Iscal policy and growth evidence from oecd countries

.................................................................... 20 NHẬN XÉT CỦA GIÁO VIÊN HƯỚNG DẪN ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ ................................................................................................................................ DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 1: Tổng hợp lý thuyết của phân loại chính thức Bảng 2: Thống kê mô tả Bảng 3: Kết quả hồi quy Bảng 4: Xác định sai giới hạn ngân sách Bảng 5: Thu nhập ban đầu bỏ qua từ hồi quy Bảng 6: Ước tính bằng biến công cụ Bảng 7: Phân phối lại việc giải thích tài chính Page 1 CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNG BẰNG CHỨNG TỪ NHỮNG NƯỚC OECD Richard Knellera, Michael F. Bleaneyb, *, Norman Gemmellb Viện Quốc gia Nghiên cứu Kinh tế và Xã hội, Luân Đôn, Vương quốc Anh Trường Kinh tế, Đại học Nottingham, Nottingham, Vương quốc Anh Nhận được ngày 01 Tháng mười 1998, nhận được bản sửa đổi ngày 01 Tháng 12 1998, chấp nhận ngày 01 tháng 12 năm 1998 I. GIỚI THIỆU Phần chi tiêu của chính phủ cho sản xuất, thành phần của chi tiêu và thu nhập có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng dài hạn không? Theo mô hình tăng trưởng tân cổ điển của Solow (1956) và Swan (1956), câu trả lời là hầu như không. Thậm chí nếu chính phủ có thể ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng dân số, ví dụ như cách giảm tỷ lệ tử vong ở trẻ em hoặc khuyến khích việc sinh con, điều này sẽ không ảnh hưởng đến tỷ lệ tăng trưởng dài hạn của thu nhập theo đầu người. Trong mô hình này, thuế và mức chi tiêu ảnh hưởng đến tỷ lệ tiết kiệm hoặc việc khuyến khích đầu tư vào vốn vật chất hoặc vốn nhân lực thì cuối cùng ảnh hưởng đến các tỷ lệ nhân tố cân bằng hơn là đến tốc độ tăng trưởng ổn định. Ngược lại, trong những mô hình tăng trưởng nội sinh, đầu tư vào con người và vốn hữu hình sẽ ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng ổn định và do đó nhiều khả năng trong những mô hình này có thể chỉ ra ít nhất vài thành phần của thuế và chi tiêu công đóng vai trò trong quá trình tăng trưởng. Kể từ khi sự đóng góp tiên phong của Barro (1996), King và Reblo (1990) và Lucas (1990), nhiều nghiên cứu đã mở rộng phân tích thuế, chi tiêu công và tăng trưởng, chứng minh với những điều kiện khác nhau những biến tài chính có thể ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng dài hạn (xem, ví dụ, Jones và cộng sự, 1993; Stockey và Rebelo, 1995; Mendoza và cộng sự, 1997). Lý thuyết hoàn toàn rõ ràng hợp lý tuy nhiên bằng chứng thực nghiệm thì không. Như Stockey và Rebelo (1995, trang 519) phát biểu “những ước tính gần đây về sự ảnh hưởng của cải cách thuế đến tăng trưởng tiềm năng thay đổi một cách đáng kể, biến động từ 0 đến 8 điểm %” Thực ra hầu như không có nghiên cứu nào được thiết kế để kiểm tra các dự đoán của mô hình tăng trưởng nội sinh đối với cấu Page 2 trúc của cả thuế và chi tiêu theo cách mà chúng tôi làm ở đây (Devarajian và cộng sự (1996) chỉ nghiên cứu cho vần đề chi tiêu). Ngoài ra một vài nhà nghiên cứu đã nhận ra rằng những nghiên cứu từng phần (ví dụ những nghiên cứu chỉ tập trung vào vấn đề ngân sách mà bỏ qua những vấn đề khác) chấp nhận sai số hệ thống để ước lượng tham số kết hợp với những giả định tài chính tiềm ẩn. Điểm này đã được giải thích bởi Helms (1985), Mofidi và Stone (1990) và Miller và Russek (1193) cho nhiều bộ dữ liệu khác nhau. Chúng tôi khám phá ra tác động của những tranh luận này về việc cụ thể hóa mô hình hồi quy và chỉ ra rằng, nếu điểm này bị bỏ qua thì sai lệch để ước lượng tác động của các biến tài chính đến tốc độ tăng trưởng có thể rất đáng kể. Vấn đề này giả định quan trọng hơn vì lý thuyết trở nên tinh tế hơn trong việc dự đoán sự tác động của những thành phần khác nhau của chi tiêu và thuế đến tăng trưởng. Trong bài nghiên cứu này chúng tôi kiểm tra những dự đoán cụ thể của mô hình tăng trưởng nội sinh chính sách công gần đây như Barro (1990) và Medoza và cộng sự (1997), chú ý cẩn thận để tránh nguồn gốc sai lệch vừa được đề cập. Sử dụng các tiêu chuẩn đề xuất của những mô hình này để phân loại dữ liệu tài chính, chúng tôi xem xét tác động đến tăng trưởng của chính sách tài khoá cho 1 nhóm 22 quốc gia OECD, 1970 – 95. Chúng tôi thấy: (i) Hỗ trợ đáng kể cho những dự đoán của Barro (1990) với sự chú ý đến ảnh hưởng của cấu trúc thuế và chi tiêu đến tăng trưởng. (ii) Việc không cụ thể hóa giới hạn ngân sách chính phủ dẫn tới việc ước lượng tham số rất khác nhau mà trong những nghiên cứu trước đây đã bị nhầm lẫn với không bền vững; và (iii) những kết quả của chúng tôi là mạnh đối với một số thay đổi trong phân loại dữ liệu hay cụ thể hóa mô hình hồi quy. Phần còn lại của bài nghiên cứu được sắp xếp như sau. Chúng tôi tóm tắt những dự đoán chính của mô hình tăng trưởng nội sinh chính sách công gần đây và thảo luận những tác động của giới hạn ngân sách chính phủ đối với thử nghiệm thực nghiệm. Lý thuyết thực nghiệm có liên quan được trình bày ở phần 3.Phần 4 thảo luận về phương pháp và kết quả thực nghiệm cho mẫu là các nước OECD.Phần 5 đưa ra một số kết luận. Page 3 II. CÂU HỎI NGHIÊN CỨU: 1. Có bằng chứng thực nghiệm về cấu trúc của thuế và chi tiêu công có thể ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng dài hạn trong mô hình tăng trưởng nội sinh hay không? (Bao gồm các yếu tố thuế bóp méo, thuế không bóp méo thì không, chi tiêu của chính phủ cho sản xuất, chi tiêu phi sản xuất ). 2. Giới hạn ngân sách của chính phủ có ảnh hưởng đến hệ số ước lượng của mỗi biến tài chính trong mô hình hồi quy hay không? III. CƠ SỞ LÝ THUYẾT 1. Lý thuyết nền: Như đã biết, mô hình tăng trưởng tân cổ điển chính sách công (xem, ví dụ Judd, 1985; Chamley, 1986) ủy thác vai trò của chính sách tài khóa cho một trong những quyết định đầu ra hơn là tốc độ tăng trưởng dài hạn. Tốc độ tăng trưởng bền vững được lèo lái bởi các yếu tố ngoại sinh của tăng trưởng dân số và tiến bộ công nghệ, trong khi chính sách tài khóa có thể chỉ ảnh hưởng đến con đường chuyển đổi sang trạng thái bền vững này. Ngược lại, mô hình tăng trưởng nội sinh chính sách công của Barro (1990), Barro và Sala-i-Martin (1992), (1995) và Mendoza và cộng sự (1997) cung cấp cơ chế mà chính sách tài khóa có thể xác định cả mức sản lượng đầu ra và tốc độ tăng trưởng bền vững. Những dự báo từ những mô hình tăng trưởng nội sinh này được lấy từ việc phân loại các thành phần của ngân sách chính phủ vào một trong 4 nhóm: thuế bóp méo hoặc thuế không bóp méo, chi tiêu sản xuất hoặc chi tiêu phi sản xuất. Thuế bóp méo ở trong bối cảnh này là những loại thuế ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của nhà đầu tư (đối với vốn hữu hình hoặc vốn con người) tạo thành cái nêm thuế và do đó bóp méo tốc độ ổn định của tăng trưởng. Thuế không bóp méo không ảnh hưởng đến quyết định tiết kiệm hay đầu tư vì bản chất không có thật của các chức năng ưu tiên và vì thế không ảnh hưởng đến tốc độ của tăng trưởng. Chi tiêu của chính phủ được phân biệt tùy thuộc vào việc chúng có được bao gồm như những tranh luận trong chức năng sản xuất tư nhân hay không.Nếu có, thì chúng sẽ được phân loại vào chi tiêu sản xuất và vì vậy có ảnh hưởng trực tiếp đến tốc độ tăng trưởng. Nếu không thì chúng sẽ được phân loại vào chi tiêu phi sản xuất và không Page 4 ảnh hưởng đến tốc độ ổn định của tăng trưởng (xem Barro và Sala-i-Martin, 1995 để trình bày lý thuyết rõ ràng hơn) Những kết quả này có thể được mở rộng thành nhiều cách khác nhau, ví dụ bằng cách cho phép hàng hóa do chính phủ cung cấp được sản xuất dưới dạng tồn kho hơn là hình thức lưu thông (Glomm và Ravikumar, 1994, 1997) hoặc cho phép có nhiều hình thức thuế khác nhau được bóp méo (hoặc hình thức khác nhau chi tiêu cho sản xuất) ở các mức độ khác nhau (Devarajan và cộng sự, 1996; Mendoza và cộng sự, 1997). Tất nhiên có tranh luận về việc phân loại của các chi tiêu cụ thể như cho sản xuất hay phi sản xuất hoặc của các loại thuế cụ thể như thuế bóp méo hay không bóp méo và đây là điểm mà chúng ta sẽ quay trở lại trong phần thực nghiệm. Những mô hình này dự báo sự thay đổi của thu nhập quốc gia từ các hình thức bóp méo của thuế và hướng tới hình thức không bóp méo có tác dụng thúc đẩy tăng trưởng, trong khi việc chuyển đổi hình thức chi tiêu từ sản xuất hướng đến phi sản xuất làm chậm tăng trưởng. Thuế không bóp méo được tài trợ tăng trong chi tiêu cho sản xuất được dự báo là có ảnh hưởng tích cực đến tốc độ tăng trưởng. Trong khi với việc tài trợ thuế bóp méo mức ảnh hưởng đến tăng trưởng được dự báo không rõ ràng. Cuối cùng chi tiêu phi sản xuất được tài trợ bằng thuế bóp méo có ảnh hưởng tiêu cực một cách rõ ràng đến tăng trưởng, nhưng ảnh hưởng bằng 0 sẽ được dự đoán nếu tài trợ bằng thuế không bóp méo (xem Barro, 1990) 2. Bằng chứng thực nghiệm có sẵn Hầu hết các lý thuyết thực nghiệm kiểm tra mối quan hệ giữa tốc độ tăng trưởng kinh tế với các biến tài chính trước ngày mô hình tăng trưởng nội sinh chính sách công được nói đến ở trên, và thay đổi về bộ dữ liệu, kỹ thuật kinh tế lượng và chất lượng. Bản chất đặc biệt của hầu hết những lý thuyết trước năm 1990 là nó cung cấp, lúc tốt nhất, những thử nghiệm thô của giá trị thực tiễn của mô hình tăng trưởng nội sinh (cũng như bị những sai lệch như đã đề cập trước đó) và những kết quả thì rất dễ thay đổi. Trong Kneller và cộng sự (1998) chúng tôi lập bảng những nghiên cứu chính và những kết quả quan trọng của chúng, phân loại chúng theo biến tài chính trong hàm hồi quy (thuế, chi tiêu tiêu dùng công, chi phí chuyển nhượng/ phúc lợi, đầu tư công). Dấu và ý nghĩa của hệ số không bền vững trên diện rộng, thậm chí trong một Page 5 vài trường hợp, các biến tương tự nhau trong những mô hình hồi quy cụ thể tương tự cũng cho thấy như vậy, một vấn đề cũng đã được giải thích bởi Levine và Renelt (1992). Easterly và Rebelo (1993) cung cấp thêm bằng chứng về việc không mạnh của các biến tài chính bằng cách chứng minh sự phụ thuộc của chúng dựa trên một tập hợp các biến điều kiện và những điều kiện ban đầu. Sự không bền vững này có thể một phần phản ánh xu hướng thêm các biến tài chính vào mô hình hồi quy trong cách thức tương đối đặc biệt mà không chú ý đến giới hạn tuyến tính được ám chỉ bởi giới hạn ngân sách chính phủ. Chỉ Helms (1985), Modifi và Stone (1990) và Miller và Russek (1993) đã giải quyết vấn đề này. Miller và Russek, ví dụ, nhận thấy (đối với bảng dữ liệu hàng năm cho 39 nước, 1975 – 84) rằng hiệu ứng tăng trưởng của việc thay đổi trong chi tiêu phụ thuộc chủ yếu vào cách thức mà việc thay đổi trong chi tiêu đó được tài trợ. Nhìn chung những kết quả của họ cho thấy rằng việc tài trợ những thay đổi trong chi tiêu bằng thuế đem lại hiệu ứng tăng trưởng không đáng kể, và chúng xảy ra, tác động tiêu cực có xu hướng liên quan đến những thay đổi tài trợ thâm hụt ngân sách bằng thuế hoặc chi tiêu. Tuy nhiên chúng không phân biệt các biến khác nhau của chi tiêu và nguồn thu trong cách đề xuất của mô hình tăng trưởng nội sinh. Tầm quan trọng của việc cụ thể hóa hoàn toàn giới hạn ngân sách chính phủ được đưa ra bởi những kết quả thực nghiệm gần đây. Mendoza và cộng sự (1997) kết luận rằng hỗn hợp thuế có tác động không đáng kể đến tăng trưởng (mặc dù nó ảnh hưởng đáng kể đến đầu tư tư nhân), nhưng bởi vì mô hình hồi quy của họ không bao gồm biến chi tiêu cho nên ước tính của họ bị sai lệch bởi việc tài trợ một phần tiềm ẩn của chi tiêu sản xuất. Điều này được xác nhận bởi Kocherlakota và Yi (1997) tìm thấy rằng thuế ảnh hưởng đáng kể đến tăng trưởng chỉ khi nào chi đầu tư công được bao gồm trong mô hình hồi quy. Xem xét của chúng tôi về bằng chứng trong Kneller và cộng sự (1998) cũng làm nổi bật ước lượng chi tiêu chính phủ ảnh hưởng lên tăng trưởng trong phạm vi rộng. Tuy nhiên hầu hết những nghiên cứu này không bao gồm (hoặc rất ít) biến về thuế. Có một số hỗ trợ cho quan điểm đầu tư công vào giao thông và thông tin liên lạc ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng, trong khi thuế thu nhập có xu hướng có một hệ số âm đáng kể, nhưng mặt khác có rất ít sự nhất quán giữa các nghiên cứu. Page 6 IV. MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU Trong lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm một vấn đề quan trọng đã thường xuyên bị xem nhẹ - là việc tài trợ rõ ràng hay tiểm ẩn của thay đổi 1 đơn vị trong một yếu tố của ngân sách chính phủ sẽ ảnh hưởng đến hệ số ước lượng. Khái quát hóa, giả sử rằng tăng trưởng, itg , ở nước thứ i tại thời điểm t là hàm của biến điều kiện (phi tài chính) itY , vector của các biến tài chính jtX it m 1j jtj k 1i itiit uXYg    (1) Giả định đã bao gồm tất cả các thành phần của ngân sách (gồm cả thâm hụt / thặng dư), vì thế:    m 1j jt 0X Một thành phần của X phải được bỏ qua trong ước lượng của phương trình (1) để tránh hiện tượng cộng tuyến hoàn hảo. Biến được bỏ qua là nhân tố bổ sung được giả định trong phạm vi giới hạn ngân sách của chính phủ. Vì thế chúng ta viết lại phương trình (1) là: itmtm 1m 1i jtj k 1i itiit uXXYg     (2) Và sau đó bỏ qua mtX để tránh hiện tượng đa cộng tuyến, đồng nhất thức:    m 1j jt 0X Ngụ ý là phương trình thực sự được ước tính là it 1m 1i jtmj k 1i itiit uX)(Yg     (3) Kiểm tra giả thuyết tiêu chuẩn hệ số bằng 0 của jtX thật ra là kiểm tra giả thuyết vô giá trị 0)( mj  chứ không phải 0j  . Theo đó việc giải thích chính xác hệ số của mỗi biến tài chính là do ảnh hưởng của việc thay đổi một đơn vị trong các biến liên quan được bù đắp bởi thay đổi 1 đơn vị trong biến bị bỏ qua. Nếu biến được chọn để bỏ qua bị thay đổi thì hệ số ước lượng của tất cả các biến sẽ thay đổi. Điều này ám chỉ rằng, nhà nghiên cứu phải cẩn thận để chọn biến loại bỏ “trung lập” (nghĩa là lý thuyết đưa ra giả thuyết 0m ) Page 7 Ngụ ý rằng có thể chỉ kiểm tra sự khác nhau giữa 2 giá trị  , còn mỗi giá trị  đơn lẻ thì không, không loại trừ khả năng kiểm tra khi 2 giá trị  bằng nhau. Điều này thích hợp khi lý thuyết cho rằng có nhiều hơn 1 biến trung lập (trong trường hợp này là thuế không bóp méo và chi tiêu phi sản xuất), trong trường hợp này cả hai giá trị của  dự kiến sẽ bằng 0.Nếu giả thuyết bằng nhau không bị bỏ qua, thì ước lượng tham số chính xác hơn có thể đạt được bằng cách bỏ qua cả 2 biến. Nói cách khác, quy trình thích hợp là thử nghiệm đi từ việc chi tiết nhất của giới hạn ngân sách chính phủ cho đến việc miêu tả không đầy đủ, cẩn thận để chỉ bỏ qua những yếu tố mà lý thuyết cho rằng sẽ có ảnh hưởng đến tăng trưởng không đáng kể. Nếu điều này không được thực hiện, và (ví dụ) những biến chi tiêu được bỏ qua từ việc hồi quy và chỉ còn lại các biến thuế (như Mendoza và cộng sự, 1997), thì kết quả sẽ bị sai lệch do việc tài trợ phần tiềm ẩn bởi yếu tố không trung lập của ngân sách chính phủ. Trong trường hợp được trích dẫn, một đơn vị thuế tăng lên sẽ tài trợ một phần cho chi tiêu sản xuất, tác động ước tính (tiêu cực) sẽ bị sai lệch về 0 (chúng tôi trình bày bằng chứng về điều này sau) V. DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP Như đã nói ở trên, trong loại mô hình tăng trưởng nội sinh có liên quan đến nghiên cứu này, các kết quả được tìm ra bằng cách phân loại các biến tài chính vào một trong bốn loại. Để có những điều này chúng ta thêm thặng dư ngân sách chính phủ, các khoản thu nhập và chi tiêu mà sự phân loại của nó thì không rõ ràng (chúng ta gán là những “nguồn thu khác” và "chi tiêu khác”). Chúng ta tổng hợp những phân loại chính thức của IMF về dữ liệu tài chính thành bảy loại chính được mô tả trong Bảng 1 và sau đó kiểm tra độ nhạy của kết quả phân loại này của dữ liệu. Bảng 1: Tổng hợp lý thuyết của phân loại chính thức Phân loại lý thuyết Phân loại chính thức Thuế bóp méo Thuế đánh trên thu nhập và lợi nhuận Đóng góp an sinh xã hội Thuế đánh trên lương và nhân lực Thuế đánh trên tài sản Page 8 Thuế không gây bóp méo Thuế đánh trên đối hàng hóa và dịch vụ nội địa Các khoản thu nhập khác Thuế đánh trên thương mại quốc tế Khoản thu nhập không chịu thuế Các khoản thu nhập chịu thuế khác Chi tiêu sản xuất Chi tiêu dịch vụ công cộng chung Chi tiêu quốc phòng Chi tiêu giáo dục Chi tiêu y tế Chi tiêu nhà ở Chi tiêu vận tải và thông tin liên lạc Chi tiêu phi sản xuất Chi tiêu cho an sinh xã hội và phúc lợi xã hội Chi tiêu cho giải trí Chi sự nghiệp kinh tế Các chi tiêu khác Chi tiêu khác (không phân loại) Lưu ý: việcphân loại chính thức miêu tả cách phân loại được cho trong nguồn dữ liệu. Một vấn đề quan trọng là việc phân bổ các khoản thuế và chi tiêu, một cách tương ứng, thành loại bóp méo / không bóp méo và loại sản xuất /phi sản xuất. Trong khi xét trên một số phương diện, tất cả các loại thuế chính được sử dụng trong các nước OECD là loại bóp méo, trong thử nghiệm những mô hình tăng trưởng nội sinh sự biến dạng liên quan nhằm khuyến khích đầu tư (trong vốn hữu hình và / hoặc vốn con người). Theo Barro (1990), chúng ta xem thuế thu nhập và thuế đánh trên tài sản như là 'sự bóp méo' và thuế đánh trên tiêu dùng (dựa trên chi tiêu) được xem như "không gây bóp méo”, trên cơ sở đó cuối cùng không làm giảm lợi nhuận trên đầu tư, mặc dù nó có thể ảnh hưởng đến sự lựa chọn lao động hay nghỉ ngơi. Tất nhiên, trong nhiều mô hình phức tạp (như là Mendoza và cộng sự, 1997) thuế tiêu dùng làm sai lệch các quyết định đầu tư (một cách gián tiếp) trong chừng mực nào đó chúng ảnh hưởng đến lựa chọn lao động, giáo dục, giải trí của các chủ thể. Tuy nhiên lưu ý rằng, việc phân loại của chúng ta về thuế tiêu dùng như "không bóp méo" là một giả thuyết (cái mà chúng ta kiểm chứng sau này), chứ không phải là một giả định của mô hình thực nghiệm . Việc chia chi tiêu thành loại sản xuất hoặc phi sản xuất chúng ta áp dụng theo Barro và Sala-i-Martin (1995); Page 9 Devarajan và cộng sự (1996) và xem chi tiêu với một thành phần vốn đáng kể (vốn hữu hình hoặc vốn con người) là 'sản xuất'. Loại chi tiêu 'phi sản xuất' chủ yếu là chi tiêu an sinh xã hội. Tập hợp dữ liệu của chúng tôi bao gồm 22 quốc gia phát triển giai đoạn 1970-1995, từ hai nguồn.Dữ liệu ngân sách chính phủ đến từ GFSY, dữ liệu còn lại là từ Bảng biểu Ngân hàng thế giới (xem Phụ lục A). Những số liệu này là hàng năm, nhưng chúng ta thực hiện theo các tiêu chuẩn thực hành lấy trung bình 5 năm để loại bỏ những ảnh hưởng của chu kỳ kinh tế, và sau đó chúng ta áp dụng các kỹ thuật kinh tế lượng đối với bảng dữ liệu tĩnh. Thông qua cách tiếp cận tiêu chuẩn làm cho nó dễ dàng hơn để so sánh kết quả của chúng ta với những nơi xuất bản khác. Ở giai đoạn sau, chúng tôi xem xét độ nhạy của những kết quả được tìm thấy theo thời gian khác nhau của dữ liệu. Phương trình hồi quy của chúng tôi theo các hình thức của phương trình (3) ở trên. Chúng tôi ban đầu xem xét năm dạng khác nhau của bảng dữ liệu ước lượng cho mỗi hồi quy: gộp OLS, một chiều (biến giả quốc gia) được cố định (bằng OLS) và ngẫu nhiên (bằng GLS) và hai chiều (tác động quốc gia và thời gian) được cố định và mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên VI. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM 1. Thống kê mô tả: Bảng 2 đưa ra một số thống kê mô tả cho tập dữ liệu. Tập hợp các biến điều kiện bao gồm tỷ lệ đầu tư, tốc độ tăng trưởng lực lượng lao động và GDP ban đầu. Có thể thấy rằng các quốc gia mẫu của chúng ta tăng trưởng, trung bình, khoảng 2,8% bình quân đầu người mỗi năm, với tỷ lệ đầu tư vượt quá 20% và tăng trưởng lực lượng lao động khoảng 1% hằng năm. Trong số các biến tài chính, loại thuế bóp méo của chúng ta sinh lợi gấp hai lần nguồn thu (trung bình 18% GDP), tương tự thuế không gây bóp méo, trong khi hai loại chi tiêu chính, mỗi loại khoảng 15% GDP. Việc lựa chọn mô hình dựa trên log-likelihood và R2 hiệu chỉnh cho OLS gộp và các mô hình ảnh hưởng cố định (mô hình sai số một chiều và cả hai chiều). Từ thử nghiệm của Hausman bác bỏ giả thuyết ban đầu không có sự tương quan giữa các Page 10 yếu tố riêng lẻ và sai số hệ thống, chúng ta chỉ báo cáo kết quả từ các mô hình ảnh hưởng cố định. Trong tất cả các trường hợp, hai chiều của phương trình hồi quy (thời gian cụ thể và phần chặn quốc gia cụ thể) nhận được kết quả kiểm định tốt nhất (với R2 hiệu chỉnh cao nhất), và những kết quả này được báo cáo ở đây Bảng 2: Thống kê mô tả Biến Trung bình Độ lệch tiêu chuẩn Mức tối thiểu (quốc gia) Mức tối đa (quốc gia) Tốc độ tăng trưởng GDP giá hiện hành (% năm) 2,79 1,66 1,54 (Thụy Sĩ) 5.09 (Thổ Nhĩ Kỳ) GDP ban đầu theo giá hiện hành (ngàn đô la Mỹ của năm 1970) 10,710 3,38 2,966 (Thổ Nhĩ Kỳ) 15,313 (US) Đầu tư 22,06 3,61 18,11 (Anh) 29,43 (Bồ Đào Nha) Tăng trưởng lực lượng lao động (% năm) 1.06 0.80 -0.06 (Đức) 2.06 (Iceland) Thặng dư ngân sách -3,08 3,39 -11,76 (Bồ Đào Nha) 1.65 (Luxembourg) Cho vay trừ chi trả 1.22 1.39 0.11 (Ai-len) 4.49 (Na Uy) Hệ thống thuế bóp méo 18.76 7.25 7.10 (Iceland) 33.47 (Hà Lan) Hệ thống thuế không bóp méo 9.15 4.22 0.96 (Mỹ) 16.77 (Na Uy) Nguồn thu khác 4,56 2,96 1,51 (Đức) 16.72 (Ai-len) Chi tiêu sản xuất 14,69 4,57 7,35 (Canada) 23.74 (Ý) Chi tiêuphi sản xuất 15,24 6,05 4,96 (Thổ Nhĩ Kỳ) 24.31 (Luxembourg) Chi tiêu khác 4,44 3,07 0,98 (Phần Lan) 9.16 (Ai-len) Lưu ý: bảng đưa ra thống kê mô tả cho các biến được sử dụng trong hồi quy. Con số này là tỷ lệ phần trăm của GDP, trừ trường hợp được quy định. Tập dữ liệu bao gồm trung bình 5 năm cho giai đoạn 1970-1995 (Úc, Áo, Canada, Đan Mạch, Phần Lan, Đức, Iceland, Luxembourg, Hà Lan, Na Uy, Tây Ban Nha, Thụy Điển, Thổ Nhĩ Kỳ, Anh, Mỹ); 1975-1995 (Pháp), 1970-1990 (Bỉ), 1970-1985 (Hy Lạp, Thụy Sĩ), 1975-1990 (Ý, Bồ Đào Nha) và 1980-1995 (Ai-len) . Page 11 2. Kết quả thực nghiệm Bảng 3: Kết quả hồi quy Kỹ thuật ước lượng: trung bình 5 năm, hai chiều FE Biến phụ thuộc: Tốc độ tăng trưởng bình quân đầu người Biến tài chính bị bỏ qua Hệ thống thuế bóp méo Chi tiêu phi sản xuất Hệ thống thuế không bóp méo và chi tiêu phi sản xuất GDP bình quân đầu người ban đầu theo giá hiện hành -0,490 (2.79) -0,490 (2.79) - 0,483 (2.82) Đầu tư -0,020 (0.33) -0,020 (0.33) -0,020 (0.34) Tốc độ tăng trưởng lực lượng lao động -0,327 (1.09) -0,327 (1.09) -0,336 (1.14) Cho vay trừ chi trả 0,417 (1.82) 0,380 (2.13) 0,384 (2.18) Các khoản thu nhập khác -0,154 (0.81) -0,117 (1.12) -0,118 (1.13) Chi tiêu khác 0,315 (2.00) 0,279 (2.42) 0,289 (2.75) Thặng dư ngân sách 0,446 (2.79) 0,410 (4.60) 0,416 (4.93) Hệ thống thuế bóp méo -0,446 (2.79) -0,410 (4.21) -0,410 (4.37) Hệ thống thuế không bóp méo _ 0,037 (0.23) _ Chi tiêu sản xuất 0.290 (1.98) 0,253 (1.95) 0.268 (2.43) Chi tiêu phi sản xuất 0.037 (0.23) _ _ R2 hiệu chỉnh 0,602 0,602 0,621 Số quan sát 98 98 98 Lưu ý:Thống kê t trong dấu ngoặc đơn. Các định nghĩa của các biến xem Bảng 2. Quan sát là trung bình 5 năm1970-1995. Chặn thời gian và quốc gia bao gồm trong hồi quy. Bảng 3 tóm tắt các kết quả cơ bản. Cột đầu tiên của bảng sử dụng hệ thống thuế không gây bóp méo như thành phần tài trợ tiềm ẩn, và cột thứ hai sử dụng chi tiêu phi sản xuất. Mỗi nhân tố nên có một số hệ số bằng 0 theo mô hình của Barro(1990), để mà cho ra kết quả như nhau đối với mỗi mô hình khác nhau. Cuối cùng, cột thứ ba bỏ qua cả hai biến, áp đặt một hệ số chung cho hai yếu tố của ngân sách. Giả thuyết về một hệ số chung không bị bác bỏ bởi các dữ liệu, vì vậy giải Page 12 thích của chúng ta dựa trên các kết quả được hiển thị trong cột cuối cùng của Bảng 3. Chúng ta bắt đầu bằng việc thảo luận về các biến điều kiện. Không giống như Easterly và Rebelo (1993), chúng ta thấy rằng GDP ban đầu cho vào hồi quy với một hệ số âm đáng kể, cho thấy hội tụ có điều kiện của tốc độ tăng trưởng trong giai đoạn này. Hai biến còn lại tỷ lệ đầu tư và tốc độ tăng trưởng lao động đều không đáng kể (thực sự hệ số đầu tư là âm) nhưng cả hai biến giả quốc gia và thời gian có ý nghĩa khi kết hợp với nhau. Các biến ngân sách trong phương trình hồi quy ở Bảng 3 hầu hết là có dấu như dự kiến. Chi tiêu sản xuất có hệ số dương đáng kể, và ước lượng điểm cho thấy một phần trăm GDP tăng thêm sẽ làm tăng 0.27% tốc độ tăng trưởng. Chi tiêu khác cũng có một hệ số dương đáng kể, cái mà lớn hơn một ít so với chi tiêu sản xuất (0.29). Mặt khác thuế bóp méo, làm giảm đáng kể tốc độ tăng trưởng: hệ số ước tính của nó là -0,41. Con số này lớn một cách không thực tế, nhưng, như chúng ta sẽ thấy dưới đây, thay đổi năm bắt đầu của giai đoạn 5 năm phần nào làm giảm ước lượng điểm của hệ số này. Các khoản thu nhập khác cũng có một tác động tiêu cực (nhưng nhỏ hơn nhiều và không có ý nghĩa thống kê). Một tính năng đáng chú ý của các kết quả là hệ số dương và lớn đối với thặng dư ngân sách. Ngay cả dưới giả định của tương đương Ricardo chúng ta mong rằng thặng dư có một hệ số dương, vì chúng ta đã hạn chế nó để tài trợ cho một yếu tố trung lập của ngân sách trong giai đoạn hiện nay, nhưng đã không hạn chế tương tự như các bồi thường thâm hụt ngân sách trong tương lai. Những thâm hụt trong tương lai sẽ dùng để tài trợ thêm một phần chi tiêu sản xuất hoặc do cắt giảm thuế bóp méo cái mà nâng cao lợi nhuận dự kiến để đầu tư hiện tại và do đó phải được thể hiện trong một tác động dương của tăng trưởng thặng dư hiện tại. Tuy nhiên lập luận này ngụ ý rằng hệ số dương đối với thặng dư nhỏ hơn đối với chi tiêu sản xuất hoặc cắt giảm trong thuế bóp méo. * Xác định sai giới hạn ngân sách Chúng tôi lập luận ở trên rằng để chỉ rõ giới hạn ngân sách của chính phủ một cách đầy đủ thì về nguyên tắc, quan trọng là giải thích các thông số tài khóa. Nhưng trong thực tế những sai lầm từ việc bỏ qua hay mô tả sai giới hạn ngân sách thì nghiêm trọng như thế nào? Page 13 Bảng 4: Xác định sai giới hạn ngân sách Kỹ thuật ước lượng: trung bình 5 năm, hai chiều FE Biến phụ thuộc: Tốc độ tăng trưởng bình quân đầu người Các biến tài chính bị bỏ qua Biến tài chính được bao gồm Tất cả thu nhập Tất cả chi tiêu Thuế bóp méo Chi phí sản xuất Chi phí phi sản xuất Thuế bóp méo và không bóp méo GDP bình quân đầu người ban đầu -0.501 (2.720 -0.576 (3.25) -0.389 (2.08) -0.478 (2.46) -0.386 (2.21) -0.408 (2.18) Đầu tư -0.027 (0.42) 0.007 (0.11) 0.064 (1.01) 0.072 (1.09) -0.024 (0.38) 0.060 (0.94) Tốc độ tăng trưởng lực lượng lao động -0.522 (1.69) -0.342 (1.12) -0.363 (1.10) -0.463 (1.34) -0.522 (1.71) -0.311 (0.94) Cho vay trừ chi trả 0.150 (0.83) 0.280 (1.56) _ _ _ _ Các khoản thu nhập khác _ (0.53) 9.055 _ _ _ _ Chi tiêu khác 0.025 (0.27) _ _ _ _ _ Thặng dư ngân sách 0.165 (1.85) 0.269 (3.88) _ _ _ _ Hệ thống thuế bóp méo _ -0.260 (3.43) -0.245 (3.06) _ _ -0.269 (3.28) Hệ thống thuế không bóp méo _ 0.222 (1.56) _ _ _ 0.190 (1.23) Chi tiêu sản xuất -0.009 (0.10) _ _ -0.147 (1.61) _ _ Chi tiêu phi sản xuất -0.229 (3.01) _ _ _ -0.301 (4.49) _ R2 hiệu chỉnh 0.572 0.591 0.512 0.465 0.571 0.515 Số quan sát 98 98 98 98 98 98 Lưu ý: giá trị thống kê t trong dấu ngoặc đơn. Các định nghĩa của các biến xem Bảng 2. Quan sát là trung bình 5 năm1970-1995. Chặn thời gian và quốc gia bao gồm trong hồi quy. Bảng 4 cho thấy độ chênh lệch ước lượng các biến thì thường quan trọng. Trong cột 1 và 2 ba biến chi phí và thuế bị bỏ qua, tương ứng, từ hồi quy, trong khi ở cột 3-6 chỉ có một biến chi phí hoặc biến thuế là được tính đến. So sánh các kết Page 14 quả đó với kết quả trong Bảng 3 cho thấy sự thay đổi đáng kể trong dấu hệ số thống kê, quy mô và tầm quan trọng khi một số yếu tố bị bỏ ra khỏi giới hạn ngân sách Trong cột 1, ví dụ, khi các loại thuế được bỏ qua, các chi phí xuất hiện có tác dụng tăng trưởng âm, đáng kể trong trường hợp chi tiêu phi sản xuất. Kể từ khi chi tiêu (ngầm) được tài trợ một phần bởi thuế bóp méo, nó không gây ngạc nhiên khi bỏ qua các biến sau này đem lại một khuynh hướng âm đến hệ số chi tiêu. Tương tự như vậy, khi chi tiêu bị bỏ qua (cột 2), thuế không bóp méo xuất hiện có tác dụng (nhẹ) tăng trưởng dương (so với ảnh hưởng không trong Bảng 3). Một lần nữa, vì thuế tài trợ (ngầm) một phần cho chi tiêu sản xuất, bỏ qua các biến sau này đem lại khuynh hướng dương dự kiến đến các hệ số thuế. Kết quả ở bảng 4 chứng minh cách dễ dàng là đi đến kết luận không chính xác bởi xác định sai phương trình hồi quy. Vì các nghiên cứu thực nghiệm tốt nhất đã không nhận ra điều này và bỏ qua yếu tố quan trọng của ngân sách nhà nước, nó không gây ngạc nhiên rằng kết quả trước đó cung cấp một bức tranh có chút nhầm lẫn 3. Kiểm tra sự bền vững Trong phần này, chúng ta kiểm tra sự bền vững của các kết quả trên cho bốn sự thay đổi trong việc cụ thể hóa các dữ liệu và phương trình hồi quy. Trước hết chúng ta bỏ qua GDP ban đầu từ hồi quy để xác định các hệ số trên biến tài khóa là nhạy cảm bao gồm các điều kiện GDP ban đầu, theo báo cáo của Easterly và Rebelo (1993). Thứ hai, chúng ta xem xét liệu các kết quả của chúng ta có nhạy cảm với lựa chọn khoảng thời gian. Chúng ta bắt đầu bằng cách dịch chuyển thời gian 5 năm để mà những năm bắt đầu là những năm kết thúc (ví dụ) là một và sáu chứ không phải là số không và năm. Sau đó chúng ta sử dụng biến công cụ để kiểm tra khả năng đồng thời giữa các biến tài khoá và tăng trưởng. Cuối cùng chúng ta xem xét sự phân loại thay thế của dữ liệu tài chính. 3.1 GDP ban đầu Easterly và Rebelo (1993) thấy rằng tầm quan trọng của các biến tài khóa trong mô hình hồi quy của họ là nhạy cảm với việc bao gồm hoặc không bao gồm GDP ban đầu. Việc loại bỏ các điều kiện này làm sụp đổ phương trình (1) đến một hình thức đơn giản của phương trình tính toán tăng trưởng. Vì GDP ban đầu là một hồi quy có ý nghĩa trong Bảng 3 ở trên, điều đó sẽ không ngạc nhiên nếu kết quả Page 15 của chúng tôi rất nhạy cảm với sự loại bỏ nó. Bảng 5 trình bày các phương trình hồi quy với biến này bị loại trừ. Các hệ số của tất cả các biến tài khóa là khá gần với những hệ số được thể hiện trong Bảng 3, cái mà chỉ ra rằng dữ liệu của chúng tôi thiết lập ý nghĩa của các biến tài khóa trong mô hình hồi quy tăng trưởng là không nhạy cảm với thay đổi cụ thể hóa này. 3.2 Thời kỳ 5 năm thay thế Bảng 5: Thu nhập ban đầu bỏ qua từ hồi quy Kỹ thuật ước lượng: trung bình 5 năm, hai chiều FE Biến phụ thuộc: Tốc độ tăng trưởng bình quân đầu người Các biến tài khóa bị bỏ qua Thuế không bóp méo Chi phí phi sản xuất Thuế không bóp méo và chi phí phi sản xuất Đầu tư 0.020 (0.32) 0.020 (0.32) 0.021 (0.35) Tốc độ tăng trưởng lực lượng lao động -0.015 (0.05) -0.015 (0.05) 0.001 (0.00) Cho vay trừ chi trả 0.314 (1.32) 0.353 (1.89) 0.349 (1.89) Các khoản thu nhập khác -0.101 (0.51) -0.140 (1.27) -0.140 (1.28) Chi phí khác 0.301 (1.82) 0.340 (2.86) 0.329 (3.01) Thặng dư ngân sách 0.357 (2.17) 0.400 (4.32) 0.389 (4.41) Hệ thống thuế bóp méo -0.427 (2.36) -0.467 (4.66) -0.463 (4.72) Hệ thống thuế không bóp méo _ -0.039 (0.23) _ Chi tiêu sản xuất 0.273 (1.77) 0.312 (2.31) 0.296 (2.56) Chi tiêu phi sản xuất -0.039 (0.23) _ _ R2 hiệu chỉnh 0.574 0.574 0.581 Số quan sát 98 98 98 Lưu ý: Thống kê t trong dấu ngoặc đơn. Các định nghĩa của các biến xem Bảng 2. Quan sát là trung bình 5 năm1970-1995. Chặn thời gian và quốc gia bao gồm trong hồi quy. Bảng 3 được dựa trên mức trung bình 5 năm của năm với những con số cuối cùng 0-4 và 5-9. Sự lựa chọn này đã được thực hiện đơn giản là để tối đa hóa số lượng các điểm dữ liệu và tuân thủ theo quy ước chung. Trong Kneller và cộng Page 16 sự(1998), chúng tôi khảo sát những kết quả của sự thay đổi khoảng thời gian với năm với những con số cuối cùng 1-5 và 6-0, 2-6 và 7-1; và 3-7 và 8-2 (cái mà làm giảm số lượng các quan sát từ 98 đến 86). Các kết quả (không hiển thị ở đây, nhưng có sẵn từ các tác giả theo yêu cầu) thì tương tự một cách rộng, mặc dù các điểm ước tính của các hệ số có xu hướng hơi nhỏ hơn (trung bình 20,3 cho thuế bóp méo và 10,2 cho chi phí sản xuất) và các bằng chứng về sự bình đẳng giữa các hệ số của thuế không bóp méo và chi phí phi sản xuất là hoàn toàn không thuyết phục trong hai của ba trường hợp 3.3 Ước tính biến công cụ Việc ước tính mô hình hồi quy (1) giả định rằng tất cả các biến bên vế bên phải đều được xác định là biến ngoại sinh. Như Easterly và Rebelo (1993), Hsieh và Lai (1994) tranh luận, dường như các bài nghiên cứu trước đây về việc xảy ra đồng thời trong mô hình hồi quy gồm ảnh hưởng chu kỳ kinh doanh và định luật của Wagner (xu hướng chi tiêu chính phủ cao hơn so với mức cao của GDP bình quân đầu người). Tính trung bình trong một thời kỳ việc nỗ lực để kiểm soát theo cách cũ, nhưng có lẽ một cách không hoàn hảo, vì vậy một vài biến nội sinh vẫn còn. Định luật của Wagner ít quan tâm đến vấn đề này, bởi vì nó dự đoán một mối quan hệ giữa tăng trưởng GDP và tốc độ tăng trưởng, hơn là mức tăng chi tiêu và thuế của chính phủ Để giải quyết những vấn đề này về biến nội sinh yêu cầu ước lượng bằng các biến công cụ (IV), nhưng việc lựa chọn công cụ là cả một vấn đề trong nhóm này của mô hình hồi quy. Hầu hết sự lựa chọn chung là độ trễ bậc 1 của biến tài chính nhưng giá trị trễ không thể được sử dụng như một công cụ trong mô hình hiệu ứng cố định vì sai số tiềm ẩn từ phần trình bày của mô hình cố định. Vì vậy chúng tôi đi theo nghiên cứu của Folster và Henrekson (1997) và dự đoán mô hình hồi quy với sai phân bậc 1. Như công cụ chúng ta sử dụng hệ số chặn (hằng số) là biến quốc gia, mức độ trễ của các biến tài chính, và mức độ và sai phân bậc 1 của sự tăng trưởng lực lượng lao động và chỉ số GDP. Hàm tăng trưởng được chạy với sai phân bậc 1 và kết quả, thể hiện ở bảng 6, nên được giải thích một cách phù hợp. So sánh kết quả cột 4 trong bảng 6 với kết quả trong bảng 3, thấy rõ ràng rằng tác động tài chính được xác định trước đây không chỉ đơn giản là kết quả của biến nội sinh. Page 17 Bảng 6: Ước tính bằng biến công cụ Kỹ thuật ước tính: trung bình 5 năm, 2 chiều Biến phụ thuộc FE: mỗi đơn vị tăng trưởng Biến tài chính bị loại bỏ Thuế không bóp méo Chi phí phi sản xuất thuế không bóp méo và chi tiêu phi sản xuất GDP bình quân đầu người theo gía hiện hành -0.125 (3.95) -0.125 (4.23) -0.124 (4.19) Đầu tư 0.129 (1.41) 0.129 (1.51) 0.127 (1.48) Tốc độ tăng trưởng lực lượng lao động -0.244 (0.45) -0.244 (0.48) -0.295 (0.60) Cho vay trừ chi trả 0.389 (0.75) 0.270 (0.74) 0.278 (0.76) Doanh thu khác -0.204 (0.45) -0.084 (0.34) -0.086 (0.35) Chi tiêu khác 0.266 (0.73) 0.147 (0.59) 0.178 (0.77) Ngân sách tăng thêm 0.630 (1.68) 0.511 (3.17) 0.521 (3.27) Thuếbóp méo -0.575 (1.47) -0.455 (2.90) -0.460 (2.92) Thuế không bóp méo - 0.119 (0.35) - Chi tiêu sản xuất 0.284 (0.830) 0.165 (0.690) 0.201 (0.93) Chi tiêu phi sản xuất 0.119 (0.33) - - R2 hiệu chỉnh) 0.339 0.442 0.416 Số quan sát 76 76 76 Lưu ý: giá trị thống kê t trong ngoặc đơn. Định nghĩa của các biến được trình bày trong bảng 2. Số quan sát được lấy trung bình 5 năm từ 1970 đến 1995. Hệ số chặn biến quốc gia và thời gian được bao gồm trong mô hình hồi quy. Dấu hệ số không bị thay đổi và độ lớn tương tự so với giá trị ở bảng 3. Mặc dù độ lệch chuẩn lớn hơn (và giá trị R2 hiệu chỉnh tương đương thấp hơn) kết quả trước đây (không ngạc nhiên bởi vì mô hình hồi quy theo sai phân bậc 1), việc giải thích các biến tài chính trọng tâm ảnh hưởng không đáng kể: hiệu quả ước lượng của thuế bóp méo và chi tiêu sản xuất vẫn lớn) Page 18 3.4 Phân loại lại biến tài chính Sự thay đổi kế tiếp chúng ta làm đối với mô hình hồi quy là phân loại lại các biến bao gồm cả trong ma trận hệ số tài chính. Tổng hợp phân loại các biến có cùng chức năng trong nguồn dữ liệu vào các nhóm khác nhau theo lý thuyết trong bảng 1 gây nhiều tranh cãi. Để giải quyết vấn đề này, bây giờ chúng tôi tách ra thuế thu nhập cá nhân từ thuế thu nhập khác, chi tiêu y tế từ chi tiêu sản xuất khác và chi tiêu an sinh xã hội từ chi tiêu phi sản xuất khác. Việc này cho phép chúng ta tập trung vào các biến thông thường được sử dụng trong bài nghiên cứu trước đây (hoặc được tìm thấy trước đây để cho ra kết quả đáng tin cậy một cách nhất quán), và để xác định sự vững vàng đối với việc giải thích lý thuyết của chúng ta. Phụ lục A chỉ ra cách mà dữ liệu được phân nhóm lại. Bây giờ thuế bóp méo được chia nhỏ thành thuế thu nhập và thuế bóp méo còn lại (tài sản, lương và thuế an sinh xã hội). Chi tiêu an sinh xã hội được tách ra từ chi tiêu phi sản xuất khác (dịch vụ vui chơi giải trí và kinh tế), không bao gồm loại chi tiêu sản xuất khác. Như đã đề cập trước đó, lý thuyết chỉ ra rằng sự tăng trưởng phụ thuộc vào “hàng dự trữ” của một vài loại hàng hóa công cộng (ví dụ cơ sở hạ tầng) và vòng luân chuyển của những hàng hóa khác. Chúng ta sử dụng tiêu chuẩn này để tách chi tiêu sản xuất thành những loại mà ở đó hiệu ứng “hàng dự trữ” dường như quan trọng hơn (giao thông và truyền thông, nhà cửa, giáo dục) và phần còn lại. Kết quả của phân loại mới được trình bày trong bảng 7. Hai cột đầu tiên của bảng bỏ qua những thành phần của giới hạn ngân sách được dự báo là trung lập đối với tăng trưởng. Bảng kết quả chỉ ra rằng việc phân chia dữ liệu ngân sách không cải thiện được mức độ phù hợp của mô hình.Phân phối lại dịch vụ giải trí và kinh tế từ phi sản xuất đến chi tiêu khác có một hiệu quả không đáng kể.Cả 2 thành phần của thuế bóp méo (thuế thu nhập và thuế “nhân tố”) vẫn được ước lượng có một tác động tiêu cực lên tăng trưởng, với ước lượng điểm lớn hơn một ít so với kết quả ban đầu, trong khi thuế không bóp méo nhỏ, có tác động không đáng kể về mặt thống kê. Việc chia nhỏ chi tiêu sản xuất dẫn đến kết quả giá trị t của từng biến riêng lẻ thấp hơn, nhưng được ước lượng tương tự hệ số đối với 2 trường hợp còn lại. Page 19 Bảng 7: Phân phối lại việc giải thích tài chính Kỹ thuật dự đoán: trung bình 5 năm, 2 chiều Biến phụ thuộc FE: tốc độ tăng trưởng bình quân đầu người Biến tài chính bị loại bỏ Thuế không bóp méo An sinh xã hội Thuế thu nhập Thuế không bóp méo khác Hàng luân chuyển Hàng dự trữ Y tế GDP bình quân đầu người theo giá hiện hành -0.529 (2.92) -0.529 (2.92) -0.529 (2.92) -0.529 (2.92) -0.529 (2.92) -0.529 (2.92) -0.529 (2.92) Đầu tư -0.058 (0.87) -0.058 (0.87) -0.058 (0.87) -0.058 (0.87) -0.058 (0.87) -0.058 (0.87) -0.058 (0.87) Tốc độ tăng trưởng lực lượng lao động -0.21 (0.64) -0.21 (0.64) -0.21 (0.64) -0.21 (0.64) -0.21 (0.64) -0.21 (0.64) -0.21 (0.64) Cho vay trừ chi trả 0.546 (-) 0.509 (2.49) 0.022 (0.12) 0.188 (0.75) 0.178 (0.66) 0.175 (0.70) 0.270 (1.00) Nguồn thu khác -0.325 (1.62) -0.289 (2) 0.199 (1.44) 0.032 (0.16) 0.042 (0.21) 0.046 (0.23) -0.049 (0.20) Chi tiêu khác 0.387 (2.37) 0.350 (2.67) -0.137 (1.22) 0.029 (0.20) 0.019 (0.11) 0.016 (0.09) 0.111 (0.52) Ngân sách tăng thêm 0.559 (3.31) 0.523 (4.53) 0.035 (0.33) 0.202 (0.16) 0.192 (1.03) 0.188 (1.2) 0.283 (0.13) Doanh thu thuế thu nhập -0.524 (2.74) -0.488 (3.62) – -0.166 (1.02) -0.157 (0.81) -0.153 (0.92) -0.248 (1.13) Thuế bóp méo khác -0.358 (1.73) -0.321 (2.25) 0.166 (1.02) – 0.01 (0.04) 0.014 (0.07) -0.081 (0.35) Thuế không bóp méo – 0.036 (0.2) 0.524 (2.74) 0.357 (1.73) 0.367 (1.57) 0.371 (1.99) 0.276 (1.15) Chi phí tính trên hàng luân chuyển 0.367 (1.57) 0.331 (1.53) -0.157 (0.81) 0.010 (0.04) – -0.004 (0.02) 0.091 (0.34) Chi phí tính trên hàng dự trữ 0.371 (1.99) 0.335 (1.59) -0.153 (0.97) 0.014 (0.07) 0.004 (0.02) – 0.095 (0.34) Y tế 0.276 (1.15) 0.24 (1.18) -0.248 (1.13) -0.081 (0.35) -0.091 (0.31) -0.095 (0.34) – An sinh xã hội 0.036 (0.2) – -0.488 (3.62) -0.321 (2.25) -0.331 (1.56) -0.335 (1.59) -0.240 (1.18) R2 hiệu chỉnh 0.a582 0.582 0.582 0.582 0.582 0.582 0.582 Số quan sát 98 98 98 98 98 98 98 Page 20 Lưu ý: giá trị thống kê t trong ngoặc đơn. Định nghĩa của các biến được trình bày trong bảng 2. Số quan sát được lấy trung bình 5 năm từ 1970 đến 1995. Hệ số chặn biến quốc gia và thời gian được bao gồm trong mô hình hồi quy Cột 3 đến 7 của bảng 7 một lần nữa chứng minh tầm quan trọng của việc lựa chọn loại bỏ những thành phần giới hạn ngân sách mà được dự báo là ảnh hưởng trung hòa lên tăng trưởng. Hệ số ước lượng của thuế bóp méo và chi tiêu sản xuất thì khác 0 một cách không đáng kể trong những cột này, bởi vì chúng được tài trợ bằng cách cắt giảm thuế và chi phí tương tự. Ảnh hưởng của thuế thu nhập, ví dụ, xuất hiện nhỏ và thống kê yếu khi hiệu quả tài trợ lớn hơn chi tiêu phi sản xuất. Bây giờ cùng lý do tương tự đối với chi tiêu an sinh xã hội xuất hiện gây ra tác động tiêu cực. VII. KẾT LUẬN Theo lý thuyết dự báo rằng tác động của chính sách tài khóa đối với tăng trưởng phụ thuộc vào cấu trúc cũng như mức độ của thuế và chi tiêu. Chúng tôi nỗ lực kiểm tra điều này một cách hệ thống bằng cách sử dụng dữ liệu bảng áp dụng cho 22 quốc gia trong khối OECD từ 1970 đến 1995, tập hợp dữ liệu trung bình 5 năm để tách lấy các nhân tố ngắn hạn. Một tính năng quan trọng của phương pháp của chúng tôi là chúng tôi tính đến các giả định tài chính ngầm liên kết với giới hạn ngân sách chính phủ.Vài bài nghiên cứu trước đây đã thực hiện, và không có nghiên cứu nào đầy đủ dữ liệu.Thất bại trong việc tính đến giới hạn ngân sách chính phủ gây ra một sự sai lệch đối với hệ số hồi quy cái mà đã bị bỏ qua trong hầu hết các bài nghiên cứu trước đây, và chúng tôi thấy rằng độ sai lệch này đáng kể. Giới hạn ngân sách chính phủ ngụ ý rằng hệ số ước lượng của mỗi thành phần tài khóa trong mô hình hồi quy tăng trưởng sẽ phụ thuộc vào cách nó được tài trợ. Hiệu quả của mỗi thành phần đơn lẻ không thể được tách ra, bởi vì nó chỉ có thể ước lượng sự khác nhau giữa các hệ số liên kết với một cặp thành phần của ngân sách chính phủ. Theo lý thuyết dự báo hệ số tiến đến 0, tuy nhiên, có thể kiểm tra những hệ số này trong mô hình hồi quy tăng trưởng.Chúng tôi nhận thấy chi tiêu phân loại như phi sản xuất và thuế được phân loại như thuế không bóp méo có hệ số bằng nhau. Và kết quả chúng ta không thể từ chối giả thuyết những biến này không có tác động đến tăng trưởng nhất quán với dự báo của Barro (1990). Khi được tài Page 21 trợ bằng cách kết hợp thuế bóp méo và chi tiêu phi sản xuất, một sự gia tăng chi tiêu sản xuất làm tăng mức độ tăng trưởng một cách đáng kể. Và việc tăng thuế bóp méo làm giảm mức độ tăng trưởng một các đáng kể. Cả 2 kết quả này đều thống nhất với mô hình Barro (1990).Chúng tôi kiểm tra sự chắc chắn của các kết quả này bằng cách cho nhiều sự thay đổi cụ thể khác nhau, và tìm thấy chúng chắc chắn.Tuy nhiên chúng tôi nhận thấy tầm quan trọng của ước lượng tác động chi tiêu (sản xuất) và thuế (bóp méo), thì nhạy cảm với việc thực hiện lấy dữ liệu trung bình 5 năm. Điều này đề nghị cân nhắc thận trọng nên được thực hiện trong việc dự báo hiệu quả tăng trưởng chính xác của sự thay đổi tài chính, hơn nữa công việc nên tìm kiếm để xác định những sự bền vững đáng tin cậy hơn. Tuy nhiên, mặc dù ước lượng thấp nhất của chúng ta đưa ra là tăng chi tiêu sản xuất hoặc giảm thuế bóp méo 1% GDP thì có thể làm tăng tốc độ tăng trưởng một cách khiêm tốn (giữa 0.1 và 0.2%/ năm). TÀI LIỆU THAM KHẢO Atkinson, A.B., Stiglitz, J.E., 1980. Lectures on Public Economics, McGraw-Hill, London. Barro, R., 1990.Government spending in a simple model of endogenous growth. Journal of Political Economy 98 (1), s103–117. Barro, R., Sala-i-Martin, X., 1992.Public finance in models of economic growth. Review of Economic Studies 59 (4), 645–661. Barro, R., Sala-i-Martin, X., 1995.Economic Growth, McGraw-Hill, New York. Chamley, C., 1986. Optimal taxation of capital income in general equilibrium with infinite lives. Econometrica 54 (3), 607–622. Devarajan, S., Swaroop, V., Zou, H., 1996. The composition of public expenditure and economic growth. Journal of Monetary Economics 37 (3), 313– 344. Easterly, W., Rebelo, S., 1993.Fiscal policy and economic growth. Journal of Monetary Economics 32 (3), 417–458. Folster, S., Henrekson, M., 1997. Growth and the public sector: a critique of the critics. IUI Working Paper Series No. 492. Glomm, G., Ravikumar, B., 1994. Public investment in infrastructure in a simple growth model. Journal of Economic Dynamics and Control 18 (4), 1173–1187. Glomm, G., Ravikumar, B., 1997. Productive government expenditures and long-run growth. Journal of Economic Dynamics and Control 21 (1), 183–204. Helms, L., 1985. The effect of state and local taxes on economic growth: a time series-cross section approach. The Review of Economics and Statistics 67 (3), 574–582. Hsieh, E., Lai, K., 1994. Government spending and economic growth: the G7 experience. Applied Economics 26 (5), 535–542. Jones, L., Manuelli, R., Rossi, P., 1993. Optimal taxation in models of endogenous growth. Journal of Political Economy 101 (3), 485–519. Judd, K., 1985. On the performance of patents. Econometrica 53 (3), 567– 585. King, R., Rebelo, S., 1990. Public policy and economic growth: Developing neoclassical implications. Journal of Political Economy 98 (1), s126–151. Kneller, R., Bleaney, M.F., Gemmell, N., 1998. Growth, public policy and the government budget constraint: evidence from OECD countries. Discussion Paper no. 98 / 14, School of Economics, University of Nottingham. Kocherlakota, N., Yi, K.-M., 1997. Is there endogenous long-run growth? Evidence from the US and the UK. Journal of Money Credit and Banking 29 (2), 235–262. Levine, R., Renelt, D., 1992. A sensitivity analysis of cross-country growth regressions. American Economic Review 82 (5), 942–963. Lucas, R., 1990. Supply-side economics: an analytical review. Oxford Economic Papers 42 (2), 293–316. Mendoza, E., Milesi-Ferretti, G., Asea, P., 1997. On the effectiveness of tax policy in altering long-run growth: Harberger’s superneutrality conjecture. Journal of Public Economics 66 (1), 99–126. Miller, S., Russek, F., 1993. Fiscal structures and economic growth: international evidence. Mimeo, University of Connecticut. Mofidi, A., Stone, J., 1990. Do state and local taxes affect economic growth?. Review of Economics and Statistics 72 (4), 686–691. Nehru, V., Swanson, E., Dubey, A., 1995. A new database on human capital stock in developing and industrial countries: Sources, methodology and results. Journal of Development Economics 46 (2), 379–401. Solow, R.M., 1956. A contribution to the theory of economic growth. Quarterly Journal of Economics 71 (1), 65–94. Stokey, N., Rebelo, S., 1995. Growth effects of flat-rate taxes. Journal of Political Economy 103 (3), 510–550. Swan, T.W., 1956. Economic growth and capital accumulation. Economic Record 32(3),334–361