Tiểu luận Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD

à thuế thì có tính vững và tương quan thuận. Kỳ vọng, tỷ lệ tài trợ và các biến trong phân cấp thuế thì có mối quan hệ tương quan nghịch. Mối quan hệ của các biến trong phân cấp chi tiêu và phân chia trợ cấp cũng là nghịch biến, nhưng hơi yếu. Tất cả những phát hiện này chỉ ra rằng (i) ở các nước OECD chi tiêu thêm của chính quyền địa phương có xu hướng được tài trợ với “thuế riêng” và (ii) nguồn thu “thuế riêng” và nhận trợ cấp được thay thế trong khu vực của chính quyền địa phương. Cả hai số liệu tóm tắt thống kê và hình 1 gợi ý rằng chi tiêu có sự phân cấp nhiều hơn so với các loại thuế trong suốt thời kỳ chúng tôi phân tích9. 3.2. Biến phụ thuộc và độc lập Trong phần này,chúng tôi thảo luận một cách tóm tắt về các biến phụ thuộc và biến kiểm soát mà chúng tôi sử dụng trong mô hình kinh tế của mình. Các biến với nguồn và định nghĩa của được liệt kê trong Bảng 4. Chúng tôi báo cáo những thống kê tóm tắt trên các biến được sử dụng trongcác mô hình cơ bản trong Bảng 5. Thống kê tóm tắt về các biến được sử dụng trong kiể m định tính vững và hồi quy các biến cụ thể được tìm thấy trong Bảng 6. 9 Chuỗi được trình bày chỉ đến 1998 thay vì 2001 ở Bảng 1 bởi vì sau 1998, cả hai biến chi tiêu và tài trợ bị thiếu ở nhiều nước Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 15 Chúng tôi sử dụng các khoản nợ tài chính ròng của chính phủ nói chung như là thước đo chính của chúng tôi. Các khoản nợ tài chính ròng được ưu tiên hơn tổng khoản nợ bởi vì chúng bao gồm cả tài sản công và nợ phải trả. Rõ ràng, nếu chính phủ sử dụng nợ để có được một s ố tài sản tài chính hoặc tài sản hữu hình, thì tình hình tài chính ròng của quốc gia đó vẫn không thay đổi, có thể được phản ánh vào dữ liệu. Chúng tôi xem xét các khoản nợ của toàn bộ chính phủ thay vì chỉ xe m xét các khoản nợ ở cấp trung ương hoặc đ ịa phương bởi vì sự vay mượn quá mức của địa phương không nhất thiết dẫn đến suy thoái tài chính địa phương khi trung ương tăng khoản chuyển nhượng (và ngược lại). Bỏ qua vấn đề này có thể dẫn đến kết luận sai lầm về tác động của phân cấp tài khóa. Dữ liệu về nợ ròng cho giai đoạn 1975-2001 được cung cấp bởi các nước OECD, nhưng chuỗi thời gian cho một số quốc gia (chẳng hạn, Tây Ban Nha) khá ngắn và có thể một số giá trị bị thiếu. Bảng 4 – Định nghĩa và nguồn các biến Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 16 Bảng 5 : Tóm tắt thống kê cho biến độc lập và phụ thuộc (m ô hình cơ bản) Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 17 Tóm tắt thống kê được tính cho tất cả các quan sát có sẵn. Lưu ý rằng số lượng quan sát trình bày t rong bảng này lớn hơn số lượng trong mô hình hồi quy vì (i) sử dụng s ai phân bậc 1 để ước lượng mô hình kinh tế l ượng và (ii) vài biến t hiếu giá trị. Bảng 6 – Tóm tắt thống kê cho các biến sử dụng mô hình tính vững và GMM Tóm tắt thống kê được tính cho tất cả các quan sát có sẵn. Lưu ý rằng số lượng quan sát trình bày t rong bảng này lớn hơn số lượng trong mô hình hồi quy vì (i) sử dụng s ai phân bậc 1 để ước lượng mô hình kinh tế l ượng và (ii) vài biến t hiếu giá trị. Trong khi khoản nợ tài chính ròng là thước đo chính của chúng tôi về nợ của chính phủ, chúng tôi cũng tiến hành thêm kiể m đ ịnh tính vững với các đo lường thay thế. Đặc biệt, chúng tôi xe m xét tổng các khoản nợ tài chính và nợ chính phủ được tính toán theo yêu cầu của hiệp ước Maastricht10. 10 Nợ chính phủ tính theo yêu cầu của hiệp ước Maastricht là đặc biệt hữu ích cho việc so sánh giữa cácquốc gia vì nó được dựa trên các định nghĩa quốc tế phù hợp. Tuy nhiên , chúng tôi không sử dụng biến đặc biệt này là m thước đo chính của nợ vì các quốc gia liên bang quan trọng nh ư Mỹ hay Úc lẽ ra bị loại bỏ (chỉ có dữ liệu cho các nước thành viên EMU có sẵn) , và bởi vì chúng tôi không nằm trong giai đoạn khủng hoảng giá dầu lịch sử (chỉ có dữ liệu từ năm 1990 trở đi có sẵn), nơi mà mức độ phân cấp quản lý tài chính có thểcó một tác dụng quan trọng vào sự t ăng trưởng của nợ. Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 18 Chúng tôi sử dụng một số biến kiểm soát kinh tế, nhân khẩu chúng tôic và chính trị, những biến mang yếu tố quyết định quan trọng đến kết quả tài chính, và đồng thời tương quan với phân cấp tài khóa. Trong phần này, chúng tôi thảo luận các biến trong các mô hình cơ sở. Các b iến được sử dụng trong kiểm định tính vững sẽ được thảo luận trong phần tiếp theo. Biến dân số được đưa vào để kiểm soát quy mô và/hoặc hiệu ứng tắc nghẽn trong việc s ản xuất hàng hóa công. Nếu các hàm sản xuất giảm theo quy mô do sự khan hiếm của một số yếu tố (ví dụ, đất), thì các yêu cầu gia tăng chi tiêu có thể dẫn đến việc mở rộng các khoản nợ. Mặc dù chúng tôi đo lường gánh nặng nợ nần theo quy mô của nền kinh tế bằng cách chia nó trên 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)11. Tăng trưởng GDP và tỷ lệ thất nghiệp được tính vào để kiểm soát cho các hiệu ứng chu kỳ kinh doanh. Tỷ lệ lạ m phát được tính vào vì thâm hụt tài ch ính và mở rộng cung tiền là cách thay thế để tài trợ cho chi tiêu công. Biến độ tuổi lao động, dùng để đo lường phần đóng góp của dân số từ 15 đến 65 tuổi, được đưa vào để kiểm soát cho mức thu nhập đối với người có thể gánh vác gánh nặng thuế hiện tại và tương lai do các khoản nợ hiện hữu. Chúng tôi xác định tư tưởng của đảng cầm quyền ở cấp liên bang bằng cách thêm vào một chỉ số chạy từ 1 (về bên phải) đến 5 (về bên trái). Biến này được lấy từ cơ sở dữ liệu CPDSI xây dựng bởi Armingeon và cộng sự (2008). Một số đóng góp đã chứng tỏ rằng có thể có sự khác biệt đáng kể trong các hành vi tài chính của các Đảng đối lập. Ví dụ, trường hợp chính phủ cánh tả nhiều khả năng thực hiện chính sách mở rộng và thường làm tăng lạm phát (Hibbs 1977). Tuy nhiên, ảnh hưởng của ý thức hệ về nợ công là chưa rõ ràng. Trong khi chính sách tài khóa mở rộng có thể một mặt dẫn đến chi tiêu nhiều hơn, một s ố chúng tôi cho rằng đảng cánh tả cũng có khả năng tăng thuế, với ảnh hưởng không rõ ràng về mức độ nợ (Borrelli và Royed 1995). Do đó chúng tôi không có tiên nghiệm chắc chắn đến các dấu hiệu của hệ số ước tính. 11 Trong khi các nghiên cứu khác tì m thấy yếu tố khu vực địa lý có ý nghĩa dự b áo về phân cấp tài khóa hơn là quy mô dân số (Treisman 2006) Chúng tôi không sử dụng khu vực địa lý như biến kiểm soát trong phân tích của chúng tôi vì nó thay đổi theo thời gian và không bao hàm trong mô hình tác động cố định Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 19 Chúng tôi cũng thêm vào chỉ số Herfindahl-Hirschman, đo lường mức độ phân mảnh của chính phủ, vì một số nghiên cứu cho thấy rằng các chính phủ bị phân mảnh hơn có xu hướng dễ bị ảnh hưởng hơn đối với các vấn đề vốn chung. Chỉ số này giả định mang giá trị cao hơn khi chính phủ ít bị phân mảnh. Nó được thực hiện từ bộ dữ liệu DPI năm 2006 được cung cấp bởi Beck và cộng sự. (2001). Biến độ mở được thêm vào để kiểm soát tác động của toàn cầu hóa lên kết quả tài chính. Bỏ qua biến này có thể dẫn đến các ước tính chệch bởi vì toàn cầu hóa có thể tương quan với mức độ phân cấp tài khóa và tại cùng một thời điểm với nợ công (Sharma 2005). Tuy nhiên, các dấu hiệu dự kiến của hệ số kỳ vọng là không rõ ràng. Một mặt, các quốc gia mở cửa hơn có thể buộc phải thực hiện chính sách tài khóa thận trọng hơn bởi vì các nhà đầu tư và các công ty có thể dễ dàng rời khỏi các quốc gia không tiềm năng (De Mello2005). Mặt khác, toàn cầu hóa có thể hạn chế khả năng tăng thuế của các chính phủ, buộc chúng tôi, ít nhất là tạm thời, phải thay thế nguồn thu thuế bằng các khoản nợ (Razin vàSadka1991). Biến lãi suất được đưa vào để kiểm soát cho chi phí đi vay. Các dấu hiệu kỳ vọng của hệ số là không rõ ràng. Một mặt, sự gia tăng lãi suất sẽ làm cho việc đi vay tiền từ một nguồn tài chính kém hấp dẫn hơn. Mặt khác, nợ ngắn hạn thường được tái cấp vốn bằng cách mua lại các khoản nợ mới. Kể từ thời điể m mà tại đó, một phần nào đó của nợ đến hạn là ngoại lệ, lãi suất cao hơn chỉ đơn giản là có thể thổi phồng số tiền phải trả của khoản nợ hiện hữu, từ đó ảnh hưởng nhiều hơn đến nợ công. Cuối cùng, chúng tôi thêm vào một biến giả cho trường hợp nước Đức trước năm 1991 để kiểm soát một thực tế là đất nước này được thống nhất vào tháng 10 nă m 1990 và vì vậy là m chuyển đổi, theo một cách nào đó, thành một quốc gia khác với một dân số lớn hơn, GDP lớn hơn,và nhiều thay đổi khác riêng biệt12. Người đọc xem xét kỹ lưỡng sẽ nhận ra rằng một trong những yếu tố quan trọng quyết định nợ công là thiếu tập hợp các biến kiểm soát đo lường cách vay nợ địa phương theo quy định, tức là, cho dù chính quyền địa phương được phép vay, và có áp đặt giới hạn đặc biệt bởi chính phủ liên bang. Thiếu sót này cần giải thích thêm bởi các nghiên cứu trước đó, như là của Rodden (năm 2002), hướng đến tầm quan trọng của 12 Cũng lưu ý rằng vài số liệu tại Đức trước 1991 không có t rong CSDL số 83 của viễn cảnh kinh tế OECD. Trong trường hợp này chúng tôi sử dụng phiên bản trước đó của CL DL viễn cảnh kinh tế để có được dữ liệu của Đức trước 1991 Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 20 hạn chế vay địa phương đối với kết quả tài chính. Chúng tôi không kiểm soát được một cách rõ ràng cho hệ thống vay địa phương, vì dữ liệu có sẵn về các hạn chế vay cho các nước trong mẫu không thể hiện sự thay đổi biến theo thời gian cụ thể và do đó không thể được tính đến trong các mô hình tác động cố định, mà chúng tôi xác định thêm dưới đây như là đặc điểm kỹ thuật thích hợp (xe m 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 bởi vì điểm đặc trưng của hiến pháp ít khi thay đổi theo thời gian và do đó đa cộng tuyến với các hiệu ứng cố định quốc gia. Có nghĩa là, chúng tôi không trực tiếp kiểm soát cho dù một quốc gia có một hệ thống tổng thống hay quốc hội, cho dù quốc gia đó đưa ra một quy tắc bầu cử theo tỷ lệ hoặc đa số, và cho dù nó có thể chế dân chủ trực tiếp. Chúng tôi cũng không trực tiếp kiểm soát cho các vị trí lập hiến của chính quyền địa phương, có nghĩa là, cho dù là một quốc g ia trung ương tập quyền hoặc một liên bang13. Tuy nhiên, cấu trúc của hiến pháp vẫn được kiểm soát một cách gián tiếp thông qua các hiệu ứng cố định quốc gia. Rõ ràng, chỉ có những quan sát mà tất cả các biến mang giá trị đầy đủ có thể được sử dụng trong các mô hình thực nghiệm. Thật không may, yêu cầu này làm giảm đáng kể số lượng các quan sát có sẵn, chủ yếu là do số liệu về khoản nợ tài chính ròng và các biện pháp phân cấp không có sẵn cho một số quốc gia OECD. Các bộ dữ liệu cuối cùng bao gồm 17 quốc gia14, và do đó bao gồm trên một nửa các nước thành viên OECD. 3.3. Mối quan hệ hai chiều Đối với một đánh giá sơ bộ của các mối quan hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công, Sơ đồ hai chiều giữa các khoản nợ tài ch ính ròng trung bình (được đo lường chủ yếu bởi nợ chính phủ) và mức trung bình của một trong ba biện pháp phân cấp ở các nước trong mẫu của chúng tôi được cung cấp trong hình 2, 3 và 4. Những con số này cho thấy khoản nợ tài chính ròng trung bình có mối liên hệ nghịch chiều với cả chi tiêu và phân cấp quản lý thuế, và mối liên hệ cùng chiều với 13 Lưu ý rằng Bỉ không còn là một quốc gia đơn nhất và chính thức trở th ành một liên bang v ào năm 1994. Đôi khi cho rằngTây Ban Nha là một liên bang thì hiệu quả mặc dù nó vẫn chính thức thống nhất . Dựa trên s ự thay đổi tại Bỉ (và có lẽ ở Tây Ban Nh a) một giả định liên bang có thể được về mặt lý thuyết tính đến trong các mô hình với các hiệu ứng cố định. Tuy nhiên, chúng tôi phải căn cứ kết luận liên quan đến biến này trong phạm vi sự thay đổi hai quốc gi a tốt nh ất. Do điều này có vẻ không hợp lý, chúng tôi không theo đuổi cách tiếp cận n ày thêm nữa. 14 Úc, Áo, Bỉ, Can ada, Đan Mạch , Tây Ban Nha, Phần Lan, Pháp, Anh, Đ ức, Aixlen, Ý, Hà Lan, Na Uy , Bồ Đào Nha, Thụy Đi ển, Mỹ Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 21 biến trợ 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 theo chiều dọc được tạo ra bởi các khoản tài trợ từ trên xuống dường như làm tăng mức độ nợ. Hình 2: Khoản nợ tài chính ròng và phân cấp chi tiêu Hình 3 : Khoản nợ tài chính ròng và phân cấp thuế Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 22 Hình 4 : Khoản nợ tài chính ròng và Tỷ trọng khoản trợ cấp Bảng 7 - Kiểm định nghiệm đơn vị Kiểm đ ịnh nghiệm đơn vị trên số liệu dạng bảng với tất cả dữ liệu có sẵn Giá trị quan s át p -values được để trong ngoặc đơn Tuy nhiên, những hạn chế của kết luận cơ bản về mối tương quan đơn là phổ biến. Do vậy, phương pháp kinh tế phức tạp hơn được sử dụng trong các phần sau đây để phân tích các tác động nhân quả của phân cấp quản lý tài chính về nợ công. Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 23 4. MÔ TẢ CHI TIẾT Trong phần này, chúng tôi mô tả cách tiếp cận kinh tế của chúng tôi. Trước tiên chúng tôi điều tra xem liệu các biến chính của chúng tôi có tính dừng không, và sau đó thảo luận về các phương pháp toán kinh tế. 4.1. Tính dừng Biến phụ thuộc (khoản nợ tài chính ròng) và ba biến phân cấp đều được đưa ra có độ dừng đáng kể15. Khi dùng mô hình tự hồi quy đơn giản được ước lượng bằng OLS (bình phương nhỏ nhất), chúng tôi tìm thấy cho mỗi biến quan tâm mà hệ số về giới hạn tự hồi quy gần như đồng nhất. Mặt khác, sai phân bậc 1 thể hiện tính dừng ít hơn. Khi các mô hình hồi quy được ước lượng với sai phân bậc 1, các hệ số về hồi quy luôn luôn là thấp hơn mức đồng nhất16. Tiếp theo, chúng tôi điều tra độ ổn định trong các biến quan tâm bằng cách sử dụng Kiểm định Levin-Lin-Chu nghiệm đơn vị trên số liệu dạng bảng. Các kết quả được thu thập trong Bảng 7. Các kiể m định được tính toán cho cả các bậc và sai phân bậc 1 của các b iến lãi suất17. Đối với các đặc điểm kỹ thuật, chúng tôi tính đến cả xu hướng tuyến tính và độ dừng riêng trong kiểm định về mức độ, nhưng độ dừng riêng chỉ áp dụng cho các bài kiể m định cho sai phân bậc một18. Độ trễ cho các kiểm định được tự động xác định bằng cách sử dụng thông tin tiêu chuẩn Schwarz. Theo kết quả báo cáo trong Bảng 7, mức độ của các biến quan tâm có nghiệm đơn trong khi sai phân bậc 1 có tính dừng19. Dựa trên bằng chứng này, chúng tôi kết 15 Chúng tôi rất biết ơn những tham kh ảo t ừ tạp chí mà chúng tôi điều tra trong bài viết này . 16 Lưu ý rằng chúng tôi không kiểm soát việc tự tương quan trong quá trình xử lý sai số, điều mà có thể dẫn đến sự không phù hợp của mô hình v ới các biến phụ thuộc, v à cũng không đưa r a các đ ặc tr ưng dạng bảng của dữ liệu trong các hồi quy này . Chúng chỉ mang tính thăm dò 17 Lưu ý rằng ki ểm định đơn d ạng bảng được tính bằng Eviews trong khi các mô hình kinh tế lượng dưới đây được ước lượng với Stata. Stata tỏ ra ưu trội h ơn với dữ liệu dạng bảng . Tuy nhiên, nh ư chúng ta bi ết nó thiếu khả năng tính các kiểm định đơn vị với dữ liệu bảng không cân bằng, bắt buộc chúng tôi sử dụng Eviews thay vì thực hiện các kiểm định n ày. 18 Nguyên nhân xem xét xu hướng mức độ của biến nhưng không phải sai phân bậc 1 là những kiểm định đơn vị gốc sẽ có khuynh h ướng thiên lệch khi tì m ra gố c đơn nh ất (v à do đó d ẫn đ ến kết lu ận quá trình có tính d ừng khác) Nếu chúng ta không xây dựng giả thuyết thay thế đúng, sự thay thế thích hợp các mức củ a biến, trong trường hợp của chúng ta, là xu hướng tính dừng (và do đó, không có một đơn vị gốc). VD các khoản nợ tài chính ròng trên GDP có xu hướng tăng ở hầu hết các nước trong mẫu của chúng tôi. Khi một biến xu hướng không có trong hàm kiểm định, một hành vi xu hướng chỉ có thể nhận thấy bằng mô hình ước lượng bằng cách tì m đơn vị gốc ngay cả khi dãy là xu h ướng tính dừng thực tế . Mặt khác, không hợp lý để đo án răng các sai phân bậc 1 là có tính xu hướng. Vì thế, các xu hướng không được xem xét trong kiểm định đơn vị gốc về sai phân bậc 1 . Xem xét một cách riêng biệt, Elder và Kenn edy (2001) có nh ững th ảo luận chi tiết hơn về vấn đề này. 19 Eviews cũng mặc định trình bày thêm ngoài kiểm định Levin-Lin-Chu là kiểm định Breitung, Im-Pesaran- Shin, ADF, Phillip-Perron. Để ngắn gọn, chúng tôi không trình bày những kiểm định thay thế trong bài viết này. Tuy nhiên, chúng sẵn có theo yêu cầu . Các kiểm định thay thế dẫn đến cùng kết luận giống kiểm định Levin-Lin- Chu đối với các sai phân bậc 1. Và rõ ràng cho thấy rằng chúng có tính dừng. Có vài bất đồng trong các mức, đôi Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 24 luận rằng mô hình toán kinh tế phải được xác lập theo sai phân bậc 1. Do đó chúng tôi chuyển đổi tất cả các biến phụ thuộc và biến độc lập được liệt kê trong Bảng 420 thành sai phân bậc 1 trong các mô hình ước lượng mở rộng dưới đây. 4.2. Mô hình kinh tế lượng Chúng tôi sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính tổng quát sau đây là đ iểm khởi đầu của phân tích của chúng tôi: Với yit biểu thị các khoản nợ tài chính ròng trên tỉ lệ GDP quốc gia i tại thời điểm t, αi quốc gia ảnh hưởng cố định các quốc gia (một mô hình thống kê), ωt ảnh hưởng cố định thời gian (biến giả theo năm), và εit là sai số. ∆ là sai phân bậc 1. Vector Z và DEC được xác định như sau: Z ={∆ Dân số, ∆ Lạm phát, ∆ độ tuổi lao động, ∆ độ mở, ∆ Tăng trưởng GDP, ∆ thất nghiệp, ∆ lãi suất, ∆ ý thức hệ, ∆ sự phân mảnh, nước Đức} DEC ={∆ phân cấp chi tiêu, ∆ phân cấp thuế, ∆ trợ cấp} Chúng tôi kiểm tra tính hợp lệ của kiểm định giả thuyết (và do đó mặc nhiên về tính hợp lệ của các hình thức chức năng) bằng cách điều tra phần dư từ ước lượng mô hình dự kiến trong phương trình (1) (Đó là, khi mẩu tiêu biểu và hiệu ứng cố định thời gian được bao gồm trong mô hình) được phân phối chuẩn. Kiểm tra đồ thị chỉ ra rằng các phần dư thì thực sự có phân phối chuẩn21. Chúng tôi cũng kiểm tra một cách rõ ràng tính giá trị của các đặc điểm kỹ thuật tuyến tính bằng cách kiểm tra biến phụ thuộc cần chuyển đổi sang dạng phân phối chuẩn hay không, kết quả là không sự khi giả thuyết đơn vị gốc bị từ chối. Tuy nhiên, để tránh sự nguy hi ểm của tương qu an giả, chúng tôi chọn giả thuyết mà mức độ quan tâm của các bi ến là I (1) , được chỉ ra trong kiểm định Levin-Lin-Chu. 20 Ngoại t rừ bi ến du mmy và các biến được tuyển chọn (mà là biến đếm đ ược) 21 Nhiều kiểm định chính thức (với sktest và iqr test có trong Stata), cho thấy 2 ngoại lệ: Bỉ vào 1981 và Hà Lan năm 1987 , nếu không có 2 quan sát tr ên thì giả thuyết đối với phần còn lại sẽ không bị từ chối. Ng ay cả khi có hai quan sát này dường như là ngoại lệ, chúng tôi cũng để lại trong mẫu vì không có lý do rõ ràng để biện hộ cho việc loại ra khỏi mẫu . Vì mẫu của chúng tôi xoay quanh cỡ 300 nên 2 mẫu này cũng khác có ảnh hưởng đ áng kể lên hệ số ước lượng. Để chắc chắn , chúng tôi thực hiện kiể m định thêm b ên dưới để xem các k ết quả của chúng tôi có thực sự vững (robust) đối với 2 ngoại lệ này và các ngo ại lệ t iềm ẩn khác không. Chúng tôi thực sự tì m thấy rằng k ết quả là không đổi khi các ngo ại lệ tiềm ẩn bị loại trừ. Trong vài trường hợp, s ự hiện diện của một vài ngoại lệ không có ý răng hàm chức n ăng tuyến tính là sai. Có nghĩa là không có bằng chứng có tính hệ thống nào cho thấy rằng một hàm thay thế khác là thích hợp hơn. Ngoại lệ đầu tiên dường như là do tỷ lệ nợ tài chính ròng trên GDP của Bỉ đã tăng đáng kinh ngạc lên 16,4 % từ 1980 đến 1981. Ngoại lệ thứ hai do tỷ lệ nợ tài chính ròng trên GDP của Hà Lan đã gi ảm 14,8% từ 1986 đến 1987. Ngược với Bỉ , chúng tôi không có một giải thích về mặt kinh tế mang tính thuyết phục nào cho sự sụt giảm lớn n ày. Chúng tôi cho rằng đó là do một sự thay đổi trong định nghĩa về nợ tài chính ròng trong năm cụ thể đó. Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 25 chuyển đổi nào là cần thiết22. Tiếp theo, chúng tôi tìm hiểu xe m mô hình tác động ngẫu nhiên hoặc mô hình tác động cố định là đúng với đặc trưng. Cả kiểm định Hausman và kiểm định F về ý nghĩa tác động cố định quốc gia chỉ ra rằng mô hình tác động cố định là phù hợp với đặc đ iểm kỹ thuật hơn (Kết quả không được trình bày nhưng có sẵn khi có yêu cầu). Do đó chúng tôi chỉ trình bày báo cáo kết quả cho các mô hình hiệu ứng cố định. Sau đó chúng tôi tiến hành một kiểm định Wald có điều chỉnh cho điều chỉnh phương sai (Baum 2000) trên mô hình tác động cố định, và thấy rằng giả thuyết 0 thường bị loại bỏ. Để rút ra những kết luận chắc chắn về vấn đề này cũng như với các loại khác của heteroscedasticity (biến đổi phương sai), chúng tôi luôn luôn sử dụng sai số chuẩn mạnh để kiểm định giả thuyết. Cuối cùng, một kiểm định tự tương quan cho các đặc trưng riêng sai số εit không bác bỏ giả thuyết Ho của không tự tương quan 23. Do đó chúng tôi không điều chỉnh thông số kỹ thuật của chúng tôi để kiểm soát hiện tượng tự tương quan. 5. KẾT QUẢ Đầu tiên, chúng tôi mô tả kết quả của ước lượng mô hình cơ bản (1). Tiếp sau, chúng tôi nghiên cứu xem liệu những kết quả này có đủ mạnh để xác nhận Nợ chính phủ và sự phân cấp của thuế, và những thay đổi khác của mô hình cơ bản. Sau đó, chúng tôi tiến hành xe m xét liệu những biến ngoại lai có ảnh hưởng đến các kết quả theo một cách khác (không đúng với quy luật không). Cuối cùng, kiểm tra liệu những biến nội sinh tiểm ẩn trong các biến kiểm soát có là vấn đề cần quan tâm không. 5.1. Kết quả cơ bản Kết quả của mô hình cơ bản được trình bày trong Bảng 8. Trong mô hình đầu tiên (FE 1), các biến phân cấp bị loại ra. Trong những mô hình tiếp theo, mỗi biến phân cấp được đưa vào mô hình một cách riêng lẻ. Chính xác hơn, trong mô hình thứ 2 (FE2) chỉ có biến phân cấp chi tiêu được đưa vào mô hình. Biến phân cấp thuế thì được đưa riêng vào mô hình thứ 3 (FE3).Mô hình 4 (FE4) thì có biến trợ cấp. Cuối cùng, mô hình thứ 5 (FE5) bao gồm đồng thời cả 3 biến phân cấp.Vì mô hình cuối 22 Chúng tôi sử dụng lệnh ladder v à gladd er trong Stata để điều t ra xem liệu sự bi ến đổi là cần thiết. 23 Chúng tôi sử dụng kiểm định được đề xuất trong Wooldridge (2002). Việc chúng tôi không tì m thấy tự tương quan là kết quả kỳ vọng từ (i) mô hình được ghi rõ trong sai phân bậc 1 và (ii)bao h àm thêm hiệu ứng cố định. Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 26 cùng có sự hoàn thiện đầy đủ chi tiết nhất, nên mô hình cuối cùng là mô hình được ưa thích hơn24. Mặc dù chi tiết có sự khác nhau, nhưng nó vẫn đảm bảo rằng không có mâu thuận nào được tìm ra trong các ước lượng ở Bảng 8. Điều này đặc biệt đúng đối với các biến phân cấp. Đó là, hệ số của biến phân cấp chi tiêu là có ý nghĩa và ngược chiều (mang dấu âm) trong cả hai mô hình 2 và 5, trong khi hệ số của biến phân cấp thuế và biến trợ cấp thì không khác đáng kể với 0 trong bất cứ mô hình nào có các biến này. Bảng 8 : Đo lường hồi quy sự thay đổi của tỷ lệ nợ trên GDP theo phân cấp gi ai đoạn 1975 - 2001 24 Chúng tôi giữ cỡ mẫu không đổi trong các mô hình này. Vì thế, chúng tôi chỉ sử dụng các quan sát mà cả 3 biến phân cấp có sắn. cách tiếp cận này đảm bảo ch ắc chắn rằng kết quả không khác biệt vì sự khác biệt số lượng các quan sát sẵn có. Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 27 Thống kê t được ghi t rong ngoặc đơn Kiểm định giả thuyết này dựa trên sai số chuẩn Robust Ước lượng với yếu tố cố đị nh bảng chéo và thời gian không được hi ển thị *Có ý nghĩa thống kê t ại mức 10%; ** Có ý nghĩa thống kê t ại mức 5%; *** Có ý nghĩa t hống kê t ại mức 1%. Bên cạnh sự phân cấp chi tiêu, bốn biến kiểm soát còn lại đều có ý nghĩa. Một trong những biến này là biến dân số, là biến luôn nghịch chiều. Điều này cho thấy rằng một sự gia tăng trong dân số dẫn đến ít nợ chính phủ. Có lẽ vì quy mô nền kinh tế trong nền sản xuất hàng hóa công làm giả m đi áp lực tài chính ở những quốc gia lớn hơn. Biến độ mở cửa của nền kinh tế thì luôn luôn cùng chiều (mang dấu dương) , nó cho thấy rằng nền kinh tế mở phải đối mặt tương đối với nhiều sự bất ổn tài chính hơn một nền kinh tế đóng. Hệ số ước lượng của biến lãi suất thì luôn luôn nghịch biến, điều này chỉ ra rằng chính phủ vay mượn ít hơn khi chi phí vay tăng. Cuối cùng, hệ số của b iến ý thức hệ thì luôn luôn đồng biến và có ý nghĩa trong 2 mô hình (một trong hai là mô hình ưu tiên), điều này chỉ ra rằng phe cánh tả của chính phủ đã từng vay nhiều trong suốt khung thời gian tiến hành phân tích của chúng tôi. Cũng lưu ý rằng biến giả Đức thì luôn luôn nghịch biến và có ý nghĩa, nó hiển thị tương đối lớn kiểm định t-statis tics (trong điều kiện tuyệt đối). Kết quả này khẳng định rằng Đức đã vay mượn nhiều hơn sau khi thống nhất đất nước. Một biến khác có liên quan tương đối cao nhưng kiểm định t lại không đáng kể là biến độ tuổi lao động. Hệ s ố biến này luôn luôn nghịch biến cho thấy là một nước có dân số “ít phụ thuộc” thì các kết quả tài chính ổn định hơn. Tỷ lệ người thất nghiệp thì luôn đồng biến, mặc dù hệ số tương quan không có ý nghĩa ở tất cả các mô hình. Có một vài bằng chứng cho thấy rằng một tỷ lệ thất nghiệp cao hơn làm tăng áp lực tài chính. Cuối cùng, lưu ý rằng biến phân mảnh (phân chia) thì luôn luôn nghịch biến. Mặc dù hệ số là không có ý nghĩa cho thấy rằng vấn đề chung có thực sự nghiêm trọng hơn khi chính phủ bị phân mảnh. Nhìn chung, chúng tôi tìm ra rằng những biến kiểm soát thực hiện là hợp lý, qua đó tăng cường sự tin tưởng vào các ước lượng. Do đó, chúng tôi có được một kết luận sơ bộ rằng sự phân cấp tài khóa thì không gây những ảnh hưởng tiêu cực đến các kết quả tài chính. Nghĩa là, cả phân cấp chi tiêu hay phân cấp thuế và sự mất cân bằng theo chiều dọc của tài chính dường như không làm tăng nợ chính phủ. Chúng tôi tìm ra bằng chứng chỉ ra hướng ngược lại: Hệ Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 28 số tương quan nghịch biến của hệ s ố biến phân cấp chi tiêu cho thấy sự phân cấp tài khóa dẫn đến những cải tiến trong lập trường tài ch ính của khu vực công. Trong thực tế, các khoản nợ làm giả m hiệu quả của việc phân cấp chi tiêu là lớn rõ rệt. Giá trị của hệ số hàm ý rằng sự gia tăng 1% của tỷ lệ chi tiêu địa phương trên tổng chi tiêu chính phủ làm giả m tỷ lệ nợ trên GDP khoảng 0,23%. Kết quả này cho thấy, ví dụ, khoảng 10,8% của 49% sự khác nhau trong những khoản nợ tài ch ính ròng giữa Bỉ và Canada có thể được giải thích bởi 47% sự khác nhau trong phân cấp chi tiêu giữa hai quốc gia này. Khi tiến hành so sánh, chúng tôi hãy để những con số này đặt trong mối quan hệ liên quan với những sự khác nhau trong những khoản nợ tài chính ròng, điềù này có thể được g iải thích bằng sự khác nhau trong kích cỡ dân số. Theo ước lượng của , một sự gia tăng trong dân số khoảng 1 triệu sẽ làm giả m đi tỷ lệ nợ tài chính ròng trên GDP khoảng 1%. Vì sự khác nhau trong kích cỡ dân số giữa Bỉ và Canada là khoảng 17 triệu, 17% sự khác nhau trong tỷ lệ nợ tài chính ròng trên GDP có thể được giải thích bởi sự khác nhau trong kích cỡ dân số. Đó là, sự khác biệt trong mức độ phân cấp chi tiêu cũng quan trọng như là sự khác biệt trong kích cỡ dân số, để giải thích cho sự khác biệt giữa các quốc gia trong nợ công. Rõ ràng, các lợi ích của việc phân cấp tài khóa sẽ át đi các khía cạnh tiêu cực , những khía cạnh có xu hướng được nhấn mạnh trong các lý thuyết trước đây về ràng buộc ngân sách mềm và những vấn đề chung. Tuy nhiên, chúng tôi cũng nhận ra rằng ước lượng của chúng tôi trong phần này có thể có một số vấn đề. Vì vậy, chúng tôi phải nghiên cứu xem liệu những điều tìm ra được trên đây có đủ mạnh trước khi đi đến được những kết luận rõ ràng. 5.2. Kiểm tra tính vững Trong phần này, muốn tìm ra tính vững của các kết quả từ các hồi quy cơ bản ban đầu. Những kiểm tra tính vững luôn được tiến hành trên mô hình được ưa thích của chúng tôi (mô hình FE5 trong bảng 8). 5.2.1. Ki ểm tra tính vững cơ bản (chung) Chúng tôi bắt đầu bằng các báo cáo kết quả từ sáu loại khác nhau của kiểm tra tính vững chung trong Bảng 9. Đầu tiên, chúng tôi dùng bảng sai số hiệu chỉnh tiêu chuẩn để kiểm tra giả thuyết (Beck và Katz 1995). Theo báo cáo kết quả trong cột đầu tiên (Robust 1) của bảng, sử dụng bảng sai số hiệu chỉnh tiêu chuẩn không thay đổi các Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 29 kết quả liên quan đến các biến phân cấp. Kết quả từ mô hình mẫu liên quan đến các biến kiểm soát còn lại đã được xác nhận cao. Trong cột 2 (Robust 2) chỉ ra kết quả có được bằng cách ước lượng một mô hình với tổng nợ tài chính thay vì những khoản nợ tài chính ròng được sử dụng như là thước đo nợ chính phủ. Chúng tôi tìm ra rằng việc phân cấp chi tiêu vẫn cho thấy một hệ số âm (nghịch biến). Tuy nhiên, nó không còn có ý nghĩa. Mặt khác, biến trợ cấp cho thấy hệ số âm trong mô hình cơ bản, giờ hóa ra có ý nghĩa. Điều này không có gì đặc biệt bất ngờ, kết quả của mô hình này khác biệt ở một số mức độ so với mô hình cơ bản cho rằng hệ số tương quan giữa những khác biệt đầu tiên của tổng nợ tài chính với nợ tài chính ròng trong mẫu của chúng tôi chỉ là khoảng 0,77. Ở phần dưới này, sẽ thảo luận vấn đề này một cách chi tiết hơn. Ở cột thứ 3 (Robust 3), chỉ ra những kết quả từ ước lượng một mô hình sử dụng thước đo thay thế việc phân cấp quản lý thuế. Trong khi đó, việc phân cấp quản lý thuế trong mô hình cơ bản được định nghĩa là tỷ lệ thu nhập địa phương từ nguồn thuế, nguồn mà chúng tôi có thể tự thiết lập thuế suất và cơ sở xác định thuế riêng trên tổng nguồn thu từ thuế của chính phủ, thước đo mới này được xác định là tỷ lệ thu nhập của địa phương từ những thuế riêng của địa phương và những loại thuế được phân chia - thuế mà địa phương có tiếng nói trong việc quyết định trong việc phân chia thu nhập. Loại thuế được phân chia này đặc biệt thích hợp với những chính quyền địa phương nằm trong những liên bang phát triển như Tây Ban Nha và Bỉ, và còn ở những nước có truyền thống liên bang như Đức và Áo. Mặc dù một tiêu chuẩn khác 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 các kết quả trong mô hình cơ sở. Ở cột thứ 4 (Robust 4), trình bày kết quả từ ước lượng một mô hình sử dụng một thước đo về nợ công như là một biến phụ thuộc, nó được đo lường theo yêu cầu của Hiệp ước Maastricht. Rõ ràng, đối với mô hình này cỡ mẫu được sử dụng nhỏ hơn vì chỉ có dữ liệu của những nước EMU sau năm 1990 là có sẵn. Chúng tôi thấy rằng trong khi các nước thực hiện việc phân cấp chi tiêu thì gặp phải một hiệu ứng tiêu cực ngược lại, là m mất ý nghĩa của mô hình. Một sự giải thích cho kết quả này có lẽ là do thời kỳ chịu ảnh hưởng hậu quả của cú sốc giá dầu phải được loại trừ khi đo lường nợ Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 30 chính phủ, và vì việc phân cấp quản lý chi tiêu chắc hẳn đóng vai trò đặc biệt quan trọng trong việc kìm hãm lại sự tăng trưởng của nợ công trong thời kỳ này. Cũng lưu ý rằng 2 biến phân cấp còn lại tiếp tục không có ý nghĩa. Trong cột cuối cùng (Robust 5), trình bày kết quả từ việc ước lượng mô hình ưa thích hơn bằng cách tính trung bình 5 năm25. Chúng tôi sử dụng trung bình 5 năm để nghiên cứu khả năng kết quả trong mô hình cơ bản được điều khiển bởi yếu tố chu kì kinh doanh. Nếu độ co dãn thu nhập và mối quan hệ với tăng trưởng kinh tế là khác nhau ở trung tâm thành phố lớn và những vùng địa phương, biến phân cấp quản lý thuế và biến trợ cấp có thể chỉ ra một cách s ai lầm những biến đổi trong sự tự chủ về thuế của các địa phương và sự mất cân bằng tài chính theo chiều dọc và từ đó dẫn đến các ước tính sai lệch. Việc tính trung bình dữ liệu hơn 5 năm sẽ làm giảm những biến đổi do chu kì kinh tế gây ra. Tuy nhiên, chúng tôi tìm ra rằng kết luận chính của chúng tôi từ mô hình cơ bản được xác nhận. Bảng 9 – Hồi quy sự thay đổi của tỉ lệ nợ trên GDP trên đo lường phân cấp, giai đoạn 1975-2001, kiểm tra tính vững. 25 Vì bộ dữ liệu của chúng tôi bao gồm năm 2001, kỳ cuối cùng từ 1996 đến 2001 và vì thế về mặt kỹ thuật thì là trung bình 6 năm. Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 31 Thống kê t được t rình bày trong ngoặc đơn Kiểm đ ịnh giả thuyết dựa vào sai số chuân robust (trừ trong mô hình PCSE) Ước l ượng cho bảng chéo và hi ệu ứng cố định thời gian không được trinh bày Ý nghĩa mô hình được đánh giá ở cả thống kê F (trong mô hình FE) hoặc χ2 (trong mô hì nh PCSE) *có ý nghĩa tại mức 10%, ** có ý nghĩa tại mức 5% , *** có ý nghĩa tại mức 1% Nhìn chung, chúng tôi thấy rằng trong bộ kiểm tra tính vững này, kết quả với mối liên hệ mật thiết đến những biến phân cấp từ việc hồi quy cơ bản đã được xác Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 32 thực. Việc phân cấp trong chi tiêu thì có mối quan hệ nghịch biến với nợ công, trong khi đó việc phân cấp quản lý thuế và trợ cấp trong thu nhập của các địa phương dường như không có quan hệ với vay nợ của chính phủ. Ngoại lệ duy nhất đối với kết quả chung này là những mô hình sử dụng những định nghĩa thay thế khác về nợ công. Trong khi chúng tôi có thể g iải thích việc không có ý nghĩa của biến phân cấp trong quản lý chi tiêu trong mô hình Maastricht bằng cách ám chỉ sự thật là dữ liệu có sẵn chỉ từ 1990 trở đi với thước đo Maastricht về nợ công, thì thật khó để giải thích cho việc phân cấp quản lý trong chi tiêu trong mô hình với những khoản nợ tổng tài chính là không có ý nghĩa. Có lẽ, những khoản nợ tổng tài chính và nợ ròng đo lường những khía cạnh khác nhau về các vấn đề của chính phủ. Đây là bằng chứng rõ ràng ở một nước là Na Uy, nợ tài chính ròng trung bình vào khoảng 40% GDP (cho thấy tài sản sở hữu nhiều hơn nợ) trong suốt khung thời gian của bài nghiên cứu của , trong khi đó khoản tổng nợ tài chính tích cực là trung bình trên khoảng 36% GDP. Việc xe m xét thực tế rằng những khoản tổng nợ tài chính chỉ đo lường một mặt bảng cân đối của chính phủ, chúng tôi tin rằng không nên dựa trên những kết luận của chúng tôi trong việc đo lường nợ. Điều này càng trở nên vững vàng, tuy nhiên, dù rằng khi nợ tài chính gộp được sử dụng như biến phụ thuộc, dấu hiệu của biến phân cấp quản lý chi tiêu mang tính tiêu cực (dấu âm), và rằng 2 biến phân cấp còn lại tiếp tục không có ý nghĩa. Do đó, phần lớn là xác nhận mạnh mẽ lại những kết quả nghiên cứu trước đây của chúng tôi. 5.2.2 .Yếu tố ngoại sinh Chúng tôi đưa ra kết quả trong Bảng 10 từ những kiểm tra tính vững để ước lượng lại mô hình cơ bản được đưa ra sau khi loại trừ các yếu tố ngoại sinh tiềm năng. Chúng tôi sử dụng cả hai kỹ thuật "dựa trên mô hình" và “thử và sai” để xác định yếu tố ngoại s inh. Trong cột đầu tiên của Bảng 10 (yếu tố 1), chúng tôi loại trừ tất cả các quan sát mà (tuyệt đối) hàm studentized lớn hơn 2. Mười quan sát được loại trừ khi định nghĩa về những gì tạo nên một biến ngoại s inh được áp dụng26. Có thế 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 thử và sai để xác định giá trị ngoại sinh. Trong cột thứ hai (yếu tố 2), 26 Như đề cập ở trên . Trường hợp Bỉ n ăm 1981 và Hà Lan năm 1987 thuộc các quan s át bị lo ại trừ. Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 33 chúng tôi loại trừ tất cả các quan sát mà khoản nợ tài chính ròng là âm. Chính sách này ảnh hưởng chủ yếu ở Na Uy và Phần Lan, và sau khi giảm kích thước mẫu khoảng 57 quan sát so với hồi quy ban đầu. Chúng tôi thấy rằng kết quả vẫn tương đối ổn định mặc dù có một sự giảm khá lớn trong kích thước mẫu. Có nghĩa là, mặc dù phân cấp chi tiêu làm nới lỏng ý nghĩa của nó, nó vẫn hiển thị hệ số âm và thể hiện một thống kê t tương đối lớn. Các biến phân cấp còn lại tiếp tục là không có ý nghĩa. Trong cột thứ ba (yếu tố 3), chúng tôi thu thập các kết quả từ ước lượng dựa trên mô hình được đưa ra mà không có nước Mỹ. Chúng tôi ước đoán rằng không có nước Mỹ là do Mỹ thâm hụt ngân sách lớn phát s inh trong quá trình chạy đua vũ trang với Liên Xô trong thời gian cuối những năm 1980, và khu vực công tương đối phân cấp. Tuy nhiên, chúng tôi thấy rằng kết quả vẫn cơ bản giống nhau. Trong cột thứ tư (yếu tố 4) và thứ năm (yếu tố 5), trình bày các kết quả khi Bỉ và Tây Ban Nha lần lượt được loại trừ. Hai quốc gia này có thể ảnh hưởng đến kết quả nhiều vì quá trình phân cấp rộng rãi đã được khởi đầu ở cả hai nước trong thời gian cuối những năm 1980. Tuy nhiên, có thể thấy rằng kết quả không khác biệt so với mô hình cơ bản. Theo các kết quả này, chúng tôi kết luận rằng mô hình cơ bản là mạnh mẽ đối với các biến ngoại s inh. Bảng 10 – Hồi quy sự thay đổi của tỉ lệ nợ trên GDP trên đo lường phân cấp, giai đoạn 1975-2001, các ngoại lệ. Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 34 Thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn Kiểm định giả thuyết dựa vào sai số chuẩn robust Ước lượng cho bảng chéo và hiệu ứng cố định thời gian không được trình bày *Có ý nghĩa tại mức 10%, ** có ý nghĩa tại mức 5% ,*** có ý nghĩa mức 1% . Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 35 5.2.3. Các yếu tố nội sinh Trong phần này, chúng tôi trình bày các thiết lập của các kiểm tra tính dừng cuối cùng mà chúng tôi cố gắng để kiểm soát các biến nội sinh như lãi suất, tỷ lệ lạm phát và thất nghiệp. Các biến này có thể được xác định đồng thời với nợ vay chính phủ vì những lý do sau: Đầu tiên, một giả thuyết hợp lý là người cho vay có thể yêu cầu phí bảo hiểm rủi ro của chính phủ cao hơn, do đó sẽ dẫn đến chi phí đi vay cao hơn. Thứ hai, lạm phát thể hiện một mối quan hệ nhân quả ngược lại với nợ chính phủ. Có nghĩa là, các quốc gia có lượng lớn cổ phiếu nợ sẽ quan tâm đến việc tăng tỷ lệ lạm phát để giảm gánh nặng nợ thực tế. Thứ ba, cũng có một mối quan hệ đảo ngược giữa thất nghiệp và nợ vay chính phủ. Tức là, chính phủ có thể tham gia vào các thâm hụt tài chính để chống lại tình trạng thất nghiệp. Vì những lý do này, ước lượng có thể bị sai lệch khi 3 biến nội sinh này không được đưa vào mô hình. Không may, rất khó để tìm thấy các biến có thể thay đổi theo thời gian để sử dụng như một công cụ cho biến nội sinh ở các khoảng thời gian khác nhau. Như sẽ trình bày ở phần sau, chúng tôi đã lựa chọn các biến như một dạng thử để chỉ cho thấy rằng chúng không liên quan trực tiếp đến nợ chính phủ. Chúng tôi sử dụng bốn biến sau như công cụ chủ yếu. Đầu tiên, một biến giả (EMU trong Bảng 4) đó là 1 cho tất cả các nước đã ký hiệp ước M aastricht (EU 15) từ năm 1993 trở đi và 0 (cho Áo, Phần Lan và Thụy Điển-các nước EFTA cũ, biến này là 1 từ năm 1995 trở đi vì không tham gia vào EU cho tới năm đó). Hiệp ước M aastricht đưa ra hạn chế đáng kể về quyền tự chủ về chính sách tiền tệ của các quốc gia thành viên và do đó có thể tương quan với lạm phát, thất nghiệp và lãi suất. M ặc dù nó cũng áp đặt một số hạn chế đối với chính sách tài khóa, chúng tôi nhận thấy là không có liên quan đáng kể vào sự tăng trưởng của các khoản nợ tài chính ròng khi chúng tôi ước lượng mô hình đã đưa vào biến này 27. Ngoài ra, các kiểm tra over-identification trong Bảng 11 không cho rằng đây là một công cụ vô hiệu. Thứ hai, chúng tôi sử dụng một chỉ số đo lường sản xuất công nghiệp. Chỉ số này được xây dựng bởi các nước O ECD và xem xét những sản phẩm được sản xuất ra bởi quá trình khai thác, sản xuất, việc tạo nên khí đốt, điện, và nước. Cho rằng biến này có 27 Kết quả không được trình bày nhưng sẵn có th eo yêu cầu. Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 36 thể là một công cụ hợp lý vì những thay đổi trong lạm phát, thất nghiệp và lãi suất 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. Vì các thay đổi trong sản lượng công nghiệp, biến này cũng liên quan đến các biến có khả năng nội sinh. Đơn vị chi phí lao động biến đổi được xác định là chi phí trung bình của lao động trên một đơn vị sản lượng. Biến này cũng lấy được từ các nước OECD. Công cụ thứ tư là một biến để đo số năm cho đến cuộc bầu cử tiếp theo. Chúng tôi cho rằng các chính phủ cố gắng hơn nữa để ảnh hưởng đến tỷ lệ thất nghiệp và tỷ lệ lạm phát theo hướng thuận lợi khi năm bầu cử đến gần. Kết quả từ hồi quy với biến công cụ được thu thập trong Bảng 11. Trong cột đầu tiên (GMM 1), trình bày kết quả khi cho một yếu tố tỷ lệ thất nghiệp. Kết quả trong cột thứ hai (GMM 2) thu được chỉ có tỷ lệ lạm phát. Cột thứ ba (GMM 3) trình bày kết quả của một mô hình mà chỉ có lãi suất là chính. 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 yếu tố có sẵn trong các mô hình, thay vì chọn bộ công cụ cho mỗi mô hình riêng lẻ, ngoại lệ duy nhất là mô hình mà tỷ lệ thất nghiệp được chọn riêng. Trong mô hình này, các thử nghiệm bị bác bỏ ở mức 10% khi bao gồm chỉ số sản xuất công nghiệp . Bảng 11 – Hồi quy sự thay đổi của tỉ lệ nợ trên GDP trên phân cấp đo lường, giai đoạn 1975-2001, ước lượng GMM Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 37 Thống kê t được trình bày trong ngoặc đơn Kiểm định giả thuyết dựa vào sai số chuẩn robust Ước lượng cho bảng chéo và hiệu ứng cố định thời gian không được trình bày Giá trị p cho kiểm định under và overidentification được trinh bày phần dưới của bảng. *Có ý nghĩa tại mức 10%, ** có ý nghĩa tại mức 5% ,*** có ý nghĩa mức 1% . Tất cả các mô hình được ước lượng với ước lượng GMM. Ước lượng GMM là Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 38 hiệu quả hơn so với ước lượng TSLS đơn giản bởi vì nó gán trọng số với các điều kiện thời điểm theo sự khác biệt của chúng. Lưu ý đầu tiên theo nhận dạng (Hansen J) trong Bảng 11, các biến công cụ có giá trị ý nghĩa thống kê trong mô hình GMM 1 tới GMM 4. Do đó kết quả trong hai mô hình đầu tiên xác nhận các kết quả chính từ các mô hình cơ bản. Có nghĩa là, biến phân cấp chi tiêu là nghịch biến và liên quan đáng kể đến nợ vay chính phủ, và hai biến còn lại là không có ý nghĩa. Tuy nhiên, khi yếu tố lãi suất được xem xét, chúng tôi thấy rằng các công cụ là yếu tố dự báo yếu của biến đặc biệt này, bằng chứng là giá trị- p lớn được báo cáo trong mô hình GMM 3. Chúng tôi có được kết quả tương tự khi cả ba biến có khả năng nội sinh sử dụng đồng thời, bằng chứng là kết quả báo cáo cho mô hình GMM 4. Điều này không đáng ngạc nhiên khi xem xét thực tế rằng mặc dù các biến công cụ đảm bảo tính thống nhất, nó vẫn kém 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 là thấp hơn đáng kể so với các mô hình trước. Vì vậy, chúng ta nên nghi ngờ rằng sự không có ý nghĩa của biến phân cấp chi tiêu trong mô hình GMM 3 và 4 là do bộ dụng cụ là yếu, và không phải vì phân cấp chi tiêu là thực sự không thích hợp với nợ vay của chính phủ. Tuy nhiên, ngay cả trong các mô hình này, phân cấp chi tiêu tiếp tục để hiển thị hệ số âm. Để chứng minh sự không có ý nghĩa của biến phân cấp chi tiêu trong mô hình GMM 3 và 4 là do công cụ yếu, chúng tôi ước lượng một mô hình thứ năm (GMM 5). Trong mô hình này, chúng tôi xem xét tới sự khác biệt đầu tiên của tình trạng thất nghiệp, lạm phát và lãi suất như nội sinh, như chúng tôi đã làm trong mô hình thứ tư, và bộ 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, lạm phát và lãi suất. Mặc dù 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 những con số hiển thị hàng loạt những tương quan mạnh mẽ, các kiểm tra ban đầu trong cột thứ năm của Bảng 11 thực hiện cho thấy kết quả tốt, do đó làm tăng sự tự tin của chúng tôi đối với các kết quả. Kết quả trong mô hình GMM 5 khẳng định phỏng đoán đúng của chúng tôi liên Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 39 quan đến mô hình GMM 3 và 4. Đó là, khi công cụ bổ sung được sử dụng, phân cấp chi tiêu cũng hiển thị một lần nữa tác động tiêu cực đáng kể trên nợ vay công. Một số biến kiểm soát khác cũng trở thành có ý nghĩa. Với kết quả này, chúng tôi có thể tin rằng những kết luận từ các mô hình cơ bản là mạnh mẽ 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 khóa và tài chính công.Ngay từ đầu, chúng tôi đã thảo luận một số lập luận mang tính lý thuyết là tại sao phân cấp tài khóa có thể dẫn đến mức độ không bền vững của nợ. Tuy nhiên, nó cũng chỉ ra rằng phân cấp tài khóa có thể có tác dụng tích cực, chẳng hạn như khả năng hạn chế sự can thiệp của chính phủ không hiệu quả, mà có thể bù đắp những khía cạnh tiêu cực. Vì vậy, một phân tích thực nghiệm dường như được bảo đảm. Trong phân tích, với việc sử dụng cả hai biến phân cấp có nguồn gốc từ GFS Niên giám của IMF (và thu được từ một cơ sở dữ liệu của Ngân hàng Thế giới) và những đo lường được cung cấp bởi Stegarescu (2005), chúng tôi đã tìm thấy rằng một mức độ cao của phân cấp chi tiêu có khuynh hướng giảm đáng kể nợ công, 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 khóa cho sự ổn định tài chính, chúng tôi thu được trong điều tra thực nghiệm của chúng tôi kết quả ngược lại. Có vẻ như là phân cấp tài khóa đã không được nguy hại đến các nước OECD trong giai đoạn 1975-2001.Trong thực tế, các kết quả cho phân cấp chi tiêu chỉ ra rằng ủy quyền nhiều hơn thực sự sẽ cải thiện những động cơ khuyến khích các chính trị gia thực hiện chính sách tài khóa lành mạnh. Theo quan điểm của chúng tôi, nghiên cứu này có vài gợi ý cho các nghiên cứu trong tương lai. Những đóng góp lý thuyết, thực tế là ba đại diện của phân cấp tài khóa xe m xét dường như có hiệu ứng khác nhau về kết quả tài chính, hàm ý rằng chúng phải được coi là 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 tồn tại, chỉ có phân cấp chi tiêu hoặc chỉ có phân cấp quản lý thuế được xem xét, và các biến thể khác thường được xử lý như một "phần dư". Do đó, phân tích những tương tác tài chính phức tạp như cạnh tranh về thuế địa phương và sự tồn tại của các ràng buộc ngân sách mềm trong một Mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và nợ công ở các nước OECD Nhóm 2 – TCDN Đêm 3 40 khuôn khổ mô hình thống nhất có thể dẫn đến những cách hiểu mới và thú vị về lý thuyết. Liên quan đến khía cạnh nghiên cứu thực nghiệm, nó có thể là thú vị để xe m xét kỹ lưỡng chi tiết hơn lý do tại sao ba đại diện của phân cấp tài khóa có tác động khác nhau. Ví dụ, một câu hỏi rõ ràng, Tại sao phân cấp chi tiêu một cách chính xác có một ảnh hưởng hiệu quả lớn trong việc giảm nợ của chính phủ ? Có phải vì chính quyền địa phương có thể tiếp cận các thông tin rải rác tốt hơn? Đó là do họ đáp ứng nhanh hơn đối với những mong mỏi của cử tri họ phải không? Hay do họ tin rằng các mức thấp trong nợ công là một lợi thế trong cạnh tranh quyền lực vì chúng báo hiệu các khoản thuế tương lai thấp? Tương tự, nó cũng có thể được tán 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 đặc điểm mang lại lợi ích cạnh tranh thuế chẳng hạn như khả năng hạn chế chính phủ Leviathan, bù đắp những tác động tiêu cực tiềm tàng từ, ví dụ, cạnh tranh thuế ngang? Là những vấn đề chung vì sự mất cân bằng tài chính theo chiều dọc được tổ chức trong kiểm tra bằng cách mở rộng hơn mức độ kiểm soát phân cấp tài chính từ trên xuống thông qua các khoản trợ cấp liên bang? Hay các biến đo lường các tính năng của phân cấp hóa ra là không ý nghĩa bởi vì chúng thực sự không thích hợp cho kết quả tài chính? Tất cả những câu hỏi trên đều là những câu hỏi thú vị mà có thể đóng vai trò quan trọng cho các cuộc thảo luận đang diễn ra những giá trị của phân cấp tài khóa. Lời cảm ơn: Chúng tôi chân thành cảm ơn Dan Stegarescu vì sự chia sẻ dữ liệu phân cấp của ông ấy. Chúng tôi cũng rất biết ơn các nhà phê bình và biên tập viên của tạp chí cho các đề xuất của chúng tôi trong đó cải thiện đáng kể giấy. Những người Mỹ và châu Âu tham gia hội nghị Lựa Chọn công ở San Antonio và Jena, tham gia hội thảo nội bộ ở Heidelberg, và Zohal Hessami cung cấp ý kiến hữu ích. Tài trợ bởi Quỹ khoa chúng tôic Đức (DFG-SPP 1142) được ghi nhận sâu sắc.Tất nhiên, chúng tôi một mình chịu trách nhiệm cho tất cả các lỗi còn lại.