Đề tài Mối liên hệ giữa sự phân cấp tài chính và nợ công tại các quốc gia oecd thushyanthan baskaran

Đối với nghiên cứu thực nghiệm, nó có thể thú v ị để xem xét kỹ lưỡng trong chi tiết hơn lý do tại sao ba đại diện của phân cấp tài chính có tác dụng khác nhau.Ví dụ, Một câu hỏi rõ ràng để hỏi là tại sao phân cấp chính xác chi phí cũng có hiệu quả đặc biệt mạnh mẽ trong việc giảm nợ của chính phủ. Có phải vì chính quyền địa phương có thể tiếp cận tốt hơn với thông tin phân tán? Có phải vì họ là đáp ứng tốt hơn nguyện vọng của cử tri? Hay họ tin rằng các mức thấp của nợ là một lợi thế trong cạnh tranh về quyền tài phán kể từ khi chúng báo hiệu tương lai thuế thấp? Tương tự, nó cũng có thể được khen thưởng để tìm hiểu chi tiết hơn tại sao phân cấp quản lý thuế và sự mất cân bằng tài chính theo chiều dọc dường như có ảnh hưởng không đáng kể. Do các tính năng biệt của cạnh tranh thuế như khả năng để hạn chế chính phủ có uy quyền chính xác bù đắp những tác động tiêu cực tiềm tàng từ cạnh tranh thuế theo chiều ngang là một ví dụ. Là những vấn đề chung vì sự mất cân bằng tài chính theo chiều dọc được kiểm tra bằng kiểm soát theo cấp bậc ở mức độ lớn hơn là khả năng đi cùng với tài chính từ trên xuống thông qua các khoản tài trợ liên bang? Hoặc làm các biến đo lường các tính năng của phân cấp bật ra không đáng kể thể bởi vì họ thực sự không thích hợp cho kết quả tài chính?

pdf47 trang | Chia sẻ: lvcdongnoi | Ngày: 23/06/2014 | Lượt xem: 2016 | Lượt tải: 5download
Bạn đang xem nội dung tài liệu Đề tài Mối liên hệ giữa sự phân cấp tài chính và nợ công tại các quốc gia oecd thushyanthan baskaran, để tải tài liệu về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
m 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 9 Mặc dù có những thiếu sót, chúng tôi sử dụng hai biến có nguồn gốc từ niên giám GFS của IMF và làm sẵn một bộ dữ liệu có trong Ngân hàng Thế giới để đo lường mức độ phân cấp chi tiêu và sự mất cân bằng tài chính theo chiều dọc. Các biện pháp phân cấp chi tiêu là xây dựng như thường lệ bằng cách chia tất cả các chi tiêu của chính quyền địa phương trong tổng chi tiêu chính phủ, trong khi các biện pháp cho thấy sự mất cân bằng tài chính theo chiều dọc được xây dựng bằng cách chia doanh thu địa phương từ tài trợ liên bang trong tổng doanh thu địa phương. Trong khi thừa nhận rằng các biện pháp này không có lỗi, chúng tôi tin rằng dù sao họ cung cấp các khía cạnh quan trọng của quyền tự chủ địa phương. Hơn nữa, cơ sở dữ liệu của Ngân hàng Thế giới đặc biệt này là các bộ dữ liệu duy nhất mà chúng ta nhận thức được rằng cung cấp các biện pháp (i) cho tất cả các nước OECD, (ii) với một cấu trúc bảng, và (iii) một cách truy cập dễ dàng. Chúng ta gọi là biện pháp đầu tiên, vì nó dựa vào chi tiêu địa phương, chỉ cần chi tiêu phân cấp quản lý, và các biện pháp thứ hai, vì nó phụ thuộc số cổ phần của các khoản tài trợ nhận được từ chính quyền địa phương, cấp cổ phiếu. Các biện pháp chính xác hơn từ Niên giám GFS của IMF về phân cấp mức độ thuế được cung cấp trong một cơ sở dữ liệu được xây dựng bởi Stegarescu (2005). Xây dựng trên phân loại cụ thể các khoản thu thuế đưa ra trong OECD (1999), Stegarescu xuất phát ba chỉ số khác nhau về phân cấp quản lý thuế. Những chỉ số này được xây dựng bằng cách phân biệt thuế địa phương trong mối liên quan đến mức độ tự chủ của chính quyền địa phương. Doanh thu thuế được phân loại là có nguồn gốc từ: (i) các loại thuế mà chính quyền địa phương xác định tỷ lệ cơ sở ("thuế riêng"), (ii) các loại đầu tiên của thuế cộng thuế được chia sẻ mà chính quyền địa phương có liên quan trong việc xác định chia doanh thu ("thuế chia sẻ"), và (iii) Hai loại đầu tiên của thuế cộng với các khoản thuế còn lại. Các biện pháp phân cấp thuế này sau đó được tính bằng cách chia doanh thu thuế một trong ba loại bằng tổng doanh thu thuế của chính phủ. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 10 Mặc dù ba biện pháp khác nhau được cung cấp bởi Stegarescu (2005), chúng tôi sử dụng trong nghiên cứu này chủ yếu là biến đầu tiên. Trong phần tiếp theo, chúng ta gọi biến này là phân cấp quản lý thuế. Table 1 Định nghĩa và nguồn gốc của các biện pháp phân cấp Tên Mô tả Nguồn Phân cấp kinh nghiệm Phân cấp thuế Tỷ trọng tài trợ Tỷ trọng địa phương trong tổng chi tiêu của chính phủ Doanh thu từ các loại thuế địa phương mà chính quyền địa phương xác định giá và / hoặc xác định các căn cứ như tỷ trọng nguồn thu thuế chung của chính phủ Doanh thu địa phương từ tài trợ liên bang như chiếm tỷ trọng trong tổng thu ngân sách địa phương World Bank/IMF GFS Stegarescu (2005) World Bank/IMF GFS Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 11 Thống kê tóm tắt thường được tính với tất cả các quan sát có sẵn Lưu ý rằng số lượng các quan sát báo cáo trong bảng này là lớn hơn so với số báo cáo trong các hồi quy bảng bởi vì (i) việc sử dụng khác nhau đầ tiên để đánh giá các mô hình kinh tế lượng và (ii) giá trị mất tích đối với một số biến. Hệ số tương quan được tính toán với tất cả các quan sát có sẵn. Chúng ta giới hạn chính mình để biến này (ngoại trừ trong một sự mạnh mẽ check8) vì hai lý do. Đầu tiên, vì trong mẫu của chúng tôi chính quyền địa phương có quyền kiểm soát phân chia doanh thu chia sẻ thuế chỉ trong bốn quốc gia (Áo, Bỉ, Đức, và Tây Ban Nha), các biện pháp thứ hai cho biết thêm ít thông tin cho lý do thứ nhất. Hơn nữa, hai trong số bốn nước (Áo và Đức) hiển thị hầu như không có sự thay đổi theo thời gian trong biến này. Biện pháp thứ ba từ các số liệu Stegarescu, mặt khác, bị loại bỏ bởi vì nó chồng chéo tất cả các loại thuế với nhau. Do đó, không khác nhiều so với biện pháp phân cấp doanh thu báo cáo trong Niên giám GFS của IMF. Một mô tả ngắn gọn về các biện pháp phân cấp tài chính được sử dụng trong nghiên cứu này và các nguồn của họ được quy định tại Bảng 1. Thống kê tóm tắt được trình bày ở bảng 2. Một sự tương quan ma trận giữa chúng có thể được tìm thấy trong bảng 3. Trong hình. 1, chúng tôi cho thấy Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 12 sự tiến hóa giá trị trung bình của họ đối với các nước trong mẫu của chúng tôi theo thời gian. Ma trận tương quan cho thấy, chi tiêu và phân cấp quản lý thuế là khá mạnh mẽ và tương quan tích cực. Dự kiến, tỷ lệ tài trợ và các biến phân cấp quản lý thuế tương quan âm. Mối tương quan của việc phân cấp chi tiêu và chia sẻ tài trợ biến cũng là tiêu cực, nhưng hơi yếu. Những phát hiện này cho thấy rằng (i) trong OECD nước chi phí địa phương khác có xu hướng được tài trợ bằng "thuế riêng", và (ii) rằng "thuế riêng" doanh thu và biên lai cấp được thay thế trong tài chính khu vực pháp lý địa phương. Cả hai số liệu thống kê tóm tắt và hình. 1 gợi ý rằng chi phí này được phân cấp hơn thuế cho toàn bộ thời gian phân tích của chúng tôi. 3.2. Biến phụ thuộc và độc lập Trong phần này, chúng tôi thảo luận ngắn về các biến phụ thuộc và kiểm soát mà chúng tôi sử dụng trong mô hình kinh tế của chúng tôi. Các biến, định nghĩa của chúng và các nguồn của họ được liệt kê trong Bảng 4. Chúng tôi báo cáo thống kê tổng hợp trên các biến được sử dụng trong các mô hình cơ bản trong Bảng 5. Tóm tắt thống kê các biến sử dụng trong kiểm tra chặt chẽ và biến công cụ hồi quy có thể được tìm thấy trong Bảng 6. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 13 Chúng tôi sử dụng như là thước đo chính các khoản nợ tài chính ròng của chính phủ nói chung. Khoản nợ tài chính ròng được ưa thích khoản nợ tài chính tổng bởi vì cả hai tài sản công và nợ phải trả vào cùng tài khoản. Rõ ràng, nếu các chính phủ sử dụng nợ có được một số tài sản tài chính hoặc tài sản vật lý, thực tế là tình hình tài chính ròng vẫn không thay đổi nên được nhân đôi bởi các dữ liệu. Chúng tôi xem xét trách nhiệm của các chính phủ chung thay vì trung ương hoặc địa phương chỉ vì địa phương vay thêm không nhất thiết phải dẫn đến suy thoái tài chính địa phương khi trung ương lặng lẽ chuyển đổi (và ngược lại). Bỏ qua vấn đề này có thể dẫn đến sai kết luận về tác động của phân cấp tài chính. Dữ liệu về nghĩa vụ tài chính ròng cho giai đoạn 1975-2001 có sẵn từ các nước OECD, nhưng chuỗi thời gian cho một số quốc gia (ví dụ, Tây Ban Nha) khá ngắn và cho thấy một số mất tích giá trị. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 14 Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 15 Thống kê tóm tắt thường được tính với tất cả các quan sát có sẵn. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 16 Lưu ý rằng số lượng các quan sát báo cáo trong bảng này là lớn hơn so với số báo cáo trong các hồi quy bảng bởi vì (i) việc sử dụng các khác nhau đầu tiên để đánh giá các mô hình kinh tế lượng và (ii) bỏ quz giá trị đối với một số biến. Trong khi khoản nợ tài chính thuần là biện pháp ưu tiên của chúng tôi nợ chính phủ, chúng tôi cũng tiến hành thêm dưới đây kiểm tra chặt chẽ với các biện pháp thay thế. Đặc biệt, chúng ta xem xét khoản nợ tài chính tổng và nợ chính phủ tính theo yêu cầu của hiệp ước Maastricht. Chúng tôi sử dụng một số biến kiểm soát kinh tế, nhân khẩu học và chính trị có thể là yếu tố quyết định quan trọng của kết quả tài chính, và tại cùng một thời gian tương quan với tài chính decen-tralization. Chúng tôi thảo luận trong phần này các biến trong các mô hình cơ sở. Các biến sử dụng trong kiểm tra chặt chẽ sẽ được thảo luận trong phần tiếp theo. Biến dân số được đưa vào để kiểm soát đối với quy mô và / hoặc hiệu ứng tắc nghẽn trong việc sản xuất hàng hóa công cộng. Nếu các cuộc triển lãm chức năng sản xuất giảm theo quy mô do sự khan hiếm của một số yếu tố (ví dụ, đất), các yêu cầu chi tiêu tăng có thể dẫn đến việc mở rộng các khoản nợ. Mặc dù chúng tôi mở rộng gánh nặng nợ nần cho kích thước của nền kinh tế bằng cách chia nó bằng GDP, quy mô dân số của một quốc gia vẫn có thể có một tác động độc lập bổ sung, và bỏ qua nó có thể dẫn đến các ước tính thiên vị vì các quốc gia đông dân hơn có thể cũng phân cấp hơn (Treisman 2002) . Tăng trưởng GDP và tỷ lệ thất nghiệp được bao gồm để kiểm soát cho các hiệu ứng chu kỳ kinh doanh. Tỷ lệ lạm phát được bao gồm vì thâm hụt tài chính và mở rộng cung tiền những cách thay thế để tài trợ cho chi tiêu công. Biến độ tuổi lao động, có thể đo tỷ lệ dân số từ 15 đến 65 tuổi, được đưa vào để kiểm soát các mức thu nhập đối với người có thể gánh vác gánh nặng thuế hiện tại và tương lai do các cổ phiếu hiện tại của nợ. Chúng tôi kiểm soát tư tưởng của đảng cầm quyền ở cấp liên bang bằng cách bao gồm một chỉ số chạy từ 1 (cực hữu) đến 5 (xa bên trái). Biến này được lấy từ cơ sở dữ liệu CPDS tôi xây dựng bởi Armingeon et al. (2008). Một số đóng góp đã lập luận rằng có thể có sự khác biệt đáng kể trong các hành vi tài chính của các bên tư tưởng Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 17 phản đối. Ví dụ, trường hợp đó, các chính phủ cánh tả có nhiều khả năng thực hiện chính sách mở rộng và làm tăng lạm phát thường được thực hiện (Hibbs 1977). Ảnh hưởng của ý thức hệ về nợ công là chưa rõ ràng, tuy nhiên. Trong khi chính sách tài khóa mở rộng có thể trên một mặt dẫn đến chi tiêu nhiều hơn, một số tác giả cho rằng đảng cánh tả cũng có khả năng tăng thuế, không có tác dụng rõ ràng về mức độ nợ (Borrelli và Royed 1995). Chúng tôi do đó không có tiền án mạnh mẽ đối với các dấu hiệu của hệ số ước tính với. Chúng tôi cũng bao gồm một số Herfindahl-Hirschman Index, đo lường mức độ của sự phân chia chính phủ, kể từ khi một số nghiên cứu cho thấy rằng chính phủ có xu hướng bị phân mảnh hơn là nhạy cảm hơn với vấn đề hồ bơi chung. Chỉ số này giả định giá trị cao hơn khi chính phủ là ít bị phân mảnh. Nó được thực hiện từ năm 2006 DPI bộ dữ liệu được cung cấp bởi Beck et al. (2001). Biến sự cởi mở được bao gồm kiểm soát đối với tác động của toàn cầu hóa kết quả tài chính. Bỏ qua biến này có thể dẫn đến các ước tính thiên vị vì toàn cầu hóa có thể là tương quan với mức độ phân cấp quản lý tài chính và đồng thời với nợ công (Sharma 2005). Tuy nhiên, các dấu hiệu dự kiến của hệ số là không rõ ràng. Theo cách khác, các nước cởi mở hơn có thể buộc phải thực hiện chính sách tài khóa thận trọng hơn vì các nhà đầu tư và các công ty có thể dễ dàng hơn để các nước "không hiệu quả" (De Mello 2005). Mặt khác, toàn cầu hóa có thể hạn chế khả năng của các chính phủ tăng thuế, buộc họ, ít nhất là tạm thời, để thay thế khoản nợ cho doanh thu thuế (Razin và Sadka 1991). Biến lãi suất được đưa vào để kiểm soát cho các chi phí đi vay. Dự kiến dấu hiệu của hệ số là không rõ ràng. Một mặt, sự gia tăng lãi suất nên làm cho vay một nguồn ít hấp dẫn về tài chính. Mặt khác, nợ ngắn hạn là thường tái cấp vốn bằng cách mua lại các khoản nợ mới. Kể từ thời điểm mà một số phần nhỏ của đến hạn trả nợ là khá ngoại sinh, lãi suất cao hơn chỉ đơn giản là có thể thổi phồng việc trả nợ chi phí của các cổ phiếu hiện tại của nợ, từ đó dẫn đến vay công cộng hơn. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 18 Cuối cùng, chúng tôi bao gồm một biến giả cho Đức trước năm 1991 để kiểm soát thực tế rằng đất nước này đã được thống nhất trong tháng 10 1990 và do đó chuyển đổi, một cách nào đó, vào một quốc gia khác nhau với một dân số lớn, GDP lớn hơn, và sự thay đổi khác. Người đọc cẩn thận sẽ nhận ra rằng một trong những yếu tố quyết định khả năng quan trọng của công chúng nợ là mất tích từ tập hợp các biến kiểm soát: một biện pháp như thế nào vay địa phương là quy định, tức là, cho dù chính quyền địa phương được phép vay, và liệu đặc biệt hạn chế được áp đặt lên chúng của chính phủ liên bang. Thiếu sót này cần tiếp tục giải thích vì các nghiên cứu trước đó, chẳng hạn như của Rodden (2002), điểm đến tầm quan trọng hạn chế cho vay địa phương cho kết quả tài chính. Chúng tôi không kiểm soát được một cách rõ ràng cho chế độ vay địa phương, vì dữ liệu có sẵn về các hạn chế đi vay cho nhà các nước trong mẫu không thể hiện sự thay đổi thời gian khôn ngoan và do đó không thể được bao gồm trong mô hình tác động cố định, mà chúng tôi xác định thêm dưới đây là đặc điểm kỹ thuật phù hợp (Xem phần 4.2). Lưu ý rằng chúng tôi cũng không kiểm soát được một cách rõ ràng cho cấu trúc hiến pháp của các quốc gia kể từ khi tính năng hiến pháp ít khi thay đổi theo thời gian và do đó đa cộng tuyến với đất nước hiệu ứng cố định. Có nghĩa là, chúng tôi không trực tiếp kiểm soát cho dù một quốc gia có một tổng thống hoặc hệ thống nghị viện, cho dù đó là một cuộc triển lãm quy tắc bầu cử theo tỷ lệ hoặc đa số, và cho dù đó có thể chế dân chủ trực tiếp. Chúng tôi cũng không trực tiếp kiểm soát cho hiến pháp thường trực của chính quyền địa phương, có nghĩa là, cho dù là một quốc gia đơn nhất hoặc một bang. Tuy nhiên, các tính năng hiến pháp gián tiếp kiểm soát cho qua nước hiệu ứng cố định. Rõ ràng, chỉ có những quan sát mà tất cả các biến có giá trị không bị mất có thể được được sử dụng trong các mô hình thực nghiệm. Thật không may, yêu cầu này làm giảm số lượng có sẵn quan sát đáng kể, chủ yếu là do số liệu về nghĩa vụ tài chính ròng và các biện pháp phân cấp không có sẵn cho một số các nước OECD. Các số liệu Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 19 cuối cùng bao gồm 17 quốc gia, 14 và do đó bao gồm chỉ trên một nửa số thành viên OECD tiểu bang. 3.3. Mối quan hệ hai chiều Đối với một đánh giá sơ bộ của các mối quan hệ giữa phân cấp tài chính và công khai nợ, quan hệ hai chiều giữa các khoản nợ tài chính ròng trung bình, là thước đo chính của nợ chính phủ, mức trung bình của một trong các nước trong mẫu của chúng tôi được cung cấp trong hình 2,3 và 4. Thông số kỹ thuật Hình 2: Nợ tài chính ròng Hình 3: Nợ tài chính ròng và quản lý thuế Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 20 Hình 4: Nợ tài chính ròng và cấp phần Bảng 7: Kiểm tra bảng đơn vị gốc Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 21 Kiểm tra bảng đơn vị gốc được tính toán với toàn bộ các quan sát có sẵn P-value ở trong ngoặc Những con số này cho thấy khoản nợ tài chính ròng trung bình tiêu cực liên quan đến cả chi tiêu và phân cấp quản lý thuế, tích cực liên quan đến biến phân cấp. Vì vậy, cả chi tiêu và phân cấp quản lý thuế dường như dẫn đến các chính sách tài chính lành mạnh hơn, trong khi sự mất cân bằng tài chính thẳng đứng được tạo ra bởi các khoản tài trợ từ trên xuống dường như tăng mức độ nợ nần. Tuy nhiên những nguy hiểm của căn cứ kết luận về mối tương quan đơn giản được biết đến. Vì vậy, phương pháp kinh tế phức tạp hơn được sử dụng trong các phần sau đây để phân tích tác động nhân quả của phân cấp quản lý tài chính về nợ công. 4. Thông số kỹ thuật Trong phần này, chúng tôi tiếp cận mô tả. Đầu tiên chúng tôi điều tra xem liệu các biến chính của chúng tôi quan tâm không biến động, và sau đó thảo luận về các đặc điểm kỹ thuật kinh tế. 4.1 Xu hướng (Stationarity) Biến phụ thuộc, khoản nợ tài chính ròng và ba biến phân cấp thể hiện mức độ xu hướng đáng kể, Khi mô hình tự hồi quy đơn giản được tính với OLS, chúng tôi tìm cho mỗi biến của lãi suất mà các hệ số về thời hạn tự hồi quy gần thống nhất(15). Mặt Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 22 khác, sự khác biệt đầu tiên, hiển thị ít xu hướng hơn. Khi các mô hình tự hồi quy khác biệt với quy ước đầu tiên, các hệ số thời han tự hồi quy luôn luôn thấp hơn thống nhất(16). Tiếp theo, chúng tôi điều tra xu hướng trong các biến bằng cách sử dụng bảng thử nghiệm đơn vị gốc Levin-Lin-Chu. Các kết quả được thu thập trong bảng 7. Các bài kiểm tra được tính cho cả các cấp độ và sự khác biệt đầu tiên của lãi suất(17). Đối với các đặc điểm kỹ thuật, chúng ta có một xu hướng tuyến tính và điểm dừng trong các bài kiểm tra với các sự khác nhau đầu tiên(18). Độ trễ cho các bài kiểm tra tự động được xác định tự động bằng cách sử dụng Schwarz Information Criterion. Theo kết quả báo cáo trong Bảng 7, mức độ của các biến quan tâm có một gốc đơn vị trong khi sự khác biệt đầu tiên là xu hướng(19). Dựa trên bằng chứng này, chúng tôi kết luận rằng mô hình kinh tế phải được quy định trong khác biệt đầu. Do đó chúng tôi chuyển đổi tất cả các biến phụ thuộc và độc lập được liệt kê trong Bảng 4(20) vào những khác biệt đầu trong các mô hình ước tính dưới đây. 4.2 Mô hình kinh tế Chúng tôi sử dụng các đặc điểm kỹ thuật tuyến tính tổng quát sau đây là điểm khởi đầu của phân tích của chúng tôi: Với yit biểu thị các khoản nợ tài chính ròng trên GDP trong nước ở giai đoạn t. αi hiệu ứng quốc gia cố định, ωi thời gian hiệu ứng cố định (biến giả năm). Và it là sai số thời hạn.  là khác nhau đầu tiên. Z và DEC được xác định bởi: Z={  Lạm phát, dân số, độ tuổi làm việc, mức độ mở cửa,  Tăng trưởng GDP, Thất nghiệp, lãi suất, biết chữ,  phân mảnh, Đức} DEC={ sai số hợp lệ, Thuế hợp lệ, cổ phần hợp lệ} Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 23 Chúng tôi kiểm tra tính hợp lệ của các bài kiểm tra giả thuyết (và do đó mặc nhiên về tính hợp lệ của dạng hàm) nhằm điều tra xem số dư từ dự toán quy định đầy đủ mô hình (1) (có nghĩa là, khi mặt cắt ngang và thời gian hiệu ứng cố định được bao gồm) được phân loại. Kiểm tra đồ họa chỉ ra rằng số dư được phân loại bình thường(21). Chúng tôi cũng kiểm tra một cách rõ ràng tính hợp lệ của các đặc điểm kỹ thuật tuyến tính bằng cách điều tra xem liệu các biến phụ thuộc cần được chuyển hóa được phân phối bình thường, nhưng thấy rằng không có biến đổi là cần thiết. Tiếp theo, chúng ta tìm hiểu xem các ngẫu nhiên hoặc mô hình tác động cố định là đặc điểm kỹ thuật chính xác. Cả kiểm định Hausman và kiểm định F về ý nghĩa của các nước ảnh hưởng cố định chỉ ra rằng mô hình tác động cố định là đặc điểm kỹ thuật phù hợp hơn (kết quả không được hiển thị nhưng có yêu cầu). Do đó chúng tôi báo cáo kết quả chỉ cho các mô hình hiệu ứng cố định(22). Sau đó chúng tôi tiến hành sửa đổi một kiểm định Wald cho nhóm phương sai thay đổi (Baum 2000) trên mô hình hiệu ứng cố định, và thấy rằng các vô hiệu lực thường bị từ chối. Để đến những kết luận với các loại phương sai thay đổi, chúng tôi luôn luôn sử dụng sai số chuẩn để thử nghiệm giả thuyết. Cuối cùng, một thử nghiệm cho tự tương quan trong các lỗi riêng không từ chối giả thuyết vô giá trị về không tự tương quan(23). Do đó chúng tôi không điều chỉnh trong thông số kỹ thuật của chúng tôi để kiểm soát cho tự tương quan. (15) Chúng tôi rất biết ơn các trọng tài của các tạp chí để khẳng định rằng chúng tôi điều tra vấn đề này. (16) Lưu ý rằng chúng tôi không kiểm soát đối với tương quan trong quá trình lỗi, có thể dẫn đến các ước tính không phù hợp trong các mô hình với biến phụ thuộc trễ, và cũng không có các đặc điểm của bảng dữ liệu của chúng tôi vào tài khoản trong các hồi quy. Chúng là hoàn toàn năng khám phá. (17) Lưu ý rằng các bài kiểm tra đơn vị gốc bảng điều khiển được tính toán với Eviews trong khi các mô hình kinh tế tiếp tục dưới đây được ước tính với Stata. Các Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 24 gói phần mềm Stata có bảng cơ sở dữ liệu cao cấp. Tuy nhiên, nó thiếu, như chúng tôi được biết, khả năng tính toán kiểm tra gốc đơn vị bảng điều khiển với các dữ liệu bảng điều khiển không cân bằng, buộc chúng ta phải sử dụng các gói Eviews thay cho việc tính toán các kiểm tra này. (18) Lý do để xem xét một xu hướng cho mức độ biến nhưng không cho sự khác biệt đầu tiên là các bài kiểm tra đơn vị gốc sẽ được thiên vị đối với việc tìm kiếm một đơn vị gốc (và do đó kết luận rằng quá trình này là sự khác biệt quán tính) nếu chúng ta không xây dựng đúng giả thuyết thay thế. Thay thế thích hợp cho mức độ khác nhau. Trong trường hợp của chúng tôi, chúng có xu hướng không thay đổi (và do đó không có một gốc đơn vị). Ví dụ, các khoản nợ tài chính ròng trên GDP đã xu hướng tăng ở hầu hết các nước trong mẫu của chúng tôi. Khi một biến xu hướng không được bao gồm trong phương trình kiểm tra, một xu hướng hành vi như vậy chỉ có thể được bắt buộc bởi các mô hình ước lượng bằng cách tìm một đứng im. Mặt khác, nó là không hợp lý để cho rằng sự khác biệt đầu tiên được xu hướng. Do đó, xu hướng không được coi là cho các bài kiểm tra gốc đơn vị về sự khác biệt đầu tiên. Đặc biệt là Anh Cả và Kennedy (2001) cho một cuộc thảo luận chi tiết hơn về vấn đề này. (19) Eviews cũng hiển thị theo mặc định ngoài các Levin-Lin-Chu thử nghiệm Breitung, Im-Pesaran-Shin, ADF và kiểm tra Phillips-Perron. Để ngắn gọn, chúng tôi không báo cáo kết quả từ các thử nghiệm thay thế trong bài báo này. Tuy nhiên, theo yêu cầu. Các kiểm tra thay thế dẫn đến cùng một kết luận như Levin-Lin-Chu kiểm tra đối với các khác biệt đầu và rõ ràng cho thấy rằng chúng là không thay đổi. Đối với các cấp, có một số bất đồng, ví dụ, đôi khi giả thuyết gốc đơn vị bị từ chối. Tuy nhiên, để tránh sự nguy hiểm của mối tương quan giả càng nhiều càng tốt, chúng tôi chọn để làm việc với giả thuyết cho rằng mức độ của các biến quan tâm là (1), như được chỉ ra bởi các thử nghiệm Levin-Lin-Chu. (20) Ngoại trừ các biến giả và biến cuộc bầu cử (mà là một biến số). (21) Thêm các xét nghiệm chính thức (với sktest và IQR cơ sở kiểm tra thực hiện trong Stata) cho thấy sự hiện diện của hai ngoại lệ: Bỉ vào năm 1981 và Hà Lan vào Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 25 năm 1987. Nếu không có hai quan sát này, giả thuyết của dư phát hành bình thường không bao giờ từ chối. Mặc dù hai quan sát dường như bên ngoài, chúng tôi để chúng trong mẫu vì không có lý do rõ ràng mà có thể hiện minh loại trừ chúng. Kích thước mẫu của chúng tôi là khoảng 300, nên hai quan sát có ảnh hưởng không đáng có trên các hệ số. Để chắc chắn, chúng tôi kiểm tra thêm bên dưới, kết quả của chúng tôi là mạnh mẽ để hai và các giá trị ngoại lai tiềm năng. Chúng tôi thực sự thấy rằng các kết quả không thay đổi khi loại trừ giá trị ngoại lai tiềm năng. Trong mọi trường hợp, sự hiện diện của một vài bất ngờ không có nghĩa là hình thức chức năng tuyến tính lựa chọn của chúng tôi là sai. Có nghĩa là, không có bằng chứng có hệ thống tạo thành một chức năng thay thế, ví dụ, đăng nhập, thích hợp hơn. Các outlier đầu tiên dường như được tạo ra bởi thực tế là khoản nợ tài chính ròng trên GDP trong Bỉ đã tăng lên đáng kinh ngạc 16,4 phần trăm điểm 1980-1981, có lẽ vì những khó khăn kinh tế trong bối cảnh của cuộc khủng hoảng dầu thứ hai. Các outlier thứ hai được tạo ra bởi thực tế là các khoản nợ tài chính ròng trên GDP ở Hà Lan đã giảm 14,8 phần trăm điểm 1986-1987. Ngược lại, đối với Bỉ, chúng tôi không có lời giải thích thuyết phục kinh tế lớn này giảm. Chúng tôi cho rằng nó đã xuất hiện bởi sự thay đổi trong định nghĩa của khoản nợ tài chính ròng trong năm đó cụ thể. (22) Chúng tôi sử dụng các bậc thang và độ lệnh chẩn thực hiện trong Stata để điều tra sự biến đổi là cần thiết. (23) Chúng tôi sử dụng thử nghiệm đề xuất trong Wooldridge (2002). Rằng chúng tôi không tìm thấy tương quan là một kết quả mong đợi từ (i) mô hình được quy định tại sự khác biệt đầu tiên và (ii) hiệu ứng cố định được bao gồm thêm. 5. Kết quả: Đầu tiên Chúng tôi mô tả các kết quả từ việc ước tính các mô hình ban đầu theo (1). Sau đó chúng tôi điều tra xem liệu những kết quả này có dử mạnh để định nghĩa thay thế các khoản nợ chính phủ và phân cấp quản lý thuế, và những thay đổi khác của Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 26 mô hình cơ sở. Sau đó, chúng tôi tìm hiểu xem liệu giá trị ngoại lai ảnh hưởng đến kết quả không đúng luật nào. Cuối cùng, chúng tôi kiểm tra xem khả năng nội sinh tiềm năng trong một số các biến kiểm soát là một vấn đề. 5.1 Kết quả cơ bản Các kết quả của các mô hình cơ bản được thu thập trong bảng 8. Trong mô hình đầu tiên (FE 1), không có bất kì biến nào trong số các biến phân cấp bị bao hàm. Trong các mô hình tiếp theo, mỗi biến phân cấp hóa được bao hàm một cách riêng biệt. Chính xác hơn, trong mô hình thứ hai (FE 2) chỉ biến phân cấp chi phí này được bao hàm. Chỉ biến phân cấp thuế được đưa vào trong mô hình thứ ba (FE 3). Trong mô hình thứ tư (FE 4), chỉ biến phần tài trợ được bao hàm. Cuối cùng, trong mô hình thứ năm (FE 5) tất cả ba biến phân cấp được bao hàm cùng một lúc. Kể từ khi mô hình mới nhất có đặc điểm kỹ thuật đầy đủ nhất, chúng tôi coi nó là mô hình ưu tiên. Mặc dù thông số kỹ thuật khác nhau nhưng không có mâu thuẫn xuất hiện trong dự toán thu trong Bảng 8. Điều này đặc biệt đúng đối với các biến phân cấp. Đó là, hệ số biến phân cấp chi tiêu tiêu cực một cách đáng kể trong cả hai mô hình 2 và 5, trong khi hệ số về phân cấp thuế và biến phần tài trợ là không khác nhau đáng kể từ 0 trong bất kỳ mô hình mà các biến được bao hàm. Ngoài việc phân cấp chi tiêu, bốn trong số các biến kiểm soát còn lại là rất quan trọng. Một trong số đó là các biến dân số, luôn tiêu cực. Điều này cho thấy sự gia tăng dân số dẫn đến ít nợ chính phủ, có lẽ vì các nền kinh tế quy mô trong sản xuất hàng hóa công cộng giảm áp lực tài chính trong nước lớn hơn. Biến hòa nhập là luôn tích cực, điều này cho thấy nền kinh tế mở có để đối phó với sự bất ổn tài chính hơn so với những nền kinh tế tương đối khép kín. Hệ số ước tính về biến lãi suất liên tục tiêu cực, chỉ ra rằng các chính phủ vay ít hơn khi chi phí vay tăng. Cuối cùng, hệ số biến ý thức hệ luôn tích cực và quan trọng trong hai mô hình (một trong hai là mô hình ưu tiên), chỉ ra rằng các chính phủ cánh tả sử dụng để vay hơn trong khung thời gian phân tích của chúng tôi. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 27 Cũng lưu ý rằng biến giả Đức là nhất quán và tiêu cực và không đáng kể, hiển thị tương đối lớn thống kê t (trong điều kiện tuyệt đối). Kết quả này khẳng định rằng Đức đã vay mượn nhiều hơn đáng kể sau khi thống nhất đất nước. Một biến khác tương đối cao nhưng Thống kê t không đáng kể là biến độ tuổi lao động. Hệ số luôn tiêu cực, do đó cho thấy rằng dân số "ít phụ thuộc" có liên quan đến kết quả tài chính ổn định hơn. Tỷ lệ thất nghiệp có tích cực, mặc dù không đáng kể, hệ số trong tất cả các mô hình. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 28 Do đó có một số bằng chứng cho thấy tỷ lệ thất nghiệp cao hơn làm tăng áp lực tài chính. Cuối cùng, lưu ý rằng các biến phân cấp liên tục tiêu cực. Mặc dù hệ số là không đáng kể, điều này cho thấy rằng các vấn đề chung thực sự nghiêm trọng hơn khi các chính phủ đang bị phân cấp. Nhìn chung, chúng tôi thấy rằng các biến kiểm soát thực hiện khá hợp lý, qua đó tăng cường sự tự tin của chúng tôi trong dự toán. Do đó chúng tôi có thể đạt được một kết luận sơ bộ rằng phân cấp tài chính không có hại cho kết quả tài chính. Nghĩa là, kể cả không chi tiêu hoặc phân cấp thuế cũng không làm mất cân bằng tài chính theo chiều dọc và tăng nợ chính phủ. Chúng tôi không phải tìm ra bằng chứng chỉ theo hướng ngược lại: Hệ số liên tục tiêu cực và đáng kể trên biến phân cấp chi tiêu cho thấy rằng đại diện này phân cấp quản lý tài chính dẫn đến những cải tiến trong lập trường tài chính của khu vực công. Trong thực tế, các khoản nợ giảm hiệu quả của việc phân cấp chi tiêu lớn đáng kể. Giá trị số của các hệ số hàm ý rằng sự gia tăng của một điểm phần trăm trong các địa phương với tổng tỷ lệ chi tiêu chính phủ giảm tỷ lệ nợ trên GDP khoảng 0,23 điểm phần trăm. Kết quả này cho thấy, ví dụ, có khoảng 10,8 điểm phần trăm (trung bình) của 49 phần trăm điểm khác biệt trong khoản nợ tài chính ròng giữa Bỉ và Canada có thể được giải thích bằng (trung bình) 47 phần trăm điểm khác biệt trong phân cấp chi tiêu giữa hai quốc gia này. Như một sự so sánh, con số này liên quan đến sự khác biệt về công nợ tài chính ròng có thể được giải thích là do quy mô dân số khác nhau. Theo ước tính của chúng tôi, sự gia tăng dân số một triệu người làm giảm các khoản nợ tài chính ròng trên GDP một điểm phần trăm. Từ sự khác biệt trong quy mô dân số giữa Bỉ và Canada là khoảng 17 triệu USD, 17 điểm phần trăm sự khác biệt trong các khoản nợ tài chính ròng tỷ lệ GDP có thể được giải thích bởi sự khác biệt quy mô dân số. Đó là, sự khác biệt trong mức độ phân cấp chi tiêu gần như là quan trọng như sự khác biệt về quy mô dân số để giải thích sự khác biệt giữa các nước trong nợ nần. Rõ ràng, các tính năng có lợi của việc phân cấp quản lý tài chính có khả năng thống trị các khía cạnh độc hại mà có xu hướng được nhấn mạnh bởi các tài liệu lý thuyết về ngân sách mềm và các vấn đề chung. Tuy nhiên, chúng tôi nhận ra rằng ước Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 29 tính của chúng tôi trong phần này có thể có một số vấn đề. Vì vậy, chúng tôi phải điều tra xem liệu những phát hiện này đủ mạnh trước khi chúng tôi đạt được bất kỳ kết luận rõ ràng. 5.2 Robustness checks: Trong phần này, chúng tôi khám phá sự vững mạnh của các kết quả từ các hồi quy ban đầu. Những Robustness checks luôn được tiến hành trên cơ sở mô hình ưa thích của chúng tôi (mô hình FE 5 trong Bảng 8). 5.2.1 General Robustness checks: Chúng tôi bắt đầu bằng cách báo cáo kết quả từ sáu loại khác nhau của General Robustness checks trong Bảng 9. Đầu tiên, chúng tôi sử dụng bảng điều khiển sửa lỗi tiêu chuẩn để tiến hành kiểm tra giả thuyết (Beck và Katz 1995). Theo kết quả báo cáo trong cột đầu tiên (Robust 1) của bảng, sử dụng bảng điều khiển sửa chữa sai số chuẩn không thay đổi các kết quả liên quan đến các biến phân cấp. Kết quả từ các mô hình cơ bản liên quan đến các biến điều khiểncòn lại cũng được phần lớn khẳng định. Trong cột thứ hai (Robust 2), chúng tôi trình bày kết quả thu được bằng cách ước tính một mô hình mà tài chính tổng thay vì khoản nợ tài chính ròng được sử dụng như biện pháp của nợ chính phủ. Chúng tôi thấy rằng phân cấp chi tiêu vẫn sẽ hiển thị một hệ số tiêu cực. Tuy nhiên, nó không còn là quan trọng. Mặt khác, biến cổ phiếu tài trợ, trong khi hiển thị như trong các mô hình cơ sở hệ số tiêu cực, thực ra là đáng kể. Không ngạc nhiên với các kết quả cho mô hình này khác nhau ở một mức độ từ những người cho mô hình cơ sở cho rằng hệ số tương quan giữa những khác biệt đầu tiên của tổng và các khoản nợ tài chính ròng trong mẫu là chỉ có khoảng 0,77. Chúng tôi thảo luận về vấn đề này thêm dưới đây một cách chi tiết hơn. Trong cột thứ ba (Robust 3), chúng tôi thu thập các kết quả từước tính một mô hình mà một biện pháp thay thế phân cấp thuế được sử dụng. Trong khi đó, phân cấp quản lý thuế trong các mô hình cơ bản được định nghĩa là tỷ lệ doanh thu từ các loại Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 30 thuế địa phương mà họ có thể thiết lập giá và xác định các cơ sở tự chủ ("thuế riêng") với tổng doanh thu thuế của chính phủ, biện pháp mới này được định nghĩa là tỷ lệ doanh thu địa phương từ "thuế riêng" và những "thuế được chia sẻ" mà họ có tiếng nói trong việc xác định phân chia doanh thu. Thuế được chia sẻ như vậyrất thích hợp cho chính quyền địa phương trong phát triển liên đoàn như Tây Ban Nha và Bỉ mà còn trong truyền thống các nước liên bang như Đức và Áo. Mặc dù tiêu chuẩn về phân cấp quản lý thuế được sử dụng, chúng tôi thấy rằng kết quả trong cột thứ ba của bảng 9 không khác với cho các mô hình cơ sở. Trong cột thứ tư (Robust 4), chúng tôi trình bày các kết quả từước tính một mô hình mà chúng tôi sử dụng như biến phụ thuộc là một biện pháp của nợ công được tính theo các yêu cầu của hiệp ước Maastricht. Rõ ràng, cỡ mẫu nhỏ hơn cho mô hình này vì chỉ có dữ liệu cho các nước EMU sau năm 1990 là có sẵn. Chúng tôi thấy rằng trong khi phân cấp chi tiêu tiếp tục có ảnh hưởng tiêu cực, nó mất đi ý nghĩa của nó. Một cách giải thích cho kết quả này có thể là khoảng thời gian trong những hậu quả của cú sốc giá dầu phải được loại trừ khi biện pháp này của nợ chính phủ được sử dụng, và phân cấp chi tiêu có thể đã đóng một vai trò đặc biệt quan trọng trong việc bắt sự phát triển của nợ công chính xác trong giai đoạn này. Cũng lưu ý rằng hai biến phân cấp còn lại tiếp tục là không đáng kể. Trong cột cuối cùng (Robust 5), chúng tôi báo cáo kết quảước tính từ mô hình ưa thích của chúng tôi trong trung bình 5 năm.25 Chúng tôi sử dụng trung bình 5 năm để điều tra khả năng rằng các kết quả trong các mô hình cơ bản được điều khiển bởi hiệu ứng chu kỳ kinh doanh. Nếu độ co giãn thu nhập đối với tăng trưởng kinh tếlà khác nhau đối với các tầng trung ương và địa phương, việc phân cấp thuế và cấp biến phần sai có thể chỉ ra sự thay đổi trong tự chủ thuế địa phương và sự mất cân bằng tài chính theo chiều dọc và do đó dẫn đến các ước tính không chính xác. Trung bình các dữ liệu trong vòng 5 năm sẽ làm giảm như chu kỳ kinh doanh thay đổi định hướng. Tuy nhiên,chúng tôi thấy rằng những kết luận chính của chúng tôi từ các mô hình cơ sở được xác định. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 31 Nhìn chung, chúng tôi tìm thấy trong bộ này kiểm tra mạnh mẽ các kết quả liên quan đến các biến phân cấp từ hồi quy với cơ sở được xác định. Phân cấp chi tiêu là dường như tiêu cực liên quan đến nợ công, trong khi phân cấp thuế và tỷ lệ trợ cấp trong doanh thu địa phương dường như không liên quan đến vay nợ chính phủ. Chỉ có ngoại lệ đối với kết quả chung này là những nơi mà các định nghĩa khác của nợ công được sử dụng. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 32 Trong khi chúng tôi có thể giải thích sự vô nghĩa của biến phân cấp chi tiêu trong các "Maastricht" mô hình bằng cách ám chỉ một điều rằng dữ liệu có sẵn chỉ từ năm 1990 trở đi cho các biện pháp Maastricht của nợ công, sự vô nghĩa của việc phân cấp chi tiêu trong mô hình với tổng khoản nợ tài chính như biến phụ thuộc là khó khăn hơn để giải thích. Có lẽ, khoản nợ tài chính thô và đo lường các khía cạnh khác nhau của thế ngân sách của chính phủ. Điều này đặc biệt rõ ràng trong một đất nước như Na Uy rằng trưng bày trên trung bình khoản nợ tài chính tiêu cực ròng khoảng 40% GDP (và do đó tài sản hơn nợ phải trả) trong khung thời gian nghiên cứu của chúng tôi, trong khi nợ tài chính là trên trung bình tích cực 36% GDP. Xem xét thực tế rằng việc nợđo lường chỉ có một bên của bảng cân đối của chính phủ, chúng tôi tin rằng chúng tôikhông nên căn cứ kết luận của chúng tôi về biện pháp này của nợ. Tuy nhiên, ngay cả khi tổng nợ tài chính được sử dụng như là biến phụ thuộc, các dấu hiệu củabiến phân cấp chi tiêu vẫn còn tiêu cực, và hai biến phân cấp còn lại tiếp tục là không đáng kể, do đó phần lớn là xác nhận kết quảtrước. 5.2.2 Outliers Chúng tôi báo cáo trong Bảng 10 kết quả từ kiểm tra mạnh mẽ mà chúng tôi lại ước tính mô hình ưa thích của chúng tôi sau khi loại trừ các giá trị ngoại lai tiềm năng. Chúng tôi sử dụng cả hai "dựa trên mô hình" và kỹ thuật heuristic để xác định giá trị ngoại lai tiềm năng. Trong cột đầu tiên của Bảng 10 (outlier 1), chúng tôi loại trừ tất cả các quan sát mà (tuyệt đối) studentized còn lại là lớn hơn 2.10 quan sát được loại trừ khi định nghĩa về những gì tạo nên một outlier là applied.26 Chúng tôi thấy rằng các kết quả cho các biến phân cấp không thay đổi. Đối với các mô hình mà kết quả được báo cáo trong các cột còn lại, chúng tôi sử dụng phương pháp heuristic để xác định giá trị ngoại lai tiềm năng. Trong cột thứ hai (outlier 2), bao hàm tất cả các quan sát mà khoản nợ tài chính ròng là tiêu cực. Thủ tục này ảnh hưởng chủ yếu đến Na Uy và Phần Lan, và làm giảm kích thước mẫu 57 quan sát so với các Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 33 hồi quy ban đầu. Chúng tôi thấy rằng kết quả vẫn tương đối ổn định mặc dù giảm lớn hơn trong kích thước mẫu. Có nghĩa là, mặc dù phân cấp chi tiêu mất đi ý nghĩa của nó, nó vẫn hiển thị hệ số tiêu cực và thể hiện một thống kê t tương đối lớn. Các biến phân cấp còn lại tiếp tục là không đáng kể. Trong cột thứ ba (outlier 3), chúng tôi thu thập các kết quả từ ước tính của chúng tôi biểu đồ ưa thích mà không cần Hoa Kỳ. Chúng tôi phỏng đoán rằng Mỹ có thể là một outlier do thâm hụt ngân sách lớnphát sinh trong quá trình chạy đua vũ trang với Liên Xô trong thời gian cuối những năm 1980, và tương đối, phân cấp khu vực công. Tuy nhiên, chúng tôi thấy rằng kết quả vẫn cơ bản giống nhau. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 34 Trong cột thứ tư (outlier 4) và thứ năm (outlier 5), chúng tôi trình bày các kết quả khi Bỉ và Tây Ban Nha, tương ứng, được loại trừ. Hai quốc gia này có thể ảnh hưởng đến kết quả quá mức vì quá trình nhanh chóng phân cấp đã được xây dựng trong cả hai trong thời gian cuối năm 1980. Tuy nhiên, chúng tôi thấy rằng kết quả không khác biệt với mô hình cơ sở. Theo quan điểm của các kết quả này, chúng tôi kết luận rằng những phát hiện của chúng tôi trong các mô hình cơ bản là mạnh để tách. 5.2.3. Vấn đề Nội sinh Trong phần này, chúng tôi trình bày cách thiết lập cuối cùng của các kiểm tra thiết thực mà chúng tôi cố gắng kiểm soát các vấn đề nội sinh tiềm ẩn của các biến lãi suất, lạm phát, tỷ lệ thất nghiệp. Các biến này có thể được xác định đồng thời với vay mượn của chính phủ vì những lý do sau đây. Đầu tiên, đó là một giả thuyết hợp lý mà người cho vay có thể yêu cầu phí bảo hiểm rủi ro của các chính phủ có đòn bẩy cao, sau đó sẽ dẫn đến chi phí đi vay cao hơn. Thứ hai, lạm phát có thể làm đảo ngược quan hệ nhân quả với vay mượn của chính phủ. Có nghĩa là, các quốc gia có một cổ phiếu nợ lớn có thể có lợi ích trong việc tăng tỷ lệ lạm phát để giảm gánh nặng nợ thực tế. Thứ ba, cũng có thể là một mối quan hệ đảo ngược giữa tỷ lệ thất nghiệp và vay mươn của phủ. Có nghĩa là, chính phủ có thể giải quyết vào các thiếu hụt tài chính để chống lại tình trạng thất nghiệp. Đối với những lý do này, ước tính có thể bị sai lệch khi các vấn đề nội sinh tiềm ẩn của ba biến này không được đưa vào tài khoản. Thật không may, thật khó để tìm biến biến đổi theo thời gian có thể được sử dụng như là công cụ cho các biến số có khả năng nội sinh. Như đã trình bày ở phần dưới, các biến, chúng tôi đã lựa chọn "làm việc" theo nghĩa là kiểm tra xác định lại chỉ ra rằng họ không liên quan trực tiếp đến vay mươn của chính phủ. Người đọc cần lưu ý, tuy nhiên, họ không hoàn toàn thỏa đáng từ gốc độ lý thuyết. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 35 Chúng tôi sử dụng bốn biến như công cụ chủ yếu của chúng tôi. Đầu tiên, một biến giả (quyền EMU trong Bảng 4) đó là 1 cho tất cả các nước đã ký hiệp ước Maastricht (EU 15) từ năm 1993 trở đi và khác 0 (Áo, Phần Lan và Thụy Điển- các nước EFTA cũ-, biến này là 1 từ năm 1995 trở đi vì họ không tham gia vào EU cho tới năm đó). Hiệp ước Maastricht áp đặt những hạn chế quan trọng lên quyền tự chủ của chính sách tiền tệ của các quốc gia thành viên và do đó có thể được tương quan với lạm phát, tỷ lệ thất nghiệp và lãi suất. Trong khi nó cũng áp đặt một số hạn chế đối với chính sách tài chính, chúng tôi thấy rằng nó không có ý nghĩa liên quan đến sự tăng trưởng của nợ tài chính ròng khi chúng tôi ước tính mô hình ưa thích của chúng tôi với biến bao gồm này. Ngoài ra, các báo cáo kiểm tra đánh giá lại trong Bảng 11 không cho rằng đây là một công cụ không hợp lệ. Thứ hai, chúng tôi sử dụng một chỉ số đo lường sản xuất công nghiệp. Chỉ số này được xây dựng bởi các nước OECD và xem xét những sản phẩm được sản xuất của các nước cơ sở này tham gia vào khai thác, sản xuất và sản xuất khí đốt, điện, và nước. Chúng tôi cho rằng biến này có thể là một công cụ hợp lý vì những thay đổi trong trong lạm phát, tỷ lệ thất nghiệp và lãi suất có thể sẽ là tương quan với những thay đổi trong sản lượng công nghiệp. Chúng tôi sử dụng tốc độ tăng trưởng của chi phí lao động trong sản xuất công nghiệp như công cụ thứ ba. Như cho sự thay đổi trong sản lượng công nghiệp, biến này có thể liên quan đến các biến có khả năng nội sinh. Đơn vị chi phí biến đổi lao động được định nghĩa là chi phí trung bình của lao động trên một đơn vị sản lượng. Biến này cũng nhận được từ các nước OECD.. Công cụ thứ tư là một biến để đo số năm cho đến khi cuộc bầu cử tiếp theo. Chúng tôi cho rằng các chính phủ cố gắng hơn nữa để chi phối tỷ lệ thất nghiệp và tỷ lệ lạm phát theo hướng thuận lợi hơn tiếp cận năm bầu cử. Kết quả từ hồi quy với biến công cụ được thu thập trong bảng 11.Trong cột đầu tiên (GMM 1), chúng tôi trình bày kết quả khi chúng tôi chỉ phối hợp tỷ lệ thất nghiệp. Kết quả trong cột thứ hai (GMM 2) thu được bằng phối hợp chỉ có tỷ lệ lạm phát . Cột Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 36 thứ ba (GMM 3) trình bày kết quả của một mô hình mà chỉ có lãi suất. Trong cột thứ tư (GMM 4), chúng tôi thu thập các kết quả cho một mô hình mà tất cả các biến có khả năng nội sinh là gắn kết cùng một lúc. Chúng tôi sử dụng tất cả các công cụ có sẵn trong hầu hết các mô hình, thay vì chọn công cụ thử nghiệm cho mỗi mô hình cá nhân. Ngoại lệ duy nhất là mô hình chỉ phối hợp tỷ lệ thất nghiệp. Trong mô hình này, các kiểm tra để đánh giá lại bị từ chối ở mức 10% khi bao gồm chỉ số sản xuất công nghiệp. Do đó chúng tôi không sử dụng chỉ số đó trong mô hình đặc biệt này. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 37 Tất cả các mô hình được ước tính với ước lượng GMM. Ước lượng GMM là hiệu quả hơn so với ước lượng TSLS đơn giản bởi vì nó gán trọng lượng với các điều kiện theo đúng thời điểm của các biến của nó. Lưu ý đầu tiên rằng theo các bài đánh giá lại (Hansen J) trong Bảng 11, các biến phố hợp có giá trị trong trong mô hình thống kê GMM 1 tới GMM 4. Do đó nó được yên tâm rằng các kết quả trong hai mô hình đầu tiên xác nhận kết quả chính từ các mô Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 38 hình cơ sở. Có nghĩa là, phân cấp chi tiêu là tiêu cực và mối quan hệ quan đến vay mượn của chính phủ, và hai biến phân cấp còn lại là không quan trọng. Tuy nhiên, khi chúng tôi cố gắng để phối hợp công cụ lãi suất, chúng tôi tìm ra các công cụ nàylà yếu tố dự báo yếu của biến đặc biệt này, bằng chứng là p-value lớn được báo cáo cho các bài kiểm tra đánh giá lại trong mô hình GMM 3. Chúng tôi có được kết quả tương tự khi cả ba biến có khả năng nội sinh là phối hợp đồng thời, bằng chứng là kết quả báo cáo cho mô hình GMM 4. Điều này là không đáng ngạc nhiên khi xem xét thực tế rằng mặc dù các kỹ thuật biến công cụ đảm bảo tính thống nhất nó ít hiệu quả hơn OLS và do đó dẫn đến sai số chuẩn lớn hơn. Vấn đề không hiệu quả này có vẻ là đặc biệt nghiêm trọng trong mô hình thứ ba và thứ tư. Thống kê F có ý nghĩa thấp hơn so với mô hình trước đây, và không chỉ phân cấp mà còn kiểm soát các biến còn lại là thường không có ý nghĩa. Vì vậy, chúng ta nên nghi ngờ rằng sự vô nghĩa của biến phân cấp chi tiêu trong mô hình GMM 3 và 4 là do thực tế các bộ dụng cụ yếu, và không phải vì phân cấp chi tiêu là thực sự không thích hợp với vay mượn của chính phủ. Tuy nhiên, cần lưu ý, ngay cả trong các mô hình này, phân cấp chi tiêu tiếp tục hiển thị một hệ số tiêu cực. Để xác nhận rằng sự vô nghĩa của biến phân cấp chi tiêu trong mô hình GMM 3 và 4 là công cụ yếu, chúng tôi ước tính một mô hình thứ 5 (GMM 5). Trong mô hình này, chúng tôi lại một lần nữa nghiên cứu với sự khác biệt của tình trạng thất nghiệp, tỷ lệ lạm phát, và lãi suất như nội sinh, như chúng tôi đã làm trong mô hình thứ tư, và tất cả ba công cụ cùng một lúc. Nhưng chúng tôi cũng tăng số lượng các công cụ. Ngoài các thiết lập chính của các công cụ, chúng tôi sử dụng thêm độ trễ thứ hai của tình trạng thất nghiệp, tỷ lệ lạm phát và lãi suất. Độ trễ thứ hai không liên quan trực tiếp đến sự khác biệt và đó là công cụ có giá trị. Trong khi phương pháp này là có thể không hoàn hảo, tức là sử dụng độ trễ như các công cụ có thể là không phù hợp nếu hàng loạt các màn hình hiển thị tương quan mạnh mẽ, các xét nghiệm kiểm tra trong cột năm của Bảng 11 thực hiện tốt, do đó làm tăng độ tin cậy của chúng tôi trong các kết quả. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 39 Kết quả trong mô hình GMM 5 xác nhận phỏng đoán của chúng tôi liên quan đến mô hình GMM 3 và 4. Đó là, khi công cụ bổ sung được sử dụng, phân cấp chi tiêu sẽ hiển thị một lần nữa ảnh hưởng tiêu cực đáng kể trong vay mượn công chúng. Một số biến kiểm soát khác cũng trở thành ý nghĩa một lần nữa. Với kết quả này, chúng tôi tin rằng những kết luận từ các mô hình cơ bản là đáng tin cậy đến các vấn đề nội sinh. 6. Kết luận Mục đích của bài viết này là để khám phá mối quan hệ giữa phân cấp tài chính và tài chính công. Ngay từ đầu, chúng tôi đã thảo luận một số lập luận lý thuyết là tại sao phân cấp tài chính có thể ảnh hưởng đến mức độ bền vững của nợ. Tuy nhiên, nó cũng chỉ ra rằng phân cấp tài chính có thể có tác hiêụ quả tích cực, chẳng hạn như khả năng hạn chế can thiệp không hiệu quả của chính phủ, mà có thể bù đắp những khía cạnh tiêu cực. Vì vậy, một phân tích thực nghiệm dường như được bảo đảm. Trong bài phân tích, sử dụng cả hai biến phân cấp có nguồn gốc từ Niên giám GFS của IMF (và thu được từ một cơ sở dữ liệu của Ngân hàng Thế giới) và các biện pháp được cung cấp bởi Stegarescu(2005), chúng tôi thấy rằng một mức độ cao của phân cấp chi tiêu có xu hướng giảm nợ công đáng kể, trong khi phân cấp quản lý thuế và sự mất cân bằng tài chính theo chiều dọc là không đáng kể. Có nghĩa là, mặc dù những đóng góp về mặt lý thuyết có xu hướng nhấn mạnh sự nguy hiểm của phân cấp tài chính cho sự ổn định tài chính nhưng chúng tôi thu được kết quả ngược lại trong điều tra thực nghiệm của chúng tôi. Có vẻ như là phân cấp tài chính đã không gây hại ở các nước OECD trong giai đoạn 1975-2001. Trong thực tế, các kết quả cho phân cấp chi tiêu cho thấy phân cấp thực sự càng nhiều thì sẽ cải thiện các biện pháp khuyến khích các chính trị gia thực hiện chính sách tài khóa. Trong nghiên cứu này, theo ý kiến của chúng tôi, nhiều ý nghĩa cho các nghiên cứu trong tương lai. Những đóng góp lý thuyết, thực tế là chúng tôi xem xét ba đại Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 40 diện của phân cấp tài chính dường như có hiệu ứng khác nhau về kết quả tài chính, nghĩa là chúng phải được xem có tính năng riêng biệt và độc lập với nhau trong một khu vực nhà nước được phân cấp. Trong hầu hết các mô hình lý thuyết hiện tại, chỉ có chi phí hoặc chỉ phân cấp quản lý thuế mới có các các biến thể khác thường được xem xét như "còn sót lại". Do đó, phân tích tương tác tài chính phức tạp như cạnh tranh về thuế địa phương và sự tồn tại của các ràng buộc ngân sách trong một khuôn khổ mô hình thống nhất có thể dẫn đến những hiểu biết lý thuyết mới và thú vị. Đối với nghiên cứu thực nghiệm, nó có thể thú vị để xem xét kỹ lưỡng trong chi tiết hơn lý do tại sao ba đại diện của phân cấp tài chính có tác dụng khác nhau.Ví dụ, Một câu hỏi rõ ràng để hỏi là tại sao phân cấp chính xác chi phí cũng có hiệu quả đặc biệt mạnh mẽ trong việc giảm nợ của chính phủ. Có phải vì chính quyền địa phương có thể tiếp cận tốt hơn với thông tin phân tán? Có phải vì họ là đáp ứng tốt hơn nguyện vọng của cử tri? Hay họ tin rằng các mức thấp của nợ là một lợi thế trong cạnh tranh về quyền tài phán kể từ khi chúng báo hiệu tương lai thuế thấp? Tương tự, nó cũng có thể được khen thưởng để tìm hiểu chi tiết hơn tại sao phân cấp quản lý thuế và sự mất cân bằng tài chính theo chiều dọc dường như có ảnh hưởng không đáng kể. Do các tính năng biệt của cạnh tranh thuế như khả năng để hạn chế chính phủ có uy quyền chính xác bù đắp những tác động tiêu cực tiềm tàng từ cạnh tranh thuế theo chiều ngang là một ví dụ. Là những vấn đề chung vì sự mất cân bằng tài chính theo chiều dọc được kiểm tra bằng kiểm soát theo cấp bậc ở mức độ lớn hơn là khả năng đi cùng với tài chính từ trên xuống thông qua các khoản tài trợ liên bang? Hoặc làm các biến đo lường các tính năng của phân cấp bật ra không đáng kể thể bởi vì họ thực sự không thích hợp cho kết quả tài chính? Tất cả những câu hỏi thú vị mà có thể sẽ là quan trọng cho các cuộc thảo luận đang diễn ra những giá trị của phân cấp tài chính. Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 41 Lời cảm ơn: Tác giả biết ơn Dan Stegarescu đã chia sẻ dữ liệu phân cấp quản lý của mình. Tác giả cũng rất biết ơn các nhà phê bình và biên tập viên của tạp chí cho các đề xuất của họ trong đó cải thiện đáng kể của bài báo. Những người tham gia hội nghị lựa chọn công của Mỹ và châu Âu ở San Antonio và Jena, tham gia hội thảo nội bộ ở Heidelberg, P. Lars Feld, và Zohal Hessami cung cấp ý kiến hữu ích. Tài trợ bởi Quỹ khoa học Đức (DFG-SPP 1142) được ghi nhận sâu sắc. Tất nhiên, tác giả chịu trách nhiệm cho tất cả các lỗi còn lại. Tài liệu tham khảo Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 42 Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 43 Tài Chính Công PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 9 – CHNH Đêm 1 – K22 Page 44

Các file đính kèm theo tài liệu này:

  • pdfpaper_9_9_6051.pdf
Luận văn liên quan