tiểu luận giscal policy and growth evidence from oecd countries - chính sách tài khóa và tăng trưởng bằng chứng từ những nước oecd

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM


TÀI CHÍNH CÔNG


PAPER 3:
FISCAL POLICY AND GROWTH
EVIDENCE FROM OECD COUNTRIES
Richard Kneller, Michael F. Bleaney, Norman Gemmell



Giảng viên hướng dẫn : PGS.TS. Sử Đình Thành
Lớp : Ngân hàng Đêm 1 – K22
Nhóm thực hiện : Nhóm 3
1. Hồ Thị Thu Hiền
2. Trần Thị Ngọc Huệ
3. Lương Thị Hồng Quế
4. Trần Thị Cẩm Tú





Hồ Chí Minh, tháng 08 năm 2013

MỤC LỤC
CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNGBẰNG CHỨNG TỪ
NHỮNG NƯỚC OECD
I. GIỚI THIỆU 1
II. CÂU HỎI NGHIÊN CỨU: 3
III. CƠ SỞ LÝ THUYẾT 3
1. Lý thuyết nền: 3
2. Bằng chứng thực nghiệm có sẵn 4
IV. MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 6
V. DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP 7
VI. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM 9
1. Thống kê mô tả: 9
2. Kết quả thực nghiệm 11
3. Kiểm tra sự bền vững 14
3.1 GDP ban đầu 14
3.2 Thời kỳ 5 năm thay thế 15
3.3 Ước tính biến công cụ 16
3.4 Phân loại lại biến tài chính 18
VII. KẾT LUẬN 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,
it
g
, ở nước thứ i tại thời điểm t là hàm của biến điều
kiện (phi tài chính)
it
Y
, vector của các biến tài chính
jt
X

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
mt
X 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
jt
X thật ra là kiểm tra giả
thuyết vô giá trị
0)(
mj

chứ không phải
0
j

. 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 R
2
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 R
2
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)
_ _
R
2
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)
_
R
2
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)
_ _
R
2
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)
-

-

R
2
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 R
2
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)

R
2
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).