Đề tài Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công

lớn tiền phạt liên quan từ lỗ hổng ngân sách bị thâm hụt đó. Điều này chỉ ra rằng chúng ta có thể hi vọng mức độ của cán bộ chính phủ địa phương tại một quốc gia mà các nhà cầm quyền địa phương được bầu cử tại địa phương là thấp hơn tại các quốc gia mà nhà cầm quyền địa phương được bổ nhiệm bởi chính phủ trung ương. Dựa theo định nghĩa của DPI, giá trị của biến số này bằng 0 nếu cả nhà cầm quyền địa phương và cơ quan lập pháp địa phương đều không được bầu cử tại địa phương, và bằng 1 nếu nhà cầm quyền địa phương được bổ nhiệm nhưng cơ quan lập pháp lại được bầu cử, và bằng 2 nếu cả 2 đều được bầu cử tại địa phương. Giá trị của biến số giả này càng cao, trách nhiệm của cán bộ chính phủ địa phương đối với tài chính công địa phương càng cao. Và vì nhà cầm quyền địa phương sẽ chịu trách nhiệm đối với tài chính công địa phương nên anh ta sẽ phải cố gắng để hạ thấp lỗ hổng ngân sách bị thiếu hụt trong khả năng của anh ta, và do đó, cấp bậc của cán bộ chính phủ địa phương sẽ thấp hơn. Điều này chỉ ra rằng chúng ta có thể hi vọng cấp bậc của cán bộ chính phủ địa phương sẽ giảm xuống cùng với giá trị của biến số chính trị giả. Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 52 Biến số chính trị thứ 2 mà chúng ta đưa ra cũng là một biến số giả, nó sẽ định nghĩa mối quan hệ lập pháp giữa các chính phủ trung ương và địa phương của một quốc gia. Tất cả các quốc gia có thể phân loại ra hai nhóm: chính quyền trung ương tập quyền và chính quyền liên bang. Một chính quyền trung ương tập quyền là một quốc gia mà quyền lực chính trị hầu hết được kiểm soát bởi chính phủ trung ương và có thể được chuyển hoặc ủy nhiệm cho các cơ quan chính quyền địa phương. Chính phủ trung ương vẫn có thể giữ lại quyền quan trọng để thu hồi lại quyền được ủy nhiệm đó. Hơn nữa, bất kỳ một cơ quan chính quyền địa phương nào trong một chính quyền trung ương tập quyền đều có thể được thành lập hay hủy bỏ. Do đó, chúng ta có thể hi vọng rằng chính phủ trung ương tại một chính quyền trung ương tập quyền đều kiểm soát các nguồn lực liên quan của quốc gia và cung cấp nhiều dịch vụ công liên quan do dân cư của mình hơn là tại các chính quyền liên bang. Thực tế, chúng ta có thể hi vọng rằng cấp bậc của cán bộ chính phủ trung ương trong chính quyền trung ương tập quyền thì cao hơn tại chính quyền liên bang. Biến số giả này = 1 nếu quốc gia đó là 1 chính quyền trung ương tập quyền và = 0 nếu đó là chính quyền liên bang. CÁC VẤN ĐỀ THỰC NGHIỆM Các đẳng thức ước tính. Đầu tiên, chúng tôi muốn biết nhân tố nào đã gây ra sự thay đổi liên quan của cán bộ công chức từ cấp chính phủ địa phương đến chính phủ trung ương. Nghĩa là chung tôi muốn kiểm chứng tác động của phân quyền tài chính, GDP thực tế và khả năng của chính quyền địa phương trong việc chuyển giao chi phí chính trị trong lỗ hổng ngân sách bị thiếu hụt tại cả cán bộ chính phủ trung ương và địa phương. Để thực hiện điều này, chúng tôi sử dụng dữ liệu lương và cán bộ công chức của Ngân hàng thế giới để ước lượng hệ phương trình (14): Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 53 CGEi = β10 + β11 . UNIi + β12 . Wi + β13 . YEARi + εi,1 SGEi = β20 + β21 . DECi + β22 . ELEi + β23 . Wi + β24 . YEARi + εi,2 (14) Hệ phương trình này có biến số phụ thuộc CGEi và SGEi là các cấp bậc của cán bộ chính phủ địa phương và trung ương như một tỷ lệ phần trăm dân số của quốc gia i theo thứ tự. Biến số DECi là một thước đo về phạm vi của phân quyền tài chính được định nghĩa như là một phần chi tiêu công của chính phủ địa phương tại quốc gia i. UNIi là một biến số giả, sẽ = 1 nếu quốc gia này là chính quyền trung ương tập quyền và = 0 nếu là chính quyền liên bang. ELEi là một biến số giả có 3 giá trị: 0,1 và 2, dùng để đo lường trách nhiệm của nhà cầm quyền địa phương đối với tài chính công địa phương. Quốc gia với ELEi có giá trị cao thì nhà cầm quyền địa phương tại quốc gia này sẽ chịu trách nhiệm đối với tài chính công địa phương nhiều hơn nhà cầm quyền địa phương tại quốc gia với ELEi có giá trị thấp hơn. Wi là một dãy các biến số kiểm soát theo tiêu chuẩn của thuyết Leviathan, bao gồm biến số giả cho các quốc gia OECD, GDP theo đầu người và phạm vi thành thị hóa. Chúng ta còn bao gồm các số liệu công khai được đo lường như là tổng lượng hàng hóa và dịch vụ xuất nhập khẩu như là một phần của GDP được nêu ra bởi Rodrick (1996). Cuối cùng chúng ta đặt biến số giả thời gian, YEARi trong mô hình ước tính để kiểm soát sự ảnh hưởng của thời gian, nó sẽ = 1 nếu dữ liệu đó được theo dõi trong năm 2000 và = 0 trong năm 1995. Trong mô hình lý thuyết, vì sự phân quyền tài chính và cán bộ chính phủ trung ương được xác định cùng nhau bởi nhà điều hành trung ương nên chúng ta không nên gộp biến số phân quyền tài chính (DECi) vào trong đẳng thức ước tính số 1 của hệ phương trình (14) để tránh tình trạng nội địa. Bảng 4 liệt kê định nghĩa của tất cả các biến số trong mô hình của chúng ta. Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 54 Dựa theo Giả thuyết 1, chúng ta có thể hy vọng ký hiệu của hệ số phân quyền tài chính của trong cán bộ chính phủ địa phương β21 có giá trị dương. Theo Giả thuyết 4, chúng ta có thể hy vọng ký hiệu của biến số chính trị UNIi có giá trị dương trong phương trình ước tính số 1 và ký hiệu của biến số chính trị ELEi là âm trong phương trình số 2 của hệ phương trình (14). Thứ 2, chúng ta sẽ sử dụng dữ liệu về khu vực công của Tổ chức lao động quốc tế để kiểm chứng tác động của phân quyền tài chính, GDP và biến số chính trị đối với toàn bộ cán bộ công chức theo phương trình ước tính (15): PSEi,t = β0 + β1 . DECi,t + β2 . UNIi,t + β3 . ELEi,t + β4. Wi,t + ai + εi,t (15) Phương trình này bao gồm biến số phụ thuộc PSEi,t là mức độ của toàn bộ cán bộ công chức như là một tỷ lệ phần trăm dân số của quốc gia i trong năm t. Biến số độc lập DECi,t là thước đo phạm vi phân quyền tài chính của quốc gia i trong năm t ; UNIi,t và ELEi,t là hai biến số chính trị và Wi,t là dãy biến số kiểm soát như đã nói ở trên. ai là ảnh hưởng của các quốc gia không theo dõi, là một nhân tố được coi như là một biến số có thể bỏ qua và bất biến theo thời gian tại một quốc gia. Bởi vì số lượng các thời kỳ thì có mối quan hệ ít đối với số lượng theo dõi cho nên chúng ta có thể gộp biến số giả cho từng thời kỳ để giải thích cho sự thay đổi trường kỳ không được làm mẫu. Thuyết Leviathan của Brennan và Buchanan tranh tranh luận rằng kích thước của khu vực công có thể thay đổi ngược chiều với quy mô của phân quyền tài chính, các nhân tốt khác thì vẫn bằng nhau, điều này cho thấy ký hiệu của hệ số DECi,t hay β1 có giá trị âm. Tuy nhiên, theo luận cứ của Oates và Wallis, ký hiệu β1 có hi vọng là hệ số dương. Đạo luật Wagner tranh luận rằng sự phát triển kinh tế tạo ra nhu cầu cho nhiều loại hình dịch vụ chính phủ bắt nguồn từ khu vực công để tuyển thêm nhân viên cung Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 55 cấp các dịch vụ này. Do đó, Đạo luật Wagner hi vọng rằng ký hiệu của hệ số GDP theo đầu người trong biến số kiểm soát Wi,t có giá trị dương. Tuy nhiên, mô hình lý thuyết chỉ cho thấy rằng GDP theo đầu người chỉ có giá trị dương cùng với cấp bậc cán bộ chính phủ địa phương mà không cùng với cấp bậc cán bộ chính phủ trung ương. Thêm vào đó, theo Kraay và Rijckeghem (1995) chúng ta hi vọng rằng cán bộ công chức có mối liên hệ tích cực với phạm vi thành thị hóa, bởi vì thành thị hóa đã khơi dậy nhu cầu các dịch vụ công trung ương bắt nguồn từ khu vực công để gia tăng nhân viên chính phủ. Hơn nữa, theo Rodrick (1997) mức độ nhân viên công chức tăng cùng với sự nguy hiểm tài chính tới từ mối nguy hại bên ngoài, vì các công việc chính phủ an toàn thể hiện bảo hiểm một phần chống lại mối nguy mà nên kinh tế nội địa phải đối mặt. Mô tả dữ liệu : Để kiểm chứng 4 giả thuyết trên, chúng ta sử dụng 2 dữ liệu sau: thứ nhất là dữ liệu về lương và cán bộ công chức của World Bank, đó là một bảng dữ liệu không quyết toán của 108 quốc gia trong năm 1995 và năm 2000 hoặc là cả 2 năm đó. Và thứ hai là dữ liệu về lao động khu vực công của tổ chức lao động quốc tế, đây là một bảng dữ liệu không quyết toán của 111 quốc gia trong các năm 1985, 1990, 1995, 2000 và 2005. Dữ liệu của phân quyền tài chính được trích ra từ Niên giám về Số liệu tài chính của chính phủ của IMF trong những năm này, cuốn sách này đã được định nghĩa như là phần chi tiêu công của chính phủ địa phương so với mức tổng chi tiêu công. Những chỉ số phát triển quốc tế (viết tắt là WDI, 2005) là một nguồn cho các biến số điều khiển bao gồm GDP trên đầu người, mức độ đô thị hóa và chỉ số hội nhập. Bảng 4 liệt kê ra từng biến số với tên gọi, định nghĩa, và đơn vị đo lường của nó. Bảng 5 thể hiện những số liệu mô tả của các biến số được sử dụng trong ước tính Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 56 thực tế của Hệ Phương Trình (14). Bảng 6 thể hiện những số liệu mô tả của các biến số được sử dụng trong ước tính thực tế của Phương Trình (15). Các vấn đề cụ thể của biến số phụ thuộc : Trong mô hình lý thuyết, chúng ta đã tìm được mối quan hệ giữa cán bộ công chức với GDP. Thực tế, chúng ta đã phân ra 2 loại biến số theo dân số của một quốc gia. Điều đó có nghĩa là, biến số phụ thuộc là một số cán bộ công chức tương đương với một tỷ lệ phần trăm dân số và biến số độc lập thể hiện sự phát triển kinh tế chính là GDP trên đầu người và được sử dụng hầu hết trong các nghiên cứu thực tiễn như là Tait và Heller (1984), Kraay và van Jijckeghem (1995), Schiavo-Campo và những người khác (1997b) và Rama (1997). Để kiểm soát bản chất nhân khẩu học của từng quốc gia, chúng ta cũng có thể sử dụng số lượng công chức nhà nước tương đương với một phần trăm lực lượng lao động như là một biến số phụ thuộc, điều này đã được sử dụng tại nghiên cứu Rama (1997) và nghiên cứu thực tiễn của Marques-Sevillano và Rossello-Villallonga (2004) tại Tây Ban Nha. Các vấn đề kinh tế liên quan đến hệ phương trình ước lượng (14) : Mô hình hồi quy (seemingly unrelated): Trong chương này, chúng ta sẽ giới thiệu phương pháp luận toán kinh tế mà chúng ta đã sử dụng để ước lượng Hệ phương trình (14) ở trên. Mục đích là tìm ra sự tác động của phạm vi phân quyền tài chính và GDP tới cán bộ chính phủ địa phương cũng như tác động của năng lực của nhà cầm quyền địa phương trong việc chuyển giao chi phí chính trị trong lỗ hổng ngân sách bị thiếu hụt sang cho chính quyền trung ương vào cán bộ chính phủ trung ương lẫn địa phương. Chúng ta phải hồi quy hai phương trình trong hệ phương trình (14). Tuy nhiên, nếu chúng ta thực hiện hồi quy riêng rẽ từng phương trình, có thể sẽ xuất hiện các số hạng sai số mà ở phương trình này lại không có tương quan với phương trình kia. Ví dụ như nếu có một số nhân tố có tác động tới cả hai biến số phụ thuộc và Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 57 không năm trong biến số kiểm soát thì chúng ta có thể thấy được các số hạng sai số sẽ xuất hiện từ việc hồi quy riêng rẽ này có thể không tương quan với nhau. Để kiểm soát được vấn đề này, chúng ta mượn mô hình hồi quy SUR được Zeller đưa ra năm 1962. Mô hình SUR cho phép sự đồng biến lớn hơn hoặc nhỏ hơn không giữa các số hạng sai số εi,1 và εi,2 đối với một quốc gia i nào đó trong hai phương trình của hệ phương trình (14), trong khi đó ta giả định rằng Cov (εi,1, εi,2) = 0 và i’ đại diện cho một quốc gia nào đó không phải là quốc gia i. Hai giả định này có vẻ như là hợp lý trong thực tiễn. Ví dụ, hậu quả của phân quyền tài chính đối với cán bộ chính phủ trung ương ở US gây ảnh hưởng đối với cán bộ chính phủ địa phương tại US, tuy nhiên, hậu quả của phân quyền tài chính đối với cán bộ chính phủ trung ương ở US lại không có tương quan với điều này tại Trung Quốc. Sự đồng biến khác 0 này trong hai phương trình trên đã dẫn đến sự cải thiện trong hiệu quả của mô hình SUR có liên quan tới OLS. Hơn nữa, phần tương quan thăng dư càng lớn, thì hiểu quả đạt được của mô hình SUR càng lớn. Chúng tôi sẽ trình bày kết quả của ước tính trong Hệ phương trình (14) bằng việc sử dụng mô hình SUR trong hai cột đầu tiên của bảng 7. Thêm vào đó, để minh họa cho hiệu quả đạt được của mô hình SUR có liên quan tới mô hình OLS, chúng tôi đã trình bày kết quả ước tính của OLS trong hai cột tiếp theo trong bảng 7. Chúng tôi đã trình bày số liệu thô z của mô hình OLS, những số liệu này có giá trị theo sự hiện diện của biến thiên cân bằng. Biến số nội sinh: Vì chúng tôi đã đề cập ở trên, biến số phụ thuộc của phương trình thứ 2 trong hệ phương trình (14) SGEi,t và biến số phụ thuộc DECi,t có tương quan đồng thời nên có thể chúng ta sẽ gặp vấn đề nội sinh trong hệ phương trình (14). Vấn đề nội sinh này nảy sinh từ sự tương quan giữa phạm vi phân quyền tài chính và số hạng sai số. Nếu vấn đề nội sinh tồn tại trong mô hình ước tính, thì sự ước tính có thể sẽ bị sai lệch. Do đó, trước khi chúng ta thêm biến số nội sinh tiềm tàng này vào Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 58 mô hình, theo phạm vi phân quyền tài chính, thì ta cần đưa ra một kiểm nghiệm nội sinh đối với biến này. Kiểm nghiệm nội sinh này sẽ dựa theo phương pháp hồi quy của Wooldridge (2002). Để có thể thực hiện kiểm nghiệm nội sinh, ta cần tìm ra một bộ biến số đo lường (sau này gọi là IV) thích hợp cho biến số nội sinh này. Một bộ IV thích hợp thì không đc có tương quan với số hạng sai số và có tương quan với biến số nội sinh trong mô hình của ta. Theo Panizza (1999), phạm vi của phân quyền tài chính thì có tương quan tiêu cực đối với các phân đoạn sắc tộc. Thực tế, có 3 tỷ lệ phân đoạn thường được sử dụng. Ngoài các phân đoạn sắc tộc, còn có tỷ lệ phân đoạn ngôn ngữ và tôn giáo ( theo Alesina và những người khác, 2003). Tỷ lệ phân đoạn được đo lường bởi xác suất của hai cá thể được chọn ngẫu nhiên thuộc hai nhóm khác nhau và được thể hiện như sau: Chỉ số phân đoạn = 1 - Theo đó POPN là tổng dân số và POPi là số người thuộc nhóm i. Theo ước tính, ta sử dụng 3 tỷ lệ phân đoạn này như là một biến số đo lường IV để kiểm nghiệm nội sinh của phân quyền tài chính. Ta bắt đầu bằng việc ước tính thể thức rút gọn của cấp độ phân quyền tài chính sử dụng toàn bộ các biến số độc lập trong phương trình thứ 2 của hệ phương trình (14) và 3 biến số đo lương Ivs như là các biến số độc lập. Ta tiếp tục sử dụng các thặng dư từ phương trình này và sau đó thực hiện hồi quy các biến số phụ thuộc trong phương trình thứ 2 của hệ phương trình (14) về tất cả các biến số độc lập trong phương trình, đồng thời sử dụng thặng dư từ ước tính của phương trình theo thể thức rút gọn. Số liệu thô t của hệ số ước tính của số hạng sai số này là 1.45, tương đương đó giá trị của p là 0.15. Kết quả này cho thấy ta không thể loại bỏ hệ số = 0 tại cấp độ quan trọng như thường lệ. Tính tầm thường của hệ số này cho thấy phạm vi của phân quyền tài chính Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 59 không phải là một biến số nội sinh trong mô hình ước tính trên, và do đó ước tính của ta là không thiên vị. Biến thiên cân bằng: Nếu phần thặng dư từ mô hình hồi quy OLS hay mô hình hồi quy từng phần OLS không phải là biến thiên cân bằng, hay Var(ui) ≠ б2, thì ước tính là không thiên vị và nhất quán và không có hiệu quả. Theo sự hiện diện của biến thiên cân bằng, các sai số tiêu chuẩn OLS thì không còn hiệu lực đối với việc xây dựng khoảng tin cậy và số liệu t nữa. Trong nghiên cứu thực tiễn, ta mượn kiểm nghiệm White để nhận ra biến thiên cân bằng. Ta thực hiện kiểm nghiệm White đối với biến thiên cân bằng cho mỗi phương trình trong hệ phương trình (14). Số liệu kiểm nghiệm của White trong phương trình thứ 1 = 52.80 với giá trị p là 0.33 và = 33.00 với giá trị p là 0.42 cho phương trình thứ 2. Kết quả là chúng ta đã không thể loại bỏ giả thuyết vô giá trị của giả định biến thiên cân bằng, và do đó ta kết luận rằng mô hình lý thuyết Hệ phương trình (14) đáp ứng được giả định biến thiên cân bằng. Phương sai không đồng đều: Phương sai không đồng đều có thể là một vấn đề trong ước lượng hàm số của chúng tôi (15), khi mà chúng tôi thảo luận về ước lượng của hệ phương trình (14). Chúng tôi quản lý bảng dữ liệu và tiến hành kiểm định White để kiểm tra hiện tượng phương sai không đồng đều. Kết quả kiểm định White là 93.72 và giá trị p-value tương ứng là 0.01. Kết quả từ chối giả thiết Ho rằng phần dư có phương sai không đồng đều. Vì thế, chúng tôi có vấn đề về phương sai không đồng đều khi ước lượng hàm số (15). Trong trường hợp này, ước lượng không chệch vẫn phù hợp nhưng không hiệu quả. Thêm vào đó, sai số chuẩn thông thường không phù hợp để xây dựng khoảng tin cậy và mức thống kê t. Kết quả là, chúng tôi cần phải sử dụng sai số chuẩn tăng cường để tiến hành suy luận thống kê từ khi họ có giá trị trong sự hiện diện của bất kì phương sai không đồng đều nào. Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 60 Tác động đơn lẻ: Xem xét ước lượng về phương trình của chúng tôi (15): PSE DEC UNI ELE W a , 0 1 , 2 , 3 , 4 , , = β + β ⋅ + β ⋅ + β ⋅ + β ⋅ + +ε (15) A i thỉnh thoảng được xem như là tác động đơn lẻ hoặc tính không đồng nhất đơn lẻ và εi,t được gọi là sai số đặc thù. Để cho đơn giản, chúng tôi viết lại hàm số (15) lại như sau: yi t =Xit ⋅β + u it (16) y i t là biến độc lập của chúng tôi, mức độ nhân công trong lĩnh vực công cộng như là một phần trăm dân số của quốc gia i tại thời gian t và Ui,t -= ai + εi,t là những lỗi ghép. Dưới những giả định đó, không có sự tương quan nào giữa i t X , và i t u , , Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất có thể được sử dụng để có được một ước lượng không chệch của β trong việc ước lượng hàm số (16). Bỏ qua tác động riêng lẻ, phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất không chệch và không phù hợp nếu các tác động riêng lẻ tương quan với các biến độc lập. Nếu tác động đơn lẻ không tương quan với các biến độc lập, bỏ qua tác động riêng lẻ và sử dụng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất, ước lượng có thể không có hiệu quả. Điều này là do các lỗi kết hợp sai số tổng hợp các tương quan theo chuỗi dựa trên sự xuất hiện của tác động riêng lẻ trong từng khoảng thời gian. Trong nghiên cứu của chúng tôi, chúng tôi sử dụng tác động cố định và tác động ngẫu nhiên hướng tới việc điều chỉnh tác động riêng lẻ. Quyết định thêm vào tác động cố định hoặc tác động ngẫu nhiên vào mô hình phụ thuộc vào các tác động riêng lẻ có tương quan với các biến độc lập hay không. Tác động ngẫu nhiên giả định tác động riêng lẻ không tương quan với các biến độc lập khác. Hausman (1978) đã để lại một phép thư đặc thù Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 61 có thể được dùng để kiểm tra mối tương quan của tác động riêng lẻ và các biến độc lập như chúng ta sẽ thảo luận trong ngữ cảnh sau đây. Tương quan theo chuỗi : đẻ ước lượng hàm (15), chúng tôi sử dụng dữ liệu của tổng số lao động ở khu vực công cộng từ “Dữ liệu của Tổ chức lao động quốc tế ở khu vực công cộng”. Trong bảng dữ liệu, chúng tôi có 5 mốc giai đoạn, mỗi mốc là 5 năm.56 Từ những dữ liệu chúng tôi sử dụng trong mô hình hồi quy cho 25 năm, chúng tôi nghi ngờ mối tương quan theo chuỗi đó có thể là một vấn đề. Nếu chúng tôi bỏ qua mối tương quan theo chuỗi đó và ước lượng phương sai theo cách thông thường, và phương sai ước lượng thường bị chệch khi mà thông số của ước lượng theo chuỗi không bằng 0. Ước lượng ban đầu về tương quan chuỗi, hoặc AR(1), tham số, ρ , thu được bằng cách chạy hồi quy của u i t, lên u i,t −1 không sử dụng hằng số. Ứng với mỗi quốc gia i , chúng tôi bị mất quan sát đầu tiên và t = 2,3,...,T . Việc ước lượng tương quan theo chuỗi, ρˆ , là 0.275 với độ mạnh của tham số t-statistics là 1.56 cho tác động cố định và tác động ngẫu nhiên trong mô hình. Tính không có nghĩa của hệ số tương quan theo chuỗi ngụ ý rằng không có các vấn đề về tương quan theo chuỗi trong ước lượng mô hình của chúng tôi. Kiểm tra tác động riêng lẻ với Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất kết hợp: Như chúng tôi đã chỉ ra trước đây rằng việc bỏ qua tác động riêng lẻ, phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất kết hợp bị chệch và không vững nếu tác động riêng lẻ tương quan với các biến độc lập. Dưới giả định của tác động riêng lẻ đồng thời bằng 0, phương pháp bình phương nhỏ nhất kết hợp là phương pháp ước lượng không chệch theo đường thẳng. Breusch và Pagan (1979) đã suy ra một phép thống kê sử dụng hệ số Lagrange như là sự điều chỉnh hợp lý để kiểm tra sự tồn tại của tác động riêng lẻ, hoặc được gọi là Phép thử LM. Gỉa thuyết Ho về sự vắng mặt của tác Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 62 động riêng lẻ, theo thống kê Tương đương với : H0 σa 2= 0 , ngược với giả thuyết thay thế về sự tồn tại của tác động riêng lẻ hoặc: H1 σa2≠ 0. Dựa trên phần dư từ ước lượng bình phương nhỏ nhất của hàm (15), chúng tôi tìm được hệ số thống kê Lagrange là 60.68, đã vượt quá xa 99% giá trị tới hạn của Chi bình phương với một bậc tự do là 3.84. Kết quả là, chúng tôi kết luận rằng hồi quy theo phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất kết hợp với một hằng số không đổi không phù hợp với dữ liệu của chúng tôi. Kiểm tra tác động cố định với ước lượng tác động ngẫu nhiêm với ước lượng tác động ngẫu nhiên: Sự phân biệt giữa tác động cố định và tác động ngẫu nhiên là giả định có hay không các tác động riêng lẻ có tương quan với các biến độc lập. Hausman (1978) kiểm tra dựa trên sự khác biệt giữa tác động ngẫu nhiên và ước lượng tác động cố định, có thề được dùng để kiểm tra sự tương quan giữa tác động riêng lẻ và các biến độc lập. Dưới giả thuyết Ho về sự không tương quan , cả hai ước lượng tác động cố định và tác động ngẫu nhiên đều là ước lượng vững, nhưng ước lượng tác động cố định thì không hiệu quả khi mà dưới giả thuyết thay đổi, ước lượng tác động cố định thì không đổi, nhưng với tác động của ước lượng ngẫu nhiên thì không. Thống kê của Hausman với dữ liệu của chúng tôi là 33.06 và giá trị p-value tương ứng gần bằng 0. Kết quả này bác bỏ giả thuyết Ho là không có mối tương quan nào giữa các tác động đơn lẻ và các biến độc lập, và điều này có ngụ ý rằng ước lượng tác động ngẫu nhiên thì không phù hợp và mô hình tác động cố định là thích hợp. Dự trên kiểm định LM, dùng để kiểm tra tác động riêng lẻ, và kiểm định Hausman, dùng để kiểm tra các tác động này có tương quan với các biến khác trong mô hình, chúng ta có thể kết luận rằng cả hai sự đan xen này đều đã được xem xét, mô hình tác động Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 63 cố định là sự lựa chọn tốt hơn. Tuy nhiên, chúng tôi vẫn báo cáo kết quả xho mục đích so sánh. Phương pháp ước lượng GMM (The Generalized Method of Moments): Bên cạnh tác động cố định và ước lượng tác động ngẫu nhiên được thảo luận trước đây, trong bài luận văn này chúng tôi cũng sử dụng phương pháp GMM để ước lượng hàm số (15). Trực giác của GMM là việc sử dụng điều kiện trọng yếu mà được giả định là thõa mãn để làm cực tiểu hóa hàm mục tiêu GMM. Vì vậy, chúng ta cần giả định điều kiện trọng yếu E(X 'u) = 0 trong hàm (16) được thoã mãn. Trong phần kiểm tra tính nội sinh của các biến về mức độ phân cấp quản lý tài chính, chúng tôi có tập hợp ba biến ngoại sinh. Gọi Z là tập hợp các biến ngoại sinh, bao gồm các biến độc lập trong hàm (16) và ba chỉ số biến phân đoạn. Kết quả là, các điều kiện trọng yếu có thể viết lại như sau E(Z'u) = 0 . Với điều kiện là không có biến hồi quy độc lập nội sinh trong mô hình hồi quy và chúng tôi có các điều kiện bổ sung, ước lượng hiệu quả GMM là phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất với hiệp phương sai không đồng nhất của Cragg. Phương pháp ước lượng hiệu quả hơn phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất trong sự hiện diện của phương sai không đồng đều của các dạng ẩn và tính hiệu quả gains drive thu được từ các điều kiện trọng yếu thêm vào (Davidson & MacKinnon, 1992). Chúng tôi báo cáo kết quả ước lượng GMM trong cột thứ 3 của Bảng 8 và Bảng 9. Kiểm định phần phụ thuộc không gian: Như đã đề cập trong chương 1, những nhà làm chính sách bị tác động bởi chính sách của các nước láng giềng khi ban hành chính sách của họ do sự xuất hiện của tác động không gian. Kiểm định hiện tượng tự tương quan theo không gian, như chúng tôi đã giới thiệu ở đây, được sử dụng để đo lường mức độ phụ thuộc giữa các quan sát được đưa ra trên một vùng không gian địa lý. Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 64 Hiện tại, đã có một số thống kê đo lường sự mở rộng của sự tự tương quan theo không gian; trong số này, Moran’s I và Getis và thống kê G của Ord’s G là những thống kê được dùng phổ biến (Florax & van der Vlist, 2003).60 Trong bài luận văn này, chúng tôi sử dụng hai thống kê để nhận diện tác động không gian trong bảng dữ liệu của chúng tôi. Trước khi tiến hành kiểm định phần phụ thuộc không, chúng tôi cần phải xác định một ma trận trọng lượng phù hợp để định lượng sự cấu trúc của phụ thuộc không gian giữa các quan sát. Chúng tôi phân loại các quốc gia trong bảng dữ liệu của chúng tôi thành sáu nhóm: Châu Phi, Châu Á, Đông Âu, Sô Viết, Mỹ Latin và vùng Caribbean, Trung Đông và Bắc Mỹ, các nước OECD. Do sự tương đồng về chính trị và nền tảng kinh tế của các quốc gia trong mỗi nhóm, chúng tôi trông đợi hiệu ứng không gian dường như có tồn tại trong nhóm hơn là giữa các nhóm. Dựa trên cấu hình không gian này, ma trận trọng lượng không gian của chúng tôi, M, có dạng như sau: Trong đó n là số quan sát. Tất cả các phần tử trên đương chéo của M đều bằng 0. M ij=1 , ∀i ≠ j , nếu nước i và nước j trong cùng một nhóm; nếu không thì, M ij= 0 . Thống kê của The Moran’s I cho ví dụ của chúng tôi là 17.14; trong khi đó, theo thống kê G của Getis và Ord’s là 5.13. Cả hai thống kê đề có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 1%. Kết quả này có ngụ ý rằng tác động không gian trong các nhóm có ý nghĩa tồn tại. Điều này cũng xác nhận cả hai nghiên cứu phân tích xuyên qua không gian các quốc gia trước đây của Redoano (2003) và (Mbakile-Moloi (2006). Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 65 Ước lượng kết quả Ước lượng kết quả của hệ phương trình (14) Trong phần này chúng tôi trình bày kết quả ước lượng hệ thống của hệ phương trình (14). Trong phần hai cột đầu trong Bảng 7 chỉ ra kết quả hồi quy của hệ phương trình (14) bằng việc áp dụng ước lượng SUR. Như đã chỉ ra trước đây, hiệu quả thu được từ ước lượng SUR so với ước lượng bằng phương pháp OLS xuất phát từ sự cho phép hiệp phương sai khác 0 giữa cả 2 hàm. Để minh họa điều này, chúng tôi cũng báo cáo kết quả ước lượng sử dụng phương pháp OLS và đặt hai kết quả này gàn nhau để tiện cho việc so sánh. Mối tương quan của phần dư từ hai hàm số từ hệ phương trình (14) là 0.12. Mục đích của việc ước lượng hệ phương trình (14) là tìm ra bằng cách nào chính sách phân quyền tài chính và sự khác biệt về chế độ chính trị ảnh hưởng có liên quan đến sự thay đổi chính sách nhân sự của chính quyền điạ phương so sánh với sự thay đổi trong chính sách nhân sự của trung ương. Từ bảng 7 chúng tôi có thể thấy được mối tương quan trong hệ số phân cấp quản lý tài chính thì có ý nghĩa tích cực tại mức ý nghĩa 1% . Mức ý nghĩa tích cực ngụ ý rằng mức độ nhân sự của chính quyền điạ phương như là một tỷ lệ % của sự tăng dân số với mức độ phân quyền chính sách tài chính, những vấn đề khác là như nhau. Như chúng tôi đã đề cập trong chương trước đó, một mức độ phân quyền chính sách tài chính có nghĩa là nhiều nguồn lực cho chính quyền địa phương, mà cho phép chính quyền địa phương thuê thêm công chức. Sự phát hiện này xác nhận giả thuyết của Wallis 61 rằng chính quyền địa phương có xu hướng ngày càng nở rộng ra với sự mở rộng của chính sách phân quyền tài chính khi mà nhiều cá nhân với nhiều quyền lực hơn đối với các quyết định công ở mức độ địa phương hơn ở mức độ quốc gia có thể trao quyền cho chính quyền đại phương với nhiều trách nhiệm và chức năng. Kết quả này cũng xác nhận nghiên cứu của Marques-Sevillano và Rossello-Villallonga’s (2004) trong trường hợp của Tây Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 66 Ban Nha. Họ tìm ra rằng trong nền kinh tế của Tây Ban Nha chính quyền địa phương có một mức độ trách nhiệm lớn hơn từ chính quyền trung ương và một điều nữa là một số lượng công chức cao hơn trong lĩnh vực công trong giai đoạn 1990-1999. Với những biến chính trị, chúng tôi mong đợi rằng một mức độ công chức cao hơn của khu vực trung ương trong một đất nước nguyên thể (một đảng). Điều này là do chính quyền trung ương trong một quốc gia nguyên thể có quyền lực trực tiếp lên chính quyền địa phương và kiểm soát hầu hết nguồn lực của quốc gia, điều này cho phép những nhà điều hành thuê nhiều công chức. Chúng tôi cũng dự báo mức độ công chức của khu vực điạ phương thấp hơn trong một quốc gia mà chính quyền địa phương được bầu cử bởi cư dân địa phương Điều này là do chính quyền địa phương được bầu cử trong vùng thì có trách nhiệm nhiều hơn đối với tài chính công của điạ phương và chịu một tỷ lệ chi phí cao hơn trong khoảng cách thâm hụt ngân sách địa phương hơn là những nhà lãnh đạo được bổ nhiệm bởi chính quyền trung ương vì các chi phí này có thể được dễ dàng tính vào chi phí của Trung ương. Kết quả là, những nhà lãnh đạo được bầu cử ở điạ phương không cho phép một khoảng cách thâm hụt ngân sách xảy ra hoặc tìm cách làm giảm thiểu khoảng cách này. Dựa trên lập luận này, chúng tôi trông đợi mức công chức ở địa phương thấp hơn trong một quốc gia nơi mà chính quyền địa phương được bầu cử. Để tổng hợp lai, mức công chức trong lĩnh vực công ở khu vực trung ương có xu hướng cao hơn trong một quốc gia chính thể; ngược lại mức độ công chức trong khu vực địa phương thấp hơn ở các quốc gia mà chính quyền địa phương được bầu cử nội bộ. Ước lượng SUR về hệ số tương quan của các biến chính trị trong hệ phương trình (14) chỉ ra rằng mức độ công chức điạ phương in trong một quốc gia chính thể thực sự cao hơn trong một quốc gia theo thê chế liên bang là 0.86 công chức trong 100 người tại mức ý nghĩa 1%. Kết quả này xác nhận dự báo rằng một đất nước chính thể có một mức công chức cao hơn so với một quốc gia theo thể chế liên bang. Kết quả Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 67 này cũng chỉ ra rằng mức độ công chức địa phương thấp hơn trong một quốc gia mà chính quyền địa phương và cơ quan lập pháp được bầu cử hơn là trong một quốc gia mà chính quyền địa phương được bổ nhiệm nhưng mà cơ quan lập pháp được bầu bởi 0.9 công chức trong 100 người. Con số này gấp đôi khi so sánh với một quốc gia mà cả chính quyền địa phương và cơ quan lập pháp đều được chỉ định bởi chính quyền trung ương, những yếu tố khác như nhau. Đối với các biến điều khiển khác, chúng tôi tìm ra GDP bình quân đầu người tương quan cùng chiều với mức công chức của chính quyền trung ương và điạ phương như là một tỷ lệ phần trăm của dân số tại mức ý ngĩa 1%, mà xác nhận luật của Wagner rằng sự phát triển kinh tế tạo ra cầu về dịch vụ công. Chúng tôi cũng tìm ra rằng mức công chức của chính quyền trung ương có xu hướng cao hơn đối với một quốc gia mở cửa nhiều hơn. Sự không mở cửa của một quốc gia được định nghĩa bằng tỉ lệ của tổng xuất nhập khẩu hàng hóa và dich vụ trên GDP. Phát hiện này, xác nhận lập luận của Rodrik (1996, 1997) và Rama (1997) rằng công việc của chính phủ tương đối an toàn đại diện cho bảo hiểm một phần chống lại rủi ro không đa dạng hóa đối diện bởi nền kinh tế nội địa. Bằng việc so sánh kết quả ước lượng bằng phương pháp tiếp cận SUR so với phương pháp OLS, bằng việc tìm ra hai kết quả gần như nhau, ngoại trừ mức ý nghĩa. Kết quả ước lượng hệ thống của hệ phương trình (14) cho biết mức độ công chức địa phương như là một tỷ lệ phần trăm của sự tăng dân số làm tăng mức độ phân quyền tài chính và có xu hướng thấp hơn ở các quốc gia mà cả chính quyền địa phương và cơ quan lập pháp đều được bầu cử trong khi mức công chức trong chính quyền trung ương như là một tỷ lệ phần trăm của dân số thì cao hơn ở các nước chính thể. Như chúng tôi đã đề cặp trong chương 1, sự khác biệt của việc làm trong khu vực công có thề được xác định bởi ba yếu tố: khung thời gian, mặt cắt và cấu trúc. Ước lượng hệ thống hàm (14) có thể giải thích yếu tố nào có thể gây ra sự thay đổi cấu trúc của công chức trong lĩnh vực công. Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 68 Trong chương tiếp theo, chúng ta sẽ thảo luận kết quả theo kinh nghiệm rằng sự khác biệt của việc làm trong khu vực công theo chuỗi thời gian và kích thước mặt cắt. Kết quả ước lượng của hàm (15) Bảng 8 và Bảng 9 liệt kê các kết quả ước lượng của hàm(15). Biến độc lập trong bảng 8 là mức công chức trong khu vực công như là một tỷ lệ của dân số. Khi mà đặc điểm nhân chủng học có thể khác nhau giữa các quốc gia, để kiểm soát điều này, chúng tôi cũng ước lượng các yếu tố quyết định mức công chức trong khu vực công như là một tỷ lệ phần trăm của lực lượng lao động và báo cáo kết quả trong Bảng 9. Cột thứ nhất và cột thứ 2 là các kết quả ước lượng bằng việc áp dụng tác động cố định và tác động ngẫu nhiên bằng phương pháp tiếp cận tương ứng. Cột thứ 3 là kết quả ước lượng bằng việc sử dụng phương pháp tiếp cận GMM. Số liệu trong ngoặc là giá trị tuyệt đối thống kê z mà có giá trị trong sự hiện diện của hiện tượng phương sai không đồng đều và tương quan theo chuỗi ở dạng chưa biết. Đầu tiên, chúng tôi thảo luận kết quả của mô hình tác động cố định và tác động ngẫu nhiên. Kiểm định Hausman giúp chúng tôi chọn được mô hình phù hợp từ mô hình tác động cố định và tác động ngẫu nhiên. Thống kê của Hausman cho dữ liệu của chúng tôi là 33.06, với giá trị p – value tương ứng gần bằng 0. Vì vậy, chúng tôi bác bỏ giả thuyết Ho về việc không có mối tương quan giữa tác động đơn lẻ và các biến độc lập khác trong mô hình, mà chỉ rằng ước lượng tác động ngẫu nhiên không phù hợp và mô hình tác động cố định là một sự lựa chọn tốt hơn. Trong bài thảo luận sau, chúng tôi sẽ tập trung vào mô hình tác động cố định. Giả thuyết thứ hai gợi ý rằng sự phân quyền tài chính giữ một vai trò quan trọng trong việc quyết định tổng số công chức trong khu vực công nhưng mô hình lý thuyết không đưa ra một mối quan hệ rõ ràng giữa hai biến này khi mà nó phụ thuộc vào hai tác động ngược nhau. Từ ước lượng mô hình tác động cố định của chúng tôi, chúng tôi không thể kết luận liệu phân quyền tài chính có tác động tích cực hay tiêu cực liên Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 69 quan đến mức công chức trong khu vực công như là một tỷ lệ của dân số. Ngoại trừ hệ số tương quan của biến giả thời gian, dấu hiệu duy nhất của sự tương quan trong mô hình tác động cố định là bầu cử địa phương. Tuy nhiên, hệ số tương quan này không có ý nghĩa thống kê trong hai mô hình khác. Như chúng tôi đã đề cập trước đây, ước lượng GMM của chúng tôi hiệu quả hơn do 3 điều kiện moment thêm vào. Thực sự, ước lượng GMM của chúng tôi có ý nghĩa hơn ước lượng tác động cố định, tham khảo dựa vào Bảng 8 và Bảng 9. Kết quả ước lượng GMM cho thấy mức độ phân quyền tài chính có tác động tích cực và có ý nghĩa tác động lên mức độ công chức như là một tỷ lệ của dân số tại mức ý nghĩa 5%, như đã báo cáo trong Bảng 8. Độ lớn của hệ số tương quan là 0.141, có ngụ ý rằng cứ mỗi 10% gia tăng trong thị phần của chính quyền địa phương trong chi tiêu công sẽ dẫn đến một sự gia tăng công chức 1.41, các yếu tố khác như nhau. Phát hiện này hỗ trợ lập luận của Oates (1972, 1985) và Wallis 62 nhưng dựa trên những giải thích khác nhau. Oates (1972, 1985) lập luận rằng một sự phân quyền cao có thể làm mất đi tính kinh tế theo quy làm cho lĩnh vực công phải tăng thêm mức công chức. Lập luận cuả Wallis rằng một sự phân cấp của chính phủ, các cá nhân có nhiều sự kiểm soát đối với các quyết định công ở mức độ chính quyền địa phương hơn là ở mức độ chính quyền trung ương, và họ muốn trao quyền cho khu vực công với một mức nghĩa vụ và trách nhiệm rộng hơn ở nhiều cấp độ chính quyền. Trong mô hình lý thuyết, chúng tôi dự đoán rằng chính sách phân quyền tài chính có thể làm tăng mức độ công chức của địa phương kiềm chế sự phát triển công chức ở trung ương. Kết quả thực nghiệm của chúng tôi chỉ ra cường độ của sự gia tăng hơn là một sư giảm sút trong cô chức ở chính quyền trung ương. Kết quả là, tổng công chức trong lĩnh vục công gia tăng với mức độ phân quyền tài chính. Chúng tôi hướng sự chú ý đến hệ số tương quan lên GDP bình quân bình quân đầu người, mà có ý nghĩa. Dựa trên mô hình lý thuyết của chúng tôi, chúng tôi mong Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 70 muốn mức công chức địa phương gia tăng ứng với GDP thế nhưng mức công chức trong chính quyền trung ương có thể tăng hoặc giảm với nó. Từ kết quả ước lượng hệ thống của hệ phương trình (14), chúng tôi biết rằng cả hai mức công chức ở chính quyền trung ương và địa phương như là một tỷ lệ của dân số gia tăng với GDP bình quân đầu người . Nhưng tại sao tác động của GDP trong tổng công chức khu vực công không có ý nghĩa trong ước lượng hàm số (15) ? Có thể có hai giả thích cho bản chất không có ý nghĩa của hệ số tương quan đối với GDP bình quân đầu người. Đầu tiên, trong ước lượng hệ phương trình (14), chúng tôi sử dụng dữ liệu của “Công chức và lương của Ngân hàng thế giới” trong khi đó chúng tôi đang sử dụng dữ liệu từ “ILO Khu vực công” để ước lượng hàm (15). Hai bảng dữ liệu này gồm nhiều quốc gia, nhiều giai đoạn khác nhau và vì thế chúng tôi có thể có các kết quả khác nhau. Thứ hai là, định nghĩa về tổng công chức trong lĩnh vực công mà chúng tôi sử dụng để ước lượng hàm (15) bao gồm bảy lĩnh vực: ngoại trừ công chức ở trung ương và địa phương, nó gồm công chức trong lĩnh vực giáo dục, y tế, an ninh, quân đội và doanh nghiệp nhà nước. Công chức tại ít nhất một trong số các lĩnh vực này giảm với GDP bình quân đầu người và vì vậy, tổng công chức không tăng với GDP bình quân đầu người. Tuy nhiên, do giới hạn dữ liệu của chúng tôi, chúng tôi không thể tìm ra ở lĩnh vực nào mức công chức giảm một cách rõ ràng với GDP bình quân đầu người. Trong số các biến kiểm soát, chúng tôi phát hiện một mức độ đô thị hóa có tương quan cùng chiều với mức công chức nhà nước như là một tỷ lệ của dân số. Kết quả này phù hợp với phát hiện của Kraay và Van Rijckeghem (1995). Những tác giả này lập luận rằng đô thị hóa kích thích cẩu của một số dịch vụ công nhất định, ví dụ như cơ cơ sở hạ tầng, trật tự xã hội,…, mà hướng khu vực công đến việc thuê thêm nhân viên. Liên quan đến các yếu tố quyết định mức độ công chức như là một tỷ lệ phần trăm của lực lượng lao động, chúng tôi tìm ra kết quả ước lượng trong Bảng 9 phù hợp Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 71 với kết quả của Bảng 8. Tất cả hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê trong việc ước lượng việc làm trong khu vực công như một tỷ lệ phần trăm của dân số vẫn có ý nghĩa cho việc ước lượng việc làm trong khu vực công như là một tỷ lệ phần trăm của lực lượng tín hiệu tương tự. Sự khác biệt duy nhất là hệ số của chỉ số mở, đo lường bằng tổng xuất khẩu, nhập khẩu và dịch vụ như một phần của GDP có ý nghĩa tích cực tại mức ý nghĩa 5%. Phát hiện này phù hợp với lập luận của Rodrik (1996, 1997) rằng công việc của chính phủ tương đối an toàn vì nó đại diện cho một phần bảo hiểm chống lại rủi ro ngoại sinh đối mặt bởi kinh tế nội địa. Kết quả ước lượng này được dùng cho hệ thống hàm(14) giải thích sự thay đổi cấu trúc việc làm của khu vực công. Chính sách phân quyền tài chính luân chuyển công chức từ chính quyền trung ương sang cấp địa phương, và, vì thế gây ra sự thay đổi cấu trúc trong việc làm của khu vực công. Kết quả ước lượng của hàm (15) giải thích sự khác biệt trong mức việc làm của tổng khu vực công như là một tỷ lệ của dân số và lực lượng lao động và theo thời gian. Mức độ phân cấp tài chính, thể chế chính trị, mức độ đô thị hóa và độ mở của quốc gia giúp chúng ta giải thích sự khác biệt này. Mức công chức trong lĩnh vực công như là một tỷ lệ phần trăm của dân số cao hơn trong một quốc gia chính thể và tăng lên với sự mở rộng phân quyền tài chính, khi mà mức độ đô thị hóa và sự lộ diện rủi ro. Ước lượng hàm (15) giúp giải thích tại sao mức tổng công chức trong khu vực công như là một tỷ lệ của sự tăng dân số ở một số quốc gia nhưng một sự sụt giảm ở những nước khác trong suốt giai đoạn giữa năm 1985 và 2005. Họ cũng giải thích tại sao mức độ công chức trong khu vực công như một tỷ lệ của dân số ở một số quốc gia cao hơn hoặc thấp hơn tại thời điểm. Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 72 CHƯƠNG : KẾT LU N Bài nghiên cứu này nhằm mục đích khám phá mối quan hệ giữa số lượng công việc ở khu vực công và sự phân quyền tài chính. Chúng tôi phát triển một mô hình lý thuyết để kiểm tra tính tương tác giữa các quyết định của các nhà điều hành cấp trung ương và các cấp dưới về tỷ lệ của số công chức tại các cấp trung ương và địa phương. Các nghiên cứu chính thức cho thấy chính sách phân quyền tài chính dịch chuyển số công chức từ cấp trung ương sang cấp địa phương và có sự gia tăng công chức ở cấp địa phương lấn át sự sụt giảm số công chức ở cấp trung ương. Kết quả, mức gia tăng về nhân sự trong khu vực công tăng cùng mức độ của sự phân quyền tài chính của một nước. Chúng tôi cũng nhận thấy rằng tỷ lệ số công chức trên số dân ở các nước có hệ thống chính trị nhất thể cao hơn ở các nước liên bang. Tỷ lệ số công chức cũng tăng tỷ lệ với mức thành thị hóa và rủi ro quốc gia. Trong chương 2, chúng tôi nhắc lại phần lý thuyết của đề tài. Đầu tiên, chúng tôi giới thiệu các giả thuyết giải thich cho sự thay đổi của công chức ở các nước qua nhiều thời gian. Chúng tôi cũng kiểm tra những nghiên cứu liên quan đến các yếu tố quyết định đến việc tuyển nhân sự khu vực công. Tuy nhiên, chúng tôi cho rằng các nghiên cứu trước đây đã bỏ qua sự thay đổi cấu trúc trong việc tuyển nhân sự khu vực công gây ra bởi sự phân quyền tài chính. Sau đó, chúng tôi kiểm tra lại hai ý kiến trái chiều về mối quan hệ giữa quy mô khu vực công và khu vực phân quyền, được đo lường bởi tỷ lệ chi tiêu hay thu nhập công trên GDP. Sau khi kiểm tra lại lý thuyết, chúng tôi nhận thấy rằng mặc dù có sự tăng trưởng lý thuyết về việc phân quyền tài chính, số lượng các nghiên cứu lý thuyết và thực tiễn về tác động của phân quyền tài chính đến tình trạng việc làm ở khu vực công còn khá ít. Ngoài ra, chúng tôi cũng xem xét hai bài nghiên cứu nói về sự hiện Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 73 diện của những ảnh hưởng trong quyết định của các chính sách tài khóa đến chi tiêu ngân sách. Trong chương 3, chúng tôi phát triển mô hình trò chơi 2 người - 2 thời kỳ . Từ mô hình, chúng ta có thể tìm hiều sự tương tác giữa các quyết định của nhà điều hành trung ương và cấp chính quyền địa phương về số lượng nhân sự ở cả hai cấp chính quyền. Mô hình lý thuyết đưa ra 4 giả thuyết: đầu tiên, phân quyền tài chính càng cao thì số lượng nhân sự ở cấp địa phương càng cao; thứ hai, tổng số nhân sự khu vực công là một hàm tỷ lệ với mức phân quyền tài chính nhưng có chiều hướng không rõ ràng, phụ thuộc vào 2 ảnh hưởng đối lập. Thứ ba, mức độ cao hơn của GDP trên vốn thường đi đôi với việc có một mức nhân sự cao hơn ở cấp địa phương; cuối cùng, mức độ nhân sự ở cấp địa phương thường tương quan với khả năng của các nhà điều hành địa phương trong việc chuyển các chi phí chính trị gây ra bởi những khoản thâm hụt ngân sách địa phương cho các nhà điều hành trung ương. Một phần đóng góp quan trọng trong nghiên cứu này là chúng ta đã kết hợp chức năng sản xuất của hàng hóa công vào cả chức năng hữu dụng của cả khu vực chính quyền trung ương và địa phương. Trong khuôn khổ này, chúng ta có thể điều tra sự sự tương tác của quyết định về mức độ nhân sự ở cấp trung ương và địa phương. Mức độ của tổng số nhân viên khu vực công có thể được diễn đạt xa hơn như là một chức năng của mức độ phân quyền tài chính mà nghiên cứu thực nghiệm của chúng ta đang dựa vào. Ở chương 4, chúng ta xây dựng một phương pháp phân tích thực nghiệm để kiểm tra các giả thuyết rút ra từ mô hình lý thuyết. Chúng ta sử dụng phương pháp SUR và bộ dữ liệu Nhân sự và tiền lương khu vực công đối với 38 nước OECD và không phải OECD của Ngân hàng thế giới trong năm 1995 hoặc 2000 hoặc cả hai để kiểm tra các yếu tố quyết định đến nhân sự khu vực trung ương và địa phương và điều tra liệu sự Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 74 thay đổi trong nhân sự ở khu vực địa phương có liên quan gì đến sự thay đổi trong nhân sự ở khu vực trung ương. Ở giai đoạn thứ hai trong ước đoán thực nghiệm, chúng ta sử dụng các ảnh hưởng cố định và ảnh hưởng ngẫu nhiên bằng cách tiếp cận bộ dữ liệu Tổ chức lao động khu vực công quốc tế đối với 41 nước OECD và không phải OECD trong giai đoạn 1985 đến 2005 để kiểm tra các yếu tố quyết định đến tỷ lệ của tổng nhân sự khu vực công trên tổng dân số và lực lượng lao động. Trong khi kiểm tra giả thuyết này, chúng tôi tìm thấy bằng chứng phương sai thay đổi của phần dư. Vì thế, trong bảng kết quả, chúng tôi nêu ra những lỗi chuẩn mực xuất hiện dưới điều kiện phương sai thay đổi dưới dạng vô định. Chúng tôi cũng sử dụng phương pháp GMM với ba điều kiện moment thêm vào với nỗ lực cải thiện khả năng ước lượng. Bộ ước lượng GMM cũng xuất hiện trong bất cứ phương sai thay đổi hoặc tương quan chuỗi nào. Với chính sách phân quyền tài chính, các chính quyền trung ương có thể chuyển giao một số trách nhiệm chi tiêu cho chính quyền địa phương, tạo điều kiện cho tỷ lệ nhân sự ở cấp địa phương gia tăng. Kết quả ước lượng SUR xác nhận giả thuyết này đúng. Chúng tôi cũng tìm thấy tỷ lệ của nhân sự cấp trung ương cao hơn ở những nước nhất thể hơn là những nước liên bang. Điều này có thể bởi vì ở những nước nhất thể, chính quyền trung ương có sự điều hành trực tiếp đến các cấp địa phương và có thể kiểm soát hầu hết các nguồn tài nguyên của quốc gia, điều này cho phép các nhà điều hành trung ương thuê mướn thêm nhiều lao động. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cũng chỉ ra rằng tỷ lệ nhân sự ở cấp địa phương thấp hơn ở những quốc gia mà các nhà điều hành và lập pháp ở cấp địa phương được bầu chọn tại địa phương so với những quốc gia có các nhà điều hành và lập pháp cấp địa phương được chỉ định bởi chính quyền trung ương. Điều này có thể bởi vì các nhà điều hành được bầu chọn ở cấp địa phương chịu trách nhiệm trực tiếp đối với những Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 75 vấn đề ngân sách địa phương hơn những nhà điều hành được chỉ định bởi chính quyền trung ương. Khi bàn đến tỷ lệ tổng nhân sự khu vực công, các kết quả nghiên cứu thực nghiệm của phương pháp tiếp cận GMM cho thấy tỷ lệ đó tăng cùng với mức độ phân quyền tài chính. Điều này là một kết quả khá ngạc nhiên. Thông thường, càng nhiều nhân sự khu vực công đi đôi với số lượng dư thừa trong lực lượng lao động khu vực công, và, vì thế, đồng nghĩa với việc chi tiêu không hiệu quả.Ngược lại, chính sách phân quyền tài chính đã từng được cho là sẽ mang lại một sự gia tăng trong việc phân bổ nhân sự vì một quyết định chi tiêu công có thể được giao cho một chính quyền gần gũi, tương tác dễ dàng với cử tri sẽ dễ phản ánh nhu cầu của địa phương so với quyết định của một chính quyền trung ương xa xôi. Ngoài ra, sự phân quyền đã từng được cho là sẽ làm gia tăng độ cạnh tranh giữa chính quyền và các phát minh kỹ thuật. Vì thế, người ta có thể trông đợi sự phân quyền tài chính sẽ giúp hạn chế chi tiêu khu vực công. Tuy nhiên, từ kết quả nghiên cứu thực nghiệm, chúng tôi thấy rằng các nhà điều hành địa phương không có trách nhiệm với tài chính địa phương có khuynh hướng thổi phồng tỷ lệ của các nhân viên hành chính địa phương và yêu cầu cấp trung ương rót kinh phí. Kết quả là, tỷ lệ của nhân viên hành chính tăng theo chính sách phân quyền tài chính. Các kết quả này khá giống với kết quả ước tính của Oates’(1972,185) và Wallis’64, nhưng chúng dựa vào những cách lý giải khác nhau. Trong số các biến kiểm soát, chúng tôi thấy rằng tỷ lệ của các nhân viên hành chính trên tổng dân số cao hơn ở những nước nhất nguyên hơn những nước liên bang. Ngoài ra, nhất quán theo nghiên cứu của Kraay and van Rijckeghem’s (1995), chúng tôi thấy rằng tỷ lệ nhân sự khu vực công tăng theo tỷ lệ thành thị hóa. Để phản ánh tính nhân khẩu học của các biến lãi suất, nhân sự khu vực công , chúng tôi cũng ước lượng các yếu tố chính của tỷ lệ của số nhân viên hành chính tính theo phần trăm trên tổng lực lượng lao động. Sự khác biệt duy nhất là trong sự ước lượng này, hệ số độ Phân cấp tài chính và việc làm khu vực công Trang 76 mở cửa là khá khả quan với tỷ lệ 5%. Kết quả này hỗ trợ cho ý kiến của Rodrik’s (1997) rằng số lượng công việc ở chính phủ đại diện cho sự đảm bảo phần nào cho việc chống lại cho các ngoại tác mà quốc gia đối mặt. Sử dụng hai mô hình kiểm định độc lập không gian, Moran’s I và Getis , và Ord’s G, chúng tôi cũng thấy bằng chứng về tính phụ thuộc của tỷ lệ nhân sự khu vực công trên dân số trong số những quốc gia trong bộ dữ liệu. Mặc dù từ kiểm định độc lập không gian, chúng tôi cũng không thể thấy được những yếu tố ngoại lai tác động đến các nhà quyết định chính sách. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu này cũng khuyến nghị rằng khi sử dụng các biến nội địa của 1 quốc gia để giải thích tỷ lệ số nhân sự công, chúng ta cũng không nên bỏ qua việc các chính sách của quốc gia láng giềng cũng đóng vai trò quan trọng trong việc quyết định chính sách của nước sở tại.