5 thể hiện kết quả mới. Hệ số của tất cả các biến tài khóa hầu như rất giống với kết quả trong bảng 3, điều này cho thấy là dữ liệu đang dùng thiệt lập mức ý nghĩa của biến tài khóa trong mô hình hồi quy là không bị ảnh hưởng bởi sự thay đổi này. Kết quả : Bảng 5 : các hệ số của biến tài khóa rất gần như bảng 3
15 4.3.2 Thay cách chọn kỳ 5 năm Bảng 3 là dựa trên trung bình mỗi 5 nă m với cách chọn 2 số cuối của năm là 0-4 và 5-9. Cách chọn này chủ yếu là để tận dụng tối đa dữ liệu theo thông lệ. Theo Kneller (1998) thì chúng ta phát hiện việc thay đổi cách chọn 2 số cuối 1-5 và 6-0; 2-6 và 7-1; 3-7 và 8-2 ( điệu này làm giảm số quan sát từ 98 còn 86). Kết quả ( không thể hiện ở đây) gần như tương tự, mặc dù các hệ số có bé hơn. 4.3.3 Ược lượng bằng biến công cụ Việc ước lượng mô hình hồi quy (1) giả định rằng tất cả các biến bên phải đều không nội sinh. Theo Easterly and Rebelo (1993) và Hsieh va Lai (1994), nguồn gốc dễ dẫn tới sự đồng nhất trong mô hình hồi quy này chính là chu kỳ kinh doanh và luật Wagner (xu hướng của chi tiêu chính phủ sẽ tăng lên khi GDP đầu người tăng lên). Việc sử dụng trung bình 1 kỳ là 5 năm cũng chính là để kiếm soát vấn đề này, truy nhiên vẫn chưa hoàn hảo, vì 1 số yếu tố nội sinh vẫn tồn tại. Luật Wagner trong trường hợp này ít
16 liên quan, vì nó đề cập đến mối liên hệ giữa tăng trưởng GDP và tỉ lệ tăng trưởng hơn là nói đến cấu trúc chi tiêu chính phủ và thuế.Cách chọn biến công cụ: thường là chọn độ trễ của biến tài khóa nhưng hạn chế có trong mô hình cố định hiệu ứng nên sẽ chọn phương pháp sai phân cấp 1 của tăng trưởng lực lượng lao động và GDP chưa điều chỉnh. Để xác định vấn đề về sự nội sinh thì cần đến biến công cụ (IV), nhưng việc lựa chọn biến công cụ lại là một vấn đề trong mô hình hồi quy thế này. Cách chọn phổ biến nhất chính là đỗ trễ đầu tiên của biến tài khóa, nhưng giá trị này thì lại không thể dùng làm biến công cụ trong mô hình hiệu ứng cố định bởi vì những sai lêch tiềm ẩn có trong mô hình hiệu ứng cố định. Chúng ta sẽ dựa trên nghiên cứu của Folster và Henrekson ( 1997) và sẽ chọn biến công cụ là sai phân cấp 1. Ở đây biến công cụ là sai phân cấp 1 về tăng trưởng lực lượng lao động và GDP chưa điều chỉnh. Kết quả mới trong bảng 6. So sánh kết quả biến công cụ trong bảng 6 với bảng 3, ta thấy rõ ràng hiệu ứng tài khóa đc xác đinh trc đó thì không bị nội sinh. Dấu của hệ số không đổi và có cùng độ lớn như trong giá trị bảng 3. Dù sai số chuẩn thí có lớn hơn 1 ít (và thì thấp hơn), nhưng điều quan trọng giải thích các biến tài chình không bị ảnh hưởng nghiêm trọng : ước lượng ảnh hưởng của thuế gây biến dạng và chi tiêu phi sản xuất vẫn rất tốt như trc đó.
17 4.3.4 Phân loại lại biến tài khóa Thay đổi tiếp theo đó là phân loại lại các biến trong ma trận tái chính. Việc phân loại dữ liệu theo bảng 1 vấp phải tranh cãi. Để giải quyết vấn đề này, bây giờ chúng ta sẽ tách thuế thu nhập cá nhân (PIT) ra khỏi thuế của thu nhập yếu tố khác, tách chi tiêu vào sức khỏe ra khỏi chi tiêu sản xuất khác và tách chi tiêu vào an ninh xã hội ra khỏi chi tiêu phi sản xuất khác. Điều này cho phép chúng ta tập trung hơn vào những biến thường dùng trong các nghiên cứu trước và để xác định tính ổn của cách phân loại theo lý thuyết của chúng tôi trước đó. Bảng phụ lục A cho thấy dữ liệu đc phân loại lại. Thuế gây biến dạng bây giờ đc chia thành thuế thu nhập và thuế gây biến dạng còn lại( thuế tài sản, lương, thuế an ninh xã hội). Chi tiêu an ninh xã hội đc tách ra khỏi chi tiêu phi sản xuất khác ( chi vào dịch vụ giải trí và kinh tế), thì bây giờ bao đc ghép vào trong mục chi tiêu khác. Như đã lưu ý
18 từ trc, lý thuyết cho rằng tăng trưởng có thể phụ thuộc vào trữ lượng của 1 vài loại hàng hóa công ( vd cở sở hạ tầng) và lưu lượng của các loại khác. Chúng ta dùng chỉ tiêu này để tách chi tiêu sản xuất vào trong những hạng mục khác khi mà có vẻ ảnh hưởng trữ lượng quan trọng hơn ( vận chuyển và truyền thông, nhà ở, giáo dục) những cái còn lại . Kết quả cho việc phân loại mới trong bảng 7, 2 cột đầu tiên của bảng lượt bỏ những yếu tố đó trong giới hạn ngân sách đc dự đoán là trung lập với tăng trưởng. Kết quả cũng cho thấy việc phân tách dữ liệu ngân sách không làm tăng thêm độ phù hợp của mô hình. Việc phân chia lại những dịch vụ giải trí và kinh tế từ phi sản xuất sang chi tiêu khác thì ảnh hưởng không đáng kể. Cả các bộ phận của thuế gây biến dạng ( thuế thu nhập và thuế yếu tố khác) vẫn có ảnh hưởng nghịch lên tăng trưởng, với hệ số có tăng nhẹ so với trc, trong khi thuế không gây biến dạng lại có hệ số nhỏ, không có ý nghĩa thống kê. Việc tách chi tiêu sản xuất làm cho trị số thống kê t có giảm 1 ít nhưng hệ số vẫn tương tự trc đó. Kết quả từ cột 3 đến cột 7 một lần nữa chứng minh sự quan trọng trong việc lựa chọn loại khỏi các yếu tố rang buộc ngân sách được nhận định là có ảnh hưởng trung lập đến tăng trưởng. Hệ số tương quan ước tính của thuế gây biến dạng và chi tiêu sản xuất đã không đúng như trước đó nữa( do các biển lượt bỏ là quan trọng), thể hiện qua các cột này. Ví dụ về ảnh hưởng của thuế thu nhập nhỏ và mang tính thống kê yếu khi dùng nó để tài trợ cho các chi phí mang tính sản xuất hơn là những chi phí không mang tính sản xuất. Chi phí bảo hiểm xã hội bây giờ cũng có thể hiện tác động ngược chiều với cùng nguyên nhân Kết quả :
19 5 Kết Luận Lý thuyết nhận định rằng ảnh hưởng của chính sách tài khóa lên sự tăng trưởng phụ thuộc vào cấu trúc cũng như là mức độ của thuế và chi tiêu. Chúng tôi đã kiểm nghiệm nhận định này một cách hệ thống bằng cách sử dụng dữ liệu bảng từ tập hợp 22 nước OCED trong khoảng thời gian từ 1970-1995, tập hợp dữ liệu thành trung bình 5 năm để tìm ra các yếu tố ngắn hạn. Yếu tố quan trọng trong phương pháp luận của chúng tôi chính là chúng tôi đã xem xét các giả định tài trợ ngầm liên quan đến ràng buộc ngân sách. Một vài nghiên cứu gần đây đã làm điều này và không nghiên cứu nào có một hệ thống dữ liệu toàn diện. Sai lầm kh i không quan tâm đến ràng buộc ngân sách chính phủ
20 tạo ra sự thiên lệch trong các hệ số tương quan thống kê, sự thiên lệch này đã bị bỏ qua ở hầu hết các công trình nghiên cứu gần đây, và chúng tôi đã chỉ ra rằng sự thiên lệch này rất quan trọng. Ràng buộc ngân sách chính phủ hàm ý rằng hệ số tương quan ước tính của các nhân tố tài khóa trong mô hình hồi quy sự tăng trưởng sẽ phụ thuộc vào cách chúng được tài trợ như thế nào. Tác động của từng nhân tố không thể tách biệt, bởi vì chỉ có thể ước tính sự khác nhau giữa hệ số tương quan liên quan đến các cặp yếu tố của ngân sách chính phủ. Lý thuyết nhận định rằng hệ số tương quan là 0, tuy nhiên, có thể kiểm tra độ bằng nhau của các hệ số tương quan này trong mô hình hồi quy sự tăng trưởng. Chúng tôi phát hiện chi tiêu được phân loại không liên quan đến sản xuất và doanh thu thuế được phân loại là thuế không gây biến dạng có hệ số tương quan bằng nhau, và từ đó chúng tôi không thể loại bỏ giả thuyết rằng những biến này không có ảnh hưởng lên tăng trưởng, thống nhất với tiên đoán của Barro (1990). Khi tài trợ tài chính bằng sự kết hợp của thuế không gây biến dạng và chi phí không mang tính sản xuất, thì gia tăng trong chi tiêu mang tính sản xuất sẽ dẫn đến tăng trưởng quan trọng và thuế gây biến dạng tăng sẽ làm giảm tăng trưởng đáng kể. Hai kết quả này thống nhất với mô hình Barro (1990). Chúng tôi đã xem xét độ ổn định của kết quả nghiên cứu thông qua nhiều sự thay đổi khác nhau trong các thông số kiểm định và kết quả là ổn định. Tuy nhiên tầm quan trọng của kết quả kiểm định phụ thuộc vào độ nhạy cảm của quá trình phân chia dữ liệu trung bình 5 năm. Điều này gợi ý rằng cần nên cẩn trọng trong việc tiên đoán ảnh hưởng của các thay đổi tài chính lên tăng trưởng; Cần phải có biện pháp xác định tầm quan trọng này một cách hợp lý hơn. Tuy nhiên, ước lượng nhỏ nhất của chúng tôi cũng đã chỉ ra rằng khi chi phí mang tính sản xuất tăng lên hoặc giảm thuế gây biến dạng khoảng 1% của GDP có thể làm tăng tỉ số tăng trưởng khoảng 0.1 đến 0.2% một năm. PHỤ LỤC A New fis cal Functional classification Old fiscal variables variables Income taxation Taxation of income and profit Distortionary taxation Other distortionary Social security contributions Distortionary taxation taxation Taxation on payroll and manpower Distortionary taxation