Sự phân cấp tài khóa và quy mô chính phủ một nghiên cứu thực nghiệm tại quốc gia Châu Âu

80 , p.185) thừa nhận rằng "tổng can thiệp của chính phủ trong nền kinh tế nên nhỏ hơn, các yếu tố khác không đổi, thì mức độ mà các loại thuế và chi phí được phân cấp lớn hơn". Chính phủ diễn tả khi tối đa hoá nguồn thu, các tác giả, và các tài liệu t iếp theo về sự lựa chọn công, cho rằng, miễn là căn cứ tính thuế linh động, phân cấp tài khóa các cấp chính quyền tham gia vào cạnh tranh về thuế, do đó hạn chế sự độc quyền của Leviathan về thuế. Tuy nhiên, mô hình cho thấy khi một số cấp chính quyền độc lập định ra mức thuế của họ, trên cơ sở thuế chung (ví dụ, chia sẻ cơ sở thuế), kết hợp (tổng hợp) thuế suất cân bằng của hai cấp chính quyền để tối đa hóa nguồn thu sẽ cao hơn so với nguồn thu tối đa hóa tỷ lệ thuế của chính phủ duy nhất (Flowers1988; Shughart và Tollison 1991; Keen 1995; Wrede1996; Keen và Kotsogiannis2004). T hật vậy, không có sự đồng thuận lý thuyết về mối quan hệ giữa phân cấp tài khóa và quy mô của khu vực nhà nước từ những người đặt câu hỏi về mô hình Leviathan cũng phác thảo cho thấy phân cấp có thể không dẫn đến một 1 World Development Report on Entering the 21st Century quoted by Ebel and Yilmaz (2002, p. 3). Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang3 khu vực công gọn gàng hơn, đó là hiệu ứng fly-paper (giấy bẫy ruồi) nổi t iếng và vấn đề hàng hóa t iêu dùng chung (để xem chi t iết hơn,x xem Jin và Zou2002 , t rang 273-274). Theo nghiên cứu thực nghiệm Oates (1972 , 1985 ), nhiều tài liệu đã cố gắng để kiểm tra tác động của việc phân cấp trên quy mô của chính phủ. Tuy nhiên, kết quả là không thuyết phục (xem Feld et al. 2003, một tài liệu nghiên cứu đầy đủ). Kết quả của tài liệu này cho thấy quy mô của chính phủ thường được đánh giá trên khía cạnh nguồn thu thuế hoặc chi t iêu chính phủ, trong khi hầu hết các chỉ số phân cấp tài khóa có nguồn gốc từ Thống kê T ài chính của Chính phủ (GFS) do Quỹ T iền tệ quốc tế (IMF), thì được xác định trên cơ sở một khía cạnh của phân cấp, có nghĩa là, các địa phương chia sẻ nguồn thu hoặc chi phí của chính phủ. Tuy nhiên, các chỉ số tài chính thông thường đánh giá quá cao mức độ phân cấp tài khóa hoặc tự chủ tài chính t rong hầu hết các nước, như vậy họ không có kiểm soát tài khoản nắm giữ bởi chính quyền địa phương trên căn cứ tỷ lệ tính thuế (Stegarescu 2004). Phân cấp chi tiêu mà không giao quyền hạn về thu thuế địa phương tương ứng có thể không tạo ra sự cạnh tranh thuế hạn chế hành vi của Leviathan. Phân cấp tài khóa được t ài t rợ bởi nguồn chung, như là trợ cấp hoặc chia sẻ nguồn thu được kiểm soát bởi T rung Ương (tức là, sự mất cân bằng theo chiều dọc), có thể có ảnh hưởng ngược lại, bằng cách phá vỡ các liên kết giữa lợi ích được hưởng và các loại thuế phải nộp. Phân cấp có thể hạn chế hoặc tăng cường sự phát triển của chính phủ, tùy thuộc vào bản chất của việc phân cấp (Rodden 2003). Một vài t ài liệu dựa t rên thông t in từ các nước OECD (2001)- (Organizat ion of Economic Co-oporation and Development-Tổ chức hợp tác và phát t riển kinh tế), t ính đến kiểm soát chính quyền địa phương trên căn cứ tính thuế hoặc tỉ lệ trong các nước chuyển đổi Châu Âu (Ebel và Yilmaz 2002) và ở một số nước OECD (Rodden 2003 Meloche et al.2004). Nhiều nghiên cứu trong số những nghiên cứu này kết luận rằng quyền tự chủ tài khóa dẫn đến các quốc gia nhỏ hơn trong khi các khoản trợ cấp có tác động t ích cực đối với quy mô của khu vực công. Tuy nhiên, Jin và Zou (2002), trong một nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng t rên 32 quốc gia, cho thấy phân cấp tài khóa ảnh hưởng khác nhau đến quy mô của chính phủ, địa phương và cả hai. Theo tài liệu này, các bài báo hiện nay tập trung vào những ảnh hưởng của phân cấp tài khóa trên quy mô chính phủ sử dụng một dữ liệu bảng của các nước châu Âu. Điều này tạo thành một đóng góp độc đáo cho sự hiểu biết về mối quan hệ giữa phân cấp tài khóa và quy mô của chính phủ liên quan đến một số khía cạnh cụ thể. Theo tác giả, đây là bài báo đầu tiên kết hợp chỉ báo của OECD phân cấp nguồn thu2 với thước đo của sự mất cân bằng theo chiều dọc, cho một mẫu gồm 15 quốc gia EU. Tác giả sử dụng một mô hình dữ liệu bảng chịu tác động về thời gian và không gian để đưa vào khoản chi t iêu chính phủ có thể thay đổi chậm theo thời gian và có thể có một số mối tương quan giữa chi t iêu 2 Tác giả sử dụng dữ liệu của Stegarescu (2004) trong đó sử dụng các (1999) cách tiếp cận OECD tự chủ nguồn thu của chính quyền địa phương. Stegarescu mở rộng số lượng các quốc gia và mở rộng dữ liệu để đạt được một bảng dữ liệu tập hợp đầy đủ. Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang4 công của các nước. Tác giả ước tính cả các mối quan hệ dài hạn giữa phân cấp và chi t iêu công và một mô hình sai số để phân biệt tác động ngắn hạn và dài hạn của phân cấp. Theo tác giả, đây cũng là bài báo đầu tiên phân tích các tác động của phân cấp t rên toàn bộ quy mô của chính phủ, quốc gia và địa phương, bằng cách tách biệt các tác động dài hạn của việc phân cấp từ các động lực ngắn hạn. Các đối số liên quan phân cấp cho quy mô của chính phủ có thể được hiểu tốt nhất như đề cập đến điểm cân bằng dài hạn. Đầu tiên, tác giả xác nhận mức độ cao duy trì trong chi t iêu công ở các nước châu Âu. Có sự tương tác về mức chi t iêu công giữa các cấp và chính phủ ở 15 quốc gia EU. Tác giả cũng thấy rằng phân cấp ảnh hưởng đến toàn bộ, cả quy mô địa phương và chính phủ cũng như tác động của phân cấp trên quy mô của mỗi cấp chính quyền phụ thuộc vào bản chất của sự chuyển giao quyền lực. Về lâu dài, chúng ta thấy rằng quyền tự chủ thuế của chính quyền địa phương tăng nhiều hơn thì tương ứng là việc giảm của chính phủ, dẫn đến chính phủ tổng hợp lớn hơn. Tác giả cũng thấy rằng sự mất cân bằng theo chiều dọc có xu hướng làm tăng quy mô của các địa phương, chính phủ và toàn bộ quốc gia. Bài viết này được cấu trúc như sau. Phần tiếp theo là tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm. T rong mục 3, tác giả trình bày các đặc điểm kỹ thuật thực nghiệm và dữ liệu. Các kết quả được t rình bày trong mục 4 và 5. Phần cuối cùng là kết luận. 2. TỔ NG Q UAN C ÁC NGHIÊN C ỨU TRƯỚ C ĐÂY Hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm về phân quyền và quy mô chính phủ được kiểm định bởi Bren-Nan và giả thuyết Buchanan Leviathan (xem Feld et al. 2003, tóm tắt lý thuyết hoàn chỉnh). Trong bài báo này, tác giả chỉ thảo luận các kiểm định về các cấp độ quốc gia. Đầu t iên, Oates (1972 ,t rang 209-213 ) đánh giá các nghiên cứu thực nghiệm của giả thuyết phân cấp trên hơn 57 quốc gia. Ông đã sử dụng tỷ trọng nguồn thu thuế trong thu nhập quốc gia như đại diện cho quy mô của chính phủ, trong khi tỷ lệ nguồn thu thuế của chính phủ trung ương t rên tổng nguồn thu thuế được sử dụng để đo lường quyền lực của CP trung ương. Ông ta thu được một mối quan hệ tiêu cực giữa chỉ số quyền lực của CP trung ương với quy mô chính phủ, nhưng kết quả dường như không có nhiều ý nghĩa khi ông kiểm soát thu nhập. Edhaie (1994) chỉ trích nghiên cứu của Oates, cho rằng mối quan hệ giữa nguồn thu thuế và chi t iêu nên được xem xét đồng thời trong quá trình phân cấp. Ông thấy rằng, trong một mẫu của 30 quốc gia năm 1987 và 1977, sự phân cấp đồng thời của thuế Chính phủ và quyền hạn chi t iêu có xu hướng làm giảm quy mô ở khu vực công. Thế nhưng, một số nghiên cứu t ìm thấy một tác động tích cực đáng kể về mặt thống kê của quy mô chính phủ : nghiên cứu của Stein (1999) cho 19 quốc gia châu Mỹ La tinh từ năm 1990 đến năm 1995, và Heil (1991) nghiên cứu 22 quốc gia OECD và 39 quốc gia của IMF. Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang5 Một số nghiên cứu cho rằng phân cấp tài khóa có thể hạn chế hoặc t ăng cường sự phát t riển của chính phủ, tùy thuộc vào loại phân cấp. Phân cấp chi t iêu mà không đi kèm với sức mạnh thu thuế của địa phương sẽ không tạo ra thuế cạnh tranh –kiềm chế hành vi của Leviathan. Và phân cấp được t ài trợ bởi nguồn phổ biến, chẳng hạn như trợ cấp hoặc chia sẻ thu nhập được kiểm soát bởi t rung ương, có thể có ảnh hưởng ngược lại bằng cách phá vỡ các liên kết giữa thuế phải nộp và lợi ích được huỏng. Hơn nữa, theo mô hình Brennan và Leviathan Buchanan, hệ thống các khoản trợ cấp có thể được hiểu như là một hình thức thỏa thuận thông đồng giữa các chính quyền địa phương để phá vỡ những tác động hạn chế của phân cấp tài khóa ( Feld et al. 2003). JinandZou(2002), dựa t rên IMF GFS (Thống kê Tài chính Chính phủ ) dữ liệu của 17 nước công nghiệp và 15 nước đang phát triển, thấy rằng phân cấp chi t iêu và sự mất cân bằng theo chiều dọc làm tăng quy mô của tổng khu vực công, trong khi nguồn thu từ phân cấp tạo ra kết quả ngược lại. Họ cũng cho thấy phân cấp tài khóa có những ảnh hưởng khác nhau đối với quy mô của chính quyền địa phương, trung ương và toàn quốc gia. Phân cấp nguồn thu được cho rằng để tăng quy mô ở chính quyền địa phương thì giảm ở chính quyền trung ương ít hơn, dẫn đến làm quy mô ở toàn quốc gia nhỏ hơn. Ebel và Yilmaz (2002) và Fiva (2006) sử dụng chỉ số mới của phân cấp tài khóa dựa trên phân loại các nước OECD (1999), nó cung cấp thêm thông tin về nguồn thu thuế và về chia sẻ quyền lực, qua đó chính quyền địa phương có quyền kiểm soát đáng kể. Ebel và Yilmaz (2002) thấy rằng quyền tự chủ thuế địa phương có tác động t iêu cực đáng kể đến quy mô của khu vực công trong 10 quốc gia chuyển tiếp cho giai đoạn 1997-1999, t rong khi sử dụng dữ liệu trên 18 quốc gia OECD, Fiva (2006) cho thấy rằng quyền tự chủ thuế địa phương là vấn đề cho cả quy mô tổng thể và thành phần của chi t iêu chính phủ. Một mô hình ước tính sai số ECM cho một dữ liệu bảng, được th iết lập từ 59 quốc gia từ năm 1978 và năm 1997, Rodden ( 2003 ) thấy rằng phân cấp được đo lường bằng nguồn thu của địa phương, có tác động tiêu cực đến phát tri ển của chính phủ, trong khi phân cấp tài khóa được đo bằng chuyển giao liên Chính phủ, thì có tương quan tí ch cực với sự tăng trưởng của khu vực công. Cuối cùng, Ashworth et al. (2008) sử dụng dữ liệu bảng để phân biệt những ảnh hưởng dài hạn và ngắn hạn của việc phân cấp. Kết quả cho thấy sự gia t ăng số lượng nguồn thu do chính phủ địa phương dẫn đến một sự sụp đổ dài hạn trong quy mô của Chính phủ (ví dụ , t ổng chi t iêu công), trong khi các khoản t rợ cấp có tác dụng ngược lại . 3. PHƯƠ NG PHÁP NGHIÊN CỨU Trong bài báo này, tác giả kiểm tra xem phân cấp tài khóa có ảnh hưởng đến quy mô của chính phủ ở Các nước châu Âu. Các đặc điểm chung của mô hình thực nghiệm là: Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang6 Với i ∈ [1, 15] (nghiên cứu 15 nước) và t ∈ [1, 33] (t rong 33 năm), và GOVSIZE là biến phụ thuộc, quy mô chính phủ, DEC là những chỉ số phân cấp, X là một vector của các biến kiểm soát, ηi là một nước ảnh hưởng ổn định, ηt là một hiệu ứng cố định t rong thời gian t rước đó và ε là sai số. 3.1 Q uy trình kinh tế lượng Từ khi tác giả muốn kiểm tra sự tồn tại của những tương tác chi t iêu giữa các quốc gia châu Âu ở cấp độ bang và liên bang, chúng ta cần phải xem xét sự phụ thuộc không gian trong một dữ liệu bảng. Tác giả chọn hai hệ thống tỷ trọng: một hệ thống tỷ trọng phân chia dựa trên khoảng cách địa lý3 WDist và một hệ thống cung cấp tỷ trọng tương tự đến tất cả các nước (WNW). Tất cả các yếu tố trong ma t rận được chuẩn hóa để tổng các yếu tố trong mỗi hàng có tổng = 1. Nếu mỗi quốc gia phản ứng với sự lựa chọn chi tiêu của quốc gia khác, thì sau đó quyết định chi tiêu của nước láng giềng là nội sinh và tương quan với sai số ( ε )(->>tức là quyết định chi t iêu của nước láng giềng là biến nội sinh phụ thuộc vào quyết định chi tiêu của QG khác). Tác giả chọn sử dụng phương pháp tiếp cận các biến công cụ ( IV )4, đó là việc sử dụng trung bình có trọng số biến ngoại sinh của các nước láng giềng hoặc các biến kiểm soát,( WX ), như là những công cụ ( Kelejian và Robinson năm 1993; Kelejian và Prucha 1998). Hơn nữa, vì có sự tồn tại của những khoản chi tiêu, nó có thể thích hợp để ước t ính hệ thống GMM ( Veiga và Veiga 2007). (Biến nội sinh là biến phụ thuộc, biến ngoại sinh là biến độc lập) Có hoặc không có sự phụ thuộc không gian, tác giả sử dụng các ước lượng hệ thống GMM được phát triển bởi Blundell và Bond ( 1998)5. T ính hợp lý của các công cụ được sử dụng t rong các ước lượng hồi quy là sử dụng hai số liệu thống kê khác nhau. Thử nghiệm Sargan ( hoặc thử nghiệm hạn chế overident ifying) xem xét giả thuyết cho rằng các biến công cụ không liên quan đến một số thiết lập của phần dư. Thứ hai, thử nghiệm được đề xuất bởi Arellano và Bond ( 1991). Thử nghiệm này xem xét các giả thuyết rằng các số dư từ phương t rình ước lượng sai phân đầu t iên không chịu tương quan bậc hai (second-oder correlated). Một N nhỏ ( như t rong t rường hợp của tác giả ) giới hạn số lượng các biến công cụ có thể được sử dụng cho các ước t ính, mà cũng có thể có hậu quả cho các thuộc tính của các ước lượng. Tuy nhiên, Sot o (2007), phân tích hiệu suất của hệ thống GMM, khi số 3 Chương trình này áp đặt một sâu khoảng cách trơn tru, với trọng lượng Wij do 1/dij nơi dij là khoảng cách Euclide giữa các nước i và j cho j = i. 4 Nghiên cứu thực nghiệm sử dụng phương pháp tiếp cận IV để ước tính hệ số không gian bao gồm Ladd (1992), Kelejian và Robinson (1993), Ngân hàng Thế giới (2000), Heyndels và Vuchelen (1998), Figlio et al. (1999), Buettner (2001), và Revel li (2001). 5 Blundell và trái phiếu (1998) cho thấy ước lượng GMM mở rộng của họ được ưa chuộng của Arellano và trái phiếu (1991) nếu biến phụ thuộc và / hoặc các biến độc lập được liên tục. Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang7 lượng các đơn vị của bảng dữ liệu tiêu biểu là nhỏ, t hì sử dụng giả định Monte Carlo. Ông ta chỉ ra rằng số lượng các đơn vị liên quan là nhỏ thì ảnh hưởng không quan t rọng đến đặc t ính phác t hảo trước đó trong hệ thống ước lượng GMM. Cuối cùng, cho bộ dữ liệu với một số lượng nhỏ các quan sát t rong bảng dữ liệu t iêu biểu không phụ thuộc vào vị trí địa lý, ước lượng Least square dummy variable corrected (LSDVC) được phát triển bởi Kiviet (1995), có thể được sử dụng kể từ khi nó sửa chữa cho vài khuynh hướng và tương đối hiệu quả. Bước thứ 2, nếu như chuỗi thời gian chi phối bảng dữ liệu t iêu biểu, tác giả cần thực hiện t rên chuỗi dữ liệu gốc, kiểm tra phần nhập dữ liệu và ước lượng mô hình hiệu chình sai số (see Sect 15) 3.2 Dữ liệu Tác giả ước lượng mô hình (1) bằng cách sử dụng dữ liệu hàng năm của các nước thành viên của liên minh Châu Âu, tác giả có bảng dữ liệu tiêu biểu của 15 nước thành viên t rong vòng 33 năm (1972-2004). Bảng 1 tóm tắt báo cáo thống kê và nguồn dữ liệu trong bài nghiên cứu này 3.2.1 Q uy mô chính phủ Tác giả phân tích 3 biến phụ thuộc khác nhau. Trong khi, Fiva (2006) nghiên cứu về quy mô và thành phần của tổng chi t iêu chính phủ (khoản chi an sinh xã hội và t iêu dùng của chính phủ), tác giả điều tra nghiên cứu quy mô các khu vực công khác nhau của chính phủ. Biến phụ thuộc đầu t iên là quy mô chi tiêu của chính phủ, là tổng chi t iêu khu vực công( tính bằng % t rên GDP). Bởi vì tác giả muốn nghiên cứu sự phân cấp ảnh hưởng đến quy mô chính quyền địa phương và chính phủ trung ương như thế nào. Tác giả sử dụng tổng chi t iêu công của chính quyền địa phương ( t ính bằng % trên GDP) và tổng chi t iêu của chính phủ quốc gia ( t ính bằng % t rên GDP) Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang8 Tất cả các biến đều tính % trên GDP ngoại trừ GDP bình quân đầu người và mật độ dân số . Tổng các biến quan sát là 495 biến . TDEC là thuế tự thu của chính quyền địa phương trên tổng nguồn thu của chính phủ. VI các khoản chuyển giao của liên chính phủ cho chính quyền địa phương, AMECO cơ sở dữ liệu kinh tế vĩ mô hàng năm của Ủy ban châu Âu, 3.2.2 Phân cấp tài khóa Rất khó để xác định và đo lường mức độ phân cấp vì bản thân khái niệm của nó rất rộng, và cũng phức tạp về các chỉ số định lượng và định tính (Ngân hàng T hế giới 2004). Thật vậy, phân cấp bao gồm các lĩnh vực như chính trị, hành chính và ngân sách. Tuy nhiên, các biện pháp thông thường về mức độ phân cấp tài khóa được sử dụng t rong các tài liệu liên quan đến nguồn thu chính quyền địa phương (hoặc chi tiêu) để hợp nhất nguồn thu chung của Chính phủ (chi t iêu), như bắt nguồn từ IMF GFS. Tuy nhiên, các chỉ số tài khóa chung có xu hướng đánh giá quá cao mức độ phân cấp tài khóa, đặc biệt là ở các quốc gia liên bang so với các nước đơn nhất, vì họ không cung cấp bất kỳ thông tin về tỷ lệ mà chính quyền địa phương có quyền kiểm soát đáng kể. Do đó, họ xuyên tạc mức độ thực t ế của phân cấp tài khóa ở một số nước (như Áo và Đức) và ra sai lệch trong kết quả nghiên cứu thực nghiệm (Stegarescu 2004). Theo nghiên cứu gần đây về chủ đề này, tác giả sử dụng hai chỉ số đại diện cho các khía cạnh khác nhau của phân cấp. Để kiểm tra giả thuyết cho rằng quyền tự chủ tài khóa dẫn đến một quy mô nhà nước nhỏ hơn, đầu tiên tác giả sử dụng đo lường phân cấp nguồn thu dựa t rên một khung phân tích được cung cấp bởi các nước OECD (1999), trong đó phân loại thuế theo mức độ quyết định của địa phương. Tác giả cũng bao gồm đo lường sự mất cân bằng theo chiều dọc, có nghĩa là, mức độ mà chính quyền địa phương dựa vào thu ngân sách trung ương để hỗ trợ cho chi tiêu của họ. Sự mất cân bằng theo chiều dọc (sự giảm chi t iêu ở cấp trung ương và tăng chi t iêu ở cấp địa phương) có khả Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang9 năng làm tăng kích thước của khu vực công khi trách nhiệm chi t iêu của chính quyền địa phương không phù hợp với sức mạnh tăng nguồn thu của họ. Tác giả sử dụng hai đo lường sau đây: 1. Một thước đo về phân cấp nguồn thu (TDec) giải thích sự chủ động về thuế của chính quyền địa phương trong trường hợp chính quyền địa phương có quyền kiểm soát thuế trên tổng số hoặc một phần đáng kể. Sau khi phân loại trong OECD (1999), đây là trường hợp nếu chính quyền địa phương xác định thuế suất và căn cứ tính thuế hoặc nếu chính quyền địa phương chỉ quyết định mức thuế suất hoặc nếu chính quyền địa phương chỉ xác định cơ sở thuế (xem ví dụ, Ebel và Yilmaz 2002; Stegarescu 2004). Lưu ý rằng chỉ số này không mở rộng phân tích cho tất cả các nguồn thu công nào, bỏ qua, ví dụ như, nguồn thu không phải thuế, như phí sử dụng hoặc thặng dư hoạt động của các doanh nghiệp, và nguồn thu vốn mà cũng có thể được phân loại như nguồn thu riêng. 2. Mất cân bằng theo chiều dọc (VI) được đo bằng chuyển giao liên chính phủ như một phần của chi tiêu địa phương.6 Cũng lưu ý rằng hệ số tương quan đơn giản của hai chỉ số phân cấp là không đáng kể vì vậy chúng ta có thể bao gồm chúng lại với nhau trong phương trình tính toán. Phù hợp với Jin và Zou (2002), tác giả chọn không đưa các chỉ số phân cấp thuế và phân cấp chi tiêu cùng một lúc, bởi vì các chỉ số phân cấp chi tiêu chuẩn (tỷ lệ chi tiêu công địa phương trong tổng chi tiêu công) có liên quan với các chỉ số phân cấp khác. 3.2.3 Biến kiểm soát Tác giả bao gồm trong mô hình một số biến kiểm soát, phản ánh tác động của sự khác biệt về các yếu tố kinh tế và nhân khẩu học được nhóm trong vector X trong (1). Sau khi nghiên cứu thực nghiệm, tác giả nhận thấy một số biến giải thích có thể ảnh hưởng đến nhu cầu chi t iêu công. Đầu t iên là GDP bình quân đầu người (GDPCAP). Biến nguồn lực kinh tế này có thể được sử dụng như thước đo của thu nhập quốc gia. Tập dữ liệu thứ hai bao gồm các biến nhân khẩu-xã hội, chẳng hạn như tỷ lệ thất 6 Tuy nhiên , biện pháp này không phân biệt giữa điều kiện & mục đích chuyển giao chung. Tài trợ mục đích chung có thể được sử dụng như là nguồn thu riêng, nhưng có thể được phân bổ dựa trên các tiêu chí khách quan hoặc theo quyết định của chính quyền trung ương. Các khoản tài trợ cụ thể, mặt khác, được sử dụng cho các mục đích chi tiêu nhất định và có thể có điều kiện qua chính quyền địa phương. Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang10 nghiệp (UNEMP), mật độ dân số (DENS), và tỷ lệ dân số ngoài 65 tuổi trong dân số (PP65). Các biến này có thể được coi là chỉ số về nhu cầu chi t iêu và có thể biểu hiện một dấu hiệu t ích cực. Các biến PP65 được thiết kế để nắm bắt được nhu cầu chính t rị cho các dịch vụ xã hội của các thành viên lớn tuổi của công chúng. Phân khúc này của dân số tạo thành một nhóm lợi ích với quyền lực chính t rị ngày càng tăng, và PP65 là dự kiến sẽ tác động tích cực đến qui mô thực chính phủ. Sau Persson et al. (2005), tác giả đã cố gắng bao gồm một số biến chính trị như sự kiểm soát (định hướng chính trị, hệ thống đa nguyên, phân mảnh bên). Không có biến chính trị nào là quan t rọng. Tác giả quyết định không bao gồm chúng trong các hồi quy cơ sở để hạn chế số lượng biến dụng cụ. Mức độ mà một nền kinh tế mở cửa cho thương mại nước ngoài (OPEN) có thể sẽ có ảnh hưởng đến quy mô của chính phủ. Tỷ lệ phần trăm của GDP trong thương mại nước ngoài càng lớn, thu nhập trong nước càng không ổn định và không chắc chắn, và nhận thức về điều đó sự bất an lớn hơn dẫn đến sự phụ thuộc lớn của cộng đồng vào chính phủ, làm tăng quy mô của chính phủ (Rodrik, 1998). Từ một quan điểm lựa chọn công truyền thống, mở cửa gây nên cạnh t ranh nước ngoài và làm tăng khó khăn về khả năng của chính phủ đến thuế liên quan đến các nước láng giềng (Ferris và West 1996). Điều này sau đó làm giảm đi chứ không phải là làm tăng tỷ lệ mà chính phủ có thể mở rộng. Tác giả bao gồm một biến cho phần lực lượng lao động được tự làm việc (SELF). Vì nó có thể dễ dàng hơn cho lực lượng lao động tự làm việc che giấu thu nhập (Kau và Rubin 1981), một phần lớn hơn của người lao động tự do dự kiến sẽ tăng tương đối việc trốn thuế và có tác động tiêu cực đến quy mô chính phủ (Backhaus& Wagner 2004). Cuối cùng, để giải thích các yếu tố được phổ biến đến tất cả các nước, chúng ta cần phải bao gồm thời gian danh nghĩa. Tuy nhiên, thời gian danh nghĩa không thể được bao gồm trong các hồi quy năng động cùng với chi t iêu công trung bình không tỷ trọng của các quốc gia cạnh t ranh (xem, ví dụ, các cuộc biểu tình của Devereux et al. (2008, p. 1224). Do đó tác giả sử dụng một xu hướng thời gian bậc hai. Hệ số trên biến này cho thấy một xu hướng phi tuyến tính trong các dữ liệu theo thời gian. 4. NỘ I DUNG VÀ CÁC KẾT Q UẢ NGHIÊN CỨU 4.1 Ảnh hưởng của phân cấp tài khóa lên chi ti êu công Tác giả điều tra mối liên hệ giữa phân cấp tài khóa và ba loại quy mô chính phủ - toàn quốc gia, trung ương và địa phương. Tác giả ước tính (1) có tính đến các giá trị trễ của biến phụ thuộc (β ≠0) và biến phụ thuộc trễ về không gian trong dự toán chi t iêu công hợp nhất và quốc gia (α ≠ 0). Cột 1-6 trong Bảng 2 báo cáo kết quả ước lượng của mô hình năng động này cho mỗi cấp độ của chi t iêu chính phủ (toàn quốc gia, trung ương và địa phương). Tác giả ước t ính ước lượng mở rộng GMM theo đề Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang11 nghị của Blundell và Bond (1998). Giá trị xác suất cao tương ứng cho kiểm định của Sargan và Arellano-Bond không tạo ra câu hỏi về tính hợp lệ cho các kết quả của bất kỳ hàm hồi quy. Với Chi tiêu chính quyền địa phương (không có các biến phụ thuộc không gian), chúng ta có một mẫu nhỏ, nên Kiviet đề nghị dùng phương pháp LSDVC. Đầu tiên, như Bảng 2 cho thấy, biến nội sinh trễ (GOVSIZEit -1) luôn luôn là quan t rọng và có dấu hiệu t ích cực trong tất cả các thông số kỹ thuật. Kết quả này khẳng định cả hai đều thống nhất các đặc điểm kỹ thuật tự hồi quy trong công thức (1) và giả thuyết cho rằng chi t iêu chính phủ có thể thay đổi một cách chậm chạp theo thời gian. Tác giả cũng tìm thấy một hệ số tích cực và có ý nghĩa đáng kể gắn liền với bình quân gia quyền chi t iêu công của các quốc gia cạnh t ranh, sử dụng 2 hệ thống tỷ trọng của tác giả. Sự tồn tại của chi t iêu phụ thuộc lẫn nhau là phù hợp với các kết quả trên chi t iêu công tổng hợp thu được bởi Redoano (2007) dựa trên một bộ dữ liệu của 15 nước EU (cộng với Thụy Sĩ và Na Uy) cho giai đoạn 1970-1999. Một lời giải thích cho chi t iêu phụ thuộc lẫn nhau này có thể là sự tồn tại của một xu hướng trí tuệ chung mà đưa đến chi t iêu công theo cùng một hướng. Một sự giải thích khác có thể dựa trên tiêu chuẩn đánh giá sự cạnh t ranh giữa các chính phủ. Chính phủ tính đến những sự lựa chọn chi t iêu của các nước láng giềng, được các cử tri biết đến nhiều nhất, và dễ dàng hơn so với các lựa chọn chi t iêu của mình. Một lời giải thích thứ ba được đề xuất bởi Feld et al. (2003): các nước không cạnh tranh t rực t iếp về chi t iêu công, nhưng sự cạnh t ranh thuế suất có tác động đến nguồn thu thuế và trong chi t iêu công. Kết quả quan t rọng nhất trong bảng 2 là các ước lượng tham số cho hai chỉ số phân cấp của tác giả. Theo dự kiến, phân cấp nguồn thu có thể tăng qui mô của chính quyền địa phương và giảm qui mô của chính phủ trung ương. Tuy nhiên, qui mô của các chính phủ hợp nhất không thu nhỏ: kết quả này cho thấy rằng phân cấp nguồn thu tăng kích thước của chính quyền địa phương đến một mức độ lớn hơn là nó làm giảm qui mô của chính phủ trung ương. BẢNG 2 Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang12 ->>(t thống kê trong dấu ngoặc đơn. * Ý nghĩa ở mức 10%, ** ý nghĩa ở mức 5%; *** có ý nghĩa ở mức 1%. Mỗi biến nội sinh (GOVSIZEi; t -1; WGOVSIZEi ; t; UNEMPi; t; GDPCAPi; t) được hình thành bởi các giá trị có 2 độ trễ của chúng, các biến ngoại sinh, WP P65 và WGDP CAP ) Tác giả tìm thấy những dấu hiệu t ích cực và quan t rọng dự kiến sẽ cho chỉ số phân cấp dựa trên ngân sách Chính phủ (VI), trong các hồi quy mô chính quyền địa phương và trung ương. Điều này có lẽ có thể được giải thích bởi sự tồn tại của hiệu ứng giấy bẫy ruồi (Hiệu ứng giấy bẫy ruồi chỉ hiện tượng các khoản hỗ trợ tài chính của chính quyền trung ương cho chính quyền địa phương nhằm mục đích bình đẳng hóa bị biến thành các khoản tài trợ thâm hụt ngân sách địa phương. Vì nhiều nguyên Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang13 nhân, một chính quyền địa phương có thể không đủ thu ngân sách để cung cấp hàng hóa công cộng địa phương cho người dân trên địa bàn của mình ở mức tối thiểu quốc gia, trừ phi họ phải khiến người dân nộp thuế nhiều hơn. Khi ấy, chính quyền trung ương với mục tiêu bình đẳng hóa lợi ích tài chính cho người dân giữa các địa phương và bảo đảm chuẩn tối thiểu quốc gia về lợi ích thụ hưởng hàng hóa công cộng phải cung cấp các khoản hỗ trợ tài chính cho chính quyền địa phương đó. Tuy nhiên, điều này lại có thể dẫn tới chính quyền địa phương mất đi những nỗ lực quản lý ngân sách hiệu quả và nâng cao trách nhiệm tài chính (thu đủ và tiết kiệm chi) ở cấp chính quyền địa phương). Chính quyền địa phương sẽ chi t iêu bất kỳ khoản trợ cấp được nhận dễ dàng hơn họ sẽ chi t iêu từ thu thuế địa phương Theo đề nghị của Jin và Zou (2002) và Stein (1999), phân cấp tài t rợ từ các nguồn phổ biến, chẳng hạn như tài trợ hoặc chia sẻ nguồn thu mà được kiểm soát bởi trung ương, có thể làm trầm trọng thêm vấn đề hàng hóa t iêu dùng chung. Sự thiếu kết nối giữa những người hưởng lợi từ các dịch vụ công và những người trả tiền cho các dịch vụ này sẽ làm tăng qui mô của chính quyền địa phương. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với kết quả trong Oates (1985), Grossman (1989), Edhaie (1994), Stein (1999) và Jin và Zou (2002). Mở rộng khu vực công ở cấp địa phương do sự chuyển giao trợ cấp từ trung ương này sẽ buộc chính phủ trung ương phát t riển tương ứng (Jin và Zou 2002). Do đó, phần ngân sách Chính phủ địa phương chi tiêu công càng lớn, quy mô của chính phủ quốc gia càng mở rộng: sự mất cân bằng theo chiều dọc là t ích cực liên quan đến qui mô của chính phủ quốc gia. Về các biến kiểm soát , ngoại trừ hệ số hồi quy địa phương có dấu hiệu t ích cực dự kiến , GDP bình quân đầu người là không bao giờ có ý nghĩa . Theo dự kiến, một phần lớn của dân số độ tuổi t rên 65 có mức chi tiêu công cao hơn cho thấy tầng lớp này của dân số có quyền lực chính t rị yêu cầu một số phân bổ chi t iêu cụ thể. Tỷ lệ thất nghiệp cao cũng dẫn đến một quy mô chính phủ lớn hơn. Khi các thông số liên quan đến mật độ dân số là đáng kể và t iêu cực này có ý nghĩa cho sự tồn tại của nền kinh tế quy mô trong việc cung cấp hàng hóa công. Hơn nữa, tác giả nhận thấy rằng, khi hệ số của SELF rất có ý nghĩa , nó có tác động t iêu cực đến quy mô của chính phủ. Các quốc gia có tỷ lệ những cá nhân làm việc theo hợp đồng độc lập (self employed) cao hơn t rong lực lượng lao động có khả năng t rốn thuế và do đó có mức độ chi t iêu công thấp hơn. T ác giả cũng nhận thấy một dấu hiệu t iêu cực với OPEN khi mà sự mở cửa gây nên cạnh tranh nước ngoài và gia tăng hạn chế về khả năng chính phủ có thể áp đặt thuế, so với các nước láng giềng của họ ( Ferris andWest 1996). Cuối cùng, chỉ trong các chỉ số hồi quy quốc gia đã phát hiện được một xu hướng quan trọng bậc hai, chỉ ra rằng những chi t iêu công quốc gia giảm trong thời gian tác giả nghiên cứu nhưng sau đó chững lại . Theo lời khuyên của người thứ ba, tác giả sử dụng phương pháp “Broad government”, ví dụ, chỉ số tự do kinh tế Viện Fraser. Quy mô chính phủ theo nghĩa rộng bao gồm thuế / chi t iêu cũng như những quy định, chính sách thương mại và tiền tệ bóp méo, hầu hết chúng không được phản ánh trong Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang14 ngân sách tài chính cho bất kỳ mức độ lớn. Chỉ số tự do kinh tế Thế giới đo lường mức độ mà các chính sách và tổ chức của các nước ủng hộ tự do kinh tế . Nền tảng của tự do kinh tế là sự lựa chọn cá nhân, tự nguyện trao đổi, tự do cạnh tranh, và an ninh của tài sản thuộc sở hữu tư nhân. 42 biến được sử dụng để xây dựng một chỉ số tóm tắt và để đo lường mức độ tự do kinh tế trong 5 nhân tố chính: ( 1) kích thước của chính phủ7, (2) cơ cấu pháp lý và an ninh của quyền sở hữu, (3 ) tiếp cận với sou nd mon ey (m ột đồng tiền được hỗ trợ bởi một hàng hóa hữu hình như vàng, bạc hoặc bạch kim, có giá trị nội tại nhưng nhạy cảm với giảm phát hơn tín tệ), (4) tự do thương mại quốc t ế , và (5 ) quy định t ín dụng , lao động và kinh doanh ( Gwart ney và Lawson 2008). Chính xác hơn, các quốc gia với phần chi t iêu chính phủ thấp hơn tổng số chi t iêu chính phủ, khu vực doanh nghiệp nhà nước nhỏ hơn, và mức thuế suất cận biên thấp hơn thì xếp hạng cao nhất t rong khu vực này. chỉ số này có sẵn cho các năm 1970, 1975, 1980, 1985, 1990, 1995, và 2000-20068. Tác giả trình bày các kết quả ước lượng trong cột 7 và 8. Như trong các dự đoán trước đây, chúng ta có thể thấy rằng chỉ số tự do kinh tế chỉ thay đổi chậm theo thời gian. Tác giả tìm thấy một hệ số tích cực nhưng không quan trọng đáng kể liên quan đến việc trọng chỉ số tự do kinh tế trung bình của các nước láng giềng (sử dụng cả hai phương án). Nó có thể là khó khăn cho chính phủ trong việc bắt chước nhau sử dụng chỉ số tổng hợp này dựa trên 42 biến. Biện pháp “Broad government ”này mang lại kết quả tương tự đối với các tác động của phân cấp quản lý thuế. Tác giả thấy rằng phân cấp quản lý thuế có tác động tích cực và có ý nghĩa về tự do kinh tế. Tuy nhiên, sự mất cân bằng theo chiều dọc không có tác động đáng kể vào chỉ số. Cuối cùng, các biến kiểm soát là không bao giờ có ý nghĩa. 4.2 Động lực ngắn hạn và dài hạn Tác giả kiểm tra động lực ngắn hạn và dài hạn của mối quan hệ giữa phân cấp và quy mô của khu vực công sử dụng một bước ECM tổng quát9 ước lượng sử dụng ước lượng LSDVC. Đầu t iên, tác giả 7 Bốn thành phần trong mô của chính phủ cho thấy mức độ mà các nước dựa vào chính trị xử lý phân bổ nguồn lực, hàng hóa và dịch vụ. Tiêu dùng của chính phủ như một phần của tổng tiêu thụ, chuyển tiền và các khoản trợ cấp như một phần của GDP, là những chỉ số quy mô của chính phủ. Thành phần thứ ba đo lường mức độ mà các nước sử dụng DN tư nhân hơn là các doanh nghiệp nhà nước để sản xuất hàng hóa và dịch vụ . Thành phần thứ tư được dựa trên mức thuế suất thuế thu nhập cận biên cao nhất hay thu nhập cận biên cao nhất, mức thuế suất thuế biên chế và ngưỡng thu nhập hơn là tỷ lệ này áp dụng ( Gwartney và Lawson 2008). 8 Các quan sát bỏ qua chịu bị biến đổi spline (Trong toán học, một spline là một hàm đa thức đầy đủ được định nghĩa theo từng phần, và có trình độ cao ở những nơi mà các mảnh đa thức kết nối.) 9 Phương pháp này dùng để phân tích động lực ngắn hạn và dài hạn sử dụng dử liệu bảng phù hợp với Bond và các cộng sự (1997, 1999), Mairesse et al. (1999), Yasar et al. (2006). Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang15 cần kiểm tra tính dừng của biến. Sau đó nếu biến được lấy tích phân trên thứ tự của I(1), tác giả kiểm tra đồng liên kết bảng dử liệu Pedroni để kiểm tra trạng thái cân bằng dài hạn của các biến. 4.2.1 Kết quả sơ bộ: nghiệm đơn vị và đồng l iên kết. Đầu tiên tác giả tiến hành kiểm tra nghiệm đơn vị dữ liệu của Im-Shin-Pesaran cho mỗi biến để kiểm tra tính dừng. Nếu biến được lấy tích phân theo I(1), tác giả có thể kiểm tra đồng liên kết bảng dữ liệu Pedroni để nhìn thấy có hay không cân bằng dài hạn giữa các biến của chúng ta (xem Pedroni 1996,1999, 2000, 2004). Từ kiểm tra tính dừng, tất cả các biến dừng khác nhau vì giả thuyết nghiệm đơn vị được bác bỏ cho tất cả các biến khác. Trong khi đó các biến chi t iêu công và phân cấp không dừng, các biến kiểm soát và chỉ số Fraser dừng bậc khác nhau. Thông thường, sự phân cấp và biến chi t iêu được lấy tích phân trên i(1) trong khi đó các biến kiểm soát và chỉ số Fraser được lất t ích phân trên i(0). Tác giả tiến hành kiểm tra đồng liên kết cho mỗi cấp biến của biến i(1). Sau khi áp dụng kiểm tra đồng liên kết, tác giả không thể chấp nhận giả thuyết không có giá trị của không đồng liên kết giữa phân cấp và chi t iêu công. Bước tiếp theo là ước lượng quan hệ dài hạn với FMOLS. Bảng 3 t rình bày được thay đổi hoàn toàn nhóm bảng của mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa phân cấp và quy mô khu vực công trong giai đoạn 1972 -2004. Ước lượng mức ý nghĩa được điều chỉnh hoàn toàn của bảng có và không thời gian danh nghĩa. Thời gian danh nghĩa này được đưa vào trong hồi quy để nhận bất kỳ sự nhiễu thường thấy nào ảnh hưởng tới các thành viên t rong bảng. Tác giả chỉ thảo luận những kết quả này với thời gian danh nghĩa, điều này có nghĩa rằng những cú sốc cơ bản gặp bởi các quốc gia đều được đưa vào t ính toán. Sự co giãn của chi t iêu công địa phương liên quan tới sự tự chủ về thuế (T DEC) cho thất dấu hiệu kỳ vọng t ích cực và là đáng chú ý. Hơn thế nữa, những kết quả này là rõ ràng với chi t iêu công của trung ương và quốc gia. Trong dài hạn, tự chủ về thuế giảm chi tiêu của t rung ương và nó tăng chi t iêu công địa phương và sự mở rộng lớn hơn. Như hệ quả, t rong t rường hợp này là sự tăng lên t rong chi t iêu công chung. Khi xem xét đo lường mức ý nghĩa của nhóm, độ co giãn chi t iêu của địa phương, trung ương và quốc gia liên quan tới cân bằng theo chiều dọc (VI) là đáng chú ý và t ích cực. Tuy nhiên, ở đây có sự khác biệt lớn của mỗi quốc gia ở mọi cấp độ. Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang16 4.2.2 Ảnh hưởng của sự phân cấp trong ngắn hạn và dài hạn ECM được dựa trên giả thuyết rằng những nền kinh tế này có thể tự điều chỉnh đối với sự nhiễu qua thời gian. Tác giả bắt đầu với Mô hình phân bố trễ tự hồi quy (autoregressive-distributed lag model) sau: Trong đó I là những đơn vị cắt ngang, t là khoảng thời gian, GOVSIZE, là đo lường của quy mô khu vực công của chúng ta (như chi tiêu công hợp nhất, chi tiêu trung ương hay chi địa phương), DEC là biến phân cấp ( TDEC hoặc VI),10 X là vector của biến kiểm soát. Ảnh hưởng cụ thể thời gian này, , được đưa vào để nắm bắt những cú sốc tổng hợp, có thể suất hiện trong bất kỳ năm nào. Giả sử hiệu ứng cố định, chỉ tiêu số cắt ngang, , chứa hai tác động sau: biến đổi theo thời gian không quan sát được, hiệu ứng quốc gia, và sai sốc ngẫu nhiên, , nó thay đổi theo thời gian và mặt cắt ngang. Đặc điểm của Mô hình phân bố trễ tự hồi quy là thích hợp nếu quan hệ ngắn hạn giữa phân cấp và quy mô chính phủ là mối quan tâm duy nhất. Tuy nhiên, nó không cho phép một sự phân biệt giữa các hiệu ứng lâu dài và ngắn. Tác giả kết hợp sự khác biệt này t rong mô hình của tác giả bằng việc sử dụng kỹ thuật hiệu chỉnh sai số của mô hình bảng năng động. Kỹ thuật hiệu chỉnh sai số này là ánh xạ 10 Giải quyết đồng liên kết của hai biến này, họ không giới thiệu trong phương trinhg giống nau Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang17 tuyến tính của biến trong (2), nó cung cấp một liên kết tường minh giữa hiệu ứng ngắn và dài hạn (Banerjee et al.1993,1998): Tổng của mức động phân cấp hiện tại và có độ trễ nắm bắt được động lực ngắn hạn trong khi khoản hiệu chỉnh sai số này (GOVSIZEi;t−2−DECi;t−2) và độ trễ của biến phân cấp cung cấp nền tảng để kiểm tra mối quan hệ dài hạn. Tác giả bao gồm cả sự thay đổi và độ trễ của biến độc lập X. Biến trễ thể hiện lại trong hiệu ứng dài hạn tại đó sự thay đổi t rong biến này giải thích hiệu ứng ngắn hạn của các biến đó trong chi tiêu công. Hệ số trong phần hiệu chỉnh sai số, , cho tỷ lệ hiệu chỉnh tại độ trễ đó giữa sự phân cấp và quy mô khu vực công là cố định. Nếu âm và có ý nghĩa, mô hình này là một ECM và mối quan hệ giữa phân cấp và quy mô của khu vực công tồn tại t rong dài hạn. kỹ thuật hiệu chỉnh lỗi này cho phép tính toán trực tiếp mối qua hệ dài hạn giữa phân cấp và quy mô khu vực công, 1−( / ) : độ co giãn trong dài hạn này được tính toán bằng cách trừ đi hệ số của hiệu ứng quy mô ( giá t rị trễ của biến phân cấp) cho hệ số của phần điều chính sai số, tư 1. Việc ước lượng được t iến hành với LSDVC được sửa 11 (Kiviet1995). Bàng 4 chỉ ra rằng hệ số sửa lỗi có ý nghĩa thống kê, và dấu âm trong tất cả hồi quy. Do đó, những kết quả này chỉ ra rằng ở đây thì quan hệ trong dài hạn mạnh giữa phân cấp và quy mô của khu vực công. Hơn thế nữa, ý nghĩa thống kê của phần sửa lỗi ngụ ý rằng, nếu ở đây có sai lệch t rong cân bằng dài hạn, điều chỉnh t rong ngắn hạn sẽ làm biến phụ thuộc thiết lập lai cân bằng dài hạn. Tác giả quan sát thấy rằng độ lớn của hệ số là như nhau cho từng cấp chính quyền: tốc độ điều chỉnh từ độ lệch trong mối quan hệ lâu dài giữa quyền tự chủ thuế và chi t iêu công hợp nhất là giống hệt nhau. Mô hình hội tụ một cách nhanh chóng để cân bằng, với một sự khác biệt của khoảng 12% điều chỉnh trong từng thời kỳ. Tính toán hệ số dài hạn cho thấy quyền tự chủ thuế cao hơn dẫn đến sự tăng dài hạn trong chi tiêu công địa phương. Một lần nữa, chúng ta thấy rằng sự gia tăng này không hoàn toàn bù đắp bởi sự sụt giảm dài hạn trong chi t iêu quốc gia, dẫn đến tăng dài hạn trong tổng chi tiêu công. 11 Tác giả chọn Blundell and Bond’s xem xét đo lường thiết lập ban đầu các hiệu chỉnh sai lệch. Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang18 Tiếp theo, chúng ta nhìn vào các kết quả cho sự mất cân bằng theo chiều dọc. Bảng 4 cho thấy các hệ số sửa lỗi có ý nghĩa thống kê, dấu dương t rong tất cả các hồi quy phương t rình và t ầm quan t rọng của các hệ số là rộng rãi giống nhau: từ 12% đến 14% của sự khác biệt là điều chỉnh t rong từng thời kỳ. Về lâu dài, sự mất cân bằng theo chiều dọc có xu hướng tăng kích thước của các chính quyền địa phương, trung ương và quốc gia trong khi không có tác động t rong ngắn hạn. Đối với các biến kiểm soát , kết quả đều giống nhau. Sự tăng GDP bình quân đầu người không có ảnh hưởng đáng kể đến quy mô của khu vực công. Kết quả cho thấy hệ số tích cực và quan t rọng của sự thay đổi trong tỷ lệ thất nghiệp hợp nhất và chi t iêu công trung ương. Nhưng hệ số của sự thay đổi trong tỷ lệ thất nghiệp không ảnh hưởng đến chi t iêu công địa phương. Cuối cùng, một tỷ lệ cao hơn người cao tuổi trong dân số dẫn đến sự gia t ăng nhẹ đáng kể trong mỗi hạng mục chi t iêu công, trong khi mật độ dân số không có tác động đáng kể vào mức độ chi t iêu chính phủ. 5. KẾT LUẬN Mục đích của tác giả là đóng góp vào cuộc tranh luận về tác động của phân cấp tài khóa t rên quy mô chính phủ, trong bối cảnh châu Âu, trong sự hiểu biết một số các tổ chức siêu quốc gia cho rằng " vốn " tập trung vào một số nước chẳng hạn như các trung tâm và các quốc gia Đông Âu, nên di chuyển theo hướng phân cấp quản lý cao hơn. Tác giả phân tích thực nghiệm liệu phân cấp tài khóa có ảnh hưởng đến mức độ chi t iêu chính phủ, áp dụng mô hình bảng số liệu năng động không gian và tập dữ liệu từ một ECM một EU15. Trước tiên tác giả tìm thấy việc thay đổi trong chi t iêu của chính phủ rất chậm theo thời gian, và có một số tương tác trong chi t iêu công trong EU15. Sự mất cân bằng theo chiều dọc có xu hướng tăng quy mô của chính quyền địa phương và các quốc gia. Như vậy, kết quả của tác giả phù hợp với Edhaie (1994), Ebel và Yilmaz (2002) và Jin và Zou ( 2002). T uy nhiên, tác giả cho rằng phân cấp nguồn thu làm giảm quy mô của chính phủ quốc gia t rong khi nó làm tăng quy mô chính quyền địa phương và đến một mức độ lớn hơn, dẫn đến làm tăng quy mô của chính phủ. Do đó, tăng t ính tự chủ nguồn thu địa phương có thể tạo ra kết quả bất ngờ của sự gia t ăng quy mô của chính phủ. Trong nghiên cứu tương lai, chúng ta cần phải xác định xem bản chất của các loại thuế dành cho chính quyền địa phương đóng vai t rò như thế nào trong quá t rình này. Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang19 Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang20 Tài l iệu tham khảo Arellano, M., & Bond, S. (1991). Some tests of specificat ion for panel data: Monte Carlo evidence and an applicat ion to employment equations. Review of Econom ic Studies, 58, 277–297. Ashworth, J., Galli, E., & Padovano, F. (2008). Decentralization as a constraint to Leviathan: a panel coin- tegration analysis. Mimeo. Backhaus, J. G., & Wagner, R. E. (2004). Handbook of public finance. Dordrecht: Kluwer Academic. Banerjee, A., Dolado, J., Galbraith, J. W., & Hendry, D. (1993). Cointegration, error- correction, and the econometric analysis of non-stationary data. London: Oxford University Press. Banerjee, A., Dolado, J., & Mestre, R. (1998). Error-correction mechanism tests for coint egrat ion in a single- equation framework. Journal of Time Series Analysis, 19, 267–283. Blundell, R. W., & Bond, S. R. (1998). Initial conditions and moment rest rict ions in dynamic panel data models. Journal of Econometrics, 87, 115–143. Bond, S. R., Elston, J., Mairesse, J., & Mulkay, B. (1997). Financial factors and investment in Belgium , France, Germany and the UK: a comparison using company panel data (NBER Working Paper). NBER, Cambridge, MA. Bond, S. R., Harhoff, D., & Reenen, J. V. (1999). Investment, R&D, and financial constraints in Britain and Germany. Mimeo, Institute for Fiscal Studies, London. Brennan, G., & Buchanan, J. (1980). The power to tax: analytical foundations of a fiscal constitution . Cam- bridge: Cambridge University Press. Buettner, T. (2001). Local capital income taxation and competition for capital: the choice of the tax rat e. Regional Science and Urban Economics, 31, 215–245. Devereux, M. P., Lockwood, B., & Redoano, M. (2008). Do countries compete over corporat e tax rat es? Journal of Public Economics, 92(5–6), 1210–1235. Ebel, R. D., & Yilmaz, S. (2002). Concept of fiscal decentralization and worldwide overview. World Bank Institute. Edhaie, J. (1994). Fiscal decentralization and the size of government, an extension with evidence from cross- country data (Policy Research Working paper, 1387). World Bank. Feld, L. P., Kirchgassnner, G., & Schaltegger, C. A. (2003). Decentralized taxation and the size Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang21 of governe- ment: evidence from Swiss States and local governments (CESifo Working Paper 1087). Ferris, J. S., & West, E. G. (1996). Testing theories of real government size: US experience, 1959–1989. Southern Econom ic Journal, 62, 537–553. Figlio, D. N., Kolpin, V. W., & Reid, W. E. (1999). Do states play welfare games? Journal of Urban Eco- nomics, 46, 437–454. Fiva, J. H. (2006). New evidence on fiscal decentralization and the size of government. FinanzArchiv, 62(2), 250–280. Flowers, M. R. (1988). Shared tax sources in Leviathan model of federalism. Public Finance Quaterly, 16 , 67–77. Grossman, P. (1989). Fiscal decentralization and government size: an extension. Public Choice, 62 , 63–69. Gwart ney, J., & Lawson, R. (2008). Economic freedom of the World (Annual Report ). Fraser Institute. Heil, J. B. (1991). The search for Leviathan revisited. Public Finance Quarterly, 19 , 334–346. Heyndels, B., & Vuchelen, J. (1998). Tax mimicking among Belgian municipalities. National Tax Journal, 51 , 89–101. Jin, J., & Zou, H. (2002). How does fiscal decentralization affect aggregate, nat ional, and subnational gov- ernment size? Journal of Urban Economics, 52, 270–293. Kau, J. B., & Rubin, P. H. (1981). The size of government. Public Choice, 37, 261–274. Keen, M. (1995). Pursuing Leviathan: fiscal federalism and tax competition . Mimeo. Keen, M., & Kotsogiannis, C. (2004). Federal tax competition and the welfare consequences of decent ralization. Journal of Urban Econom ics, 56 , 397–407. Kelejian, H. H., & Robinson, D. P. (1993). A suggested method of estimation for spat ial int erdependent models with autocorrelated errors, and an applicat ion to a county expenditure model. Papers in Regional Science, 72, 297–312. Kelejian, H. H., & Prucha, I. (1998). A generalized spat ial two stage least squares procedures for estimat ing a spat ial autoregressive model with autoregressive disturbances. Journal of Real Estate Finance and Economics, 17, 99–121. Kiviet, J. F. (1995). On bias, inconsistency and efficiency of various estimators in dynamic panel data models. Journal of Econometrics, 68 , 53–78. Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang22 Ladd, H. F. (1992). Mimicking of local tax burdens among neighbouring countries. Public Finance Quarterly, 20(4), 450–467. Mairesse, J., Hall, B. H., & Mulkay, B. (1999). Firm-level investment in France and the United States: an explorat ion of what we have learned in twenty years. Annales d’Economie et de Statistiques, 55–56, 27–67. Meloche, J. P., Vaillancourt, F., & Yilmaz, S. (2004). Decentralization or fiscal autonomy? What does really matter? (Policy Research Paper 3254). World Bank, Washington DC. Oates, W. E. (1972). Fiscal federalism. San Diego: Harcourt Brace Jovanovich. Oates, W. E. (1985). Searching for Leviathan: an empirical study. American Economic Review, 75, 748–757. OECD (1999). Taxing powers of state and local government. OECD Tax Policy Studies, No. 1, Paris. OECD (2001). Tax and the economy: a comparative assessment of OECD countries. OECD Tax Policy Studies, No. 6, Paris. OECD (2002a). Fiscal decentralization in EU applicant states and selected EU member states. Report pre- pared for the workshop on “Decentralization: trends, perspect ive and issues at the threshold of EU enlargement”, Denmark, October. OECD (2002b). Fiscal design surveys across levels of governments. OECD Tax Policy Studies, No. 7, Paris. Pedroni, P. (1999). Critical values for coint egrat ion tests in heterogeneous panels with multiple regressors. Oxford Bulletin of Econom ics and Statistics, 61 , 653–670. Pedroni, P. (2000). Fully modified OLS for heterogeneous coint egrat ed panels. Advances in Econometrics, 15 , 93–130. Pedroni, P. (2004). Panel cointegration, asymptotic and finite sample propert ies of pooled time series tests with an applicat ion to the PPP hypot hesis. Econometric Theory, 20, 597–625. Persson, T., Roland, G., & Tabellini, G. (2005). Electoral rules and governm ent spending in parliamentary democracies (Levine’s Working Paper Archive). UCLA Depart ment of Economics. Redoano, M. (2007). Fiscal interactions among European countries. Does the EU matter? (CESIFO Working Paper, 1952). Revelli, F. (2001). Spatial patterns in local taxation: tax mimicking or error mimicking? Applied Economics, 33 , 1101–1107. Rodden, J. (2003). Reviving Leviathan: fiscal federalism and the growth of government. Phân cấp tài khóa và quy mô Chính phủ-Nhóm 8 Trang23 International Orga- nization, 57, 695–729. Rodrik, D. (1998). Why do more open economies have bigger government s? Journal of Political Economy, 106 , 997–1032. Shughart , W. F., & Tollison, R. D. (1991). Fiscal federalism and the Laffer curve. Economia Delle Scelte Pubbliche, 9, 21–28. Sot o, M. (2007). System GMM estimation with a small num ber of individuals. Institute for Economic Analy- sis, Barcelona. Stegarescu, D. (2004). Public sector decentralization: measurement concepts and recent international trends (ZEW Discussion Paper 04-74). Stein, E. (1999). Fiscal decent ralization and governement size in Lat in America. Journal of Applied Eco- nomics, 2(2), 357–391. T iebout, C. (1956). A pure theory of local expenditures. The Journal of Political Economy, 64, 416–426. Veiga, L. G., & Veiga, F. J. (2007). Political business cycles at the municipal level. Public Choice, 131(1–2), 45–64. World Bank (2000). World development report 1999/2000: entering the 21st Century. New York: Oxford University Press. World Bank (2004). Measuring fiscal decentralization, decentralization and subnational regional economics thematic groups. Data Note, August. Wrede, M. (1996). Vert ical and horizontal tax competition: will uncoordinat ed Leviathans end up on the wrong side of the Laffer curve? FinanzArchiv, 3, 461–479. Yasar, M., Nelson, C. H., & Rejesus, R. M. (2006). The dynamics of exports and productivity at the plant level: a panel data error correct ion model approach. In B. Baltagi (Ed.), Contributions to economic analysis. Amsterdam: Elsevier