Tiểu Luận: Sự Phân Cấp Tài Khóa Và Quy Mô Chính Phủ: Một Phân Tích Thực Nghiệm Ở Các Quốc Gia Châu Âu

B
Ộ

GIÁO D
Ụ
C VÀ ĐÀO T
Ạ
O

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM


Môn: TÀI CHÍNH CÔNG

Đề tài:
Sự phân cấp tài khóa và quy mô chính
phủ: Một phân tích thực nghiệm ở các
quốc gia Châu Âu.
GVHD: PGS TS. SỬ ĐÌNH THÀNH
NTH: Nhóm 8.
Lớp Ngân hàng - Đêm 2 – Khóa 22.

Danh sách nhóm

1

Tr
ầ
n Th
ị

Duyên

2

Ph
ạ
m Văn Linh

3

Văn T
ấ
n Ng
ọ
c

4

Nguy
ễ
n Văn Phương

5

Lê Trung Qu
ố
c

6

Đ
ặ
ng Th
ị

Phương Trang



TPHCM, tháng 08 năm 2013.

MỤC LỤC

1. Giới thiệu 3
2. Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan 5
3. Đặc tả và dữ liệu thực nghiệm 7
3.1 Phương pháp kinh tế lượng 8
3.2 Dữ liệu 9
3.2.1 Quy mô chính phủ 9
3.2.2 Sự phân cấp tài khóa 10
3.2.3 Biến kiểm soát 11
4. Tác động của phân cấp lên chi tiêu công. 12
5. Động lực ngắn hạn và dài hạn 16
5.1 Kết quả sơ bộ: đơn vị gốc bảng điều khiển và cùng hội nhập 16
5.2 Ảnh hưởng ngắn hạn và dài hạn của sự phân quyền 17
6. Kết luận 20



Sự phân cấp tài khóa và quy mô chính phủ: Một phân tích thực

nghiệm ở các quốc gia châu âu
Tóm tắt: Bài báo này là một sự đóng góp cơ bản để hiểu mối quan hệ giữa sự phân cấp
tài khóa và quy mô của chính phủ. Dùng hệ thống (bộ) dữ liệu bảng cuả 15 nước châu âu.
Chúng ta phân tích ảnh hưởng của sự phân cấp tổng thể, quy mô của chính phủ bằng cách
phân chia sự ảnh hưởng trong dài hạn từ sự năng động ngắn hạn của nó. Trong dài hạn,
thuế giảm chi tiêu công tăng và một sự mở rộng lớn hơn – chi tiêu công địa phương dẫn
đến chi tiêu công tổng thể cao hơn. Chúng ta cũng tìm ra rằng mất cân đối từ trên xuống
hướng tăng quy mô của địa phương, quốc gia và tổng thể chính phủ.

1. Giới thiệu
Từ cuối những năm 80 sự phân cấp là sự chuyển đổi của chính trị tài khóa và quyền lực
hành chính đến những cơ quan địa phương, nó nổi lên như một khuynh hướng quan trọng
nhất trong chính sách phát triển. Do đó, thiết kế sự liên hệ tài khóa qua các cấp trong
chính phủ trong các nước thành viên liên hiệp châu âu, đã thu hút tăng lợi ích như năng
lực pháp lý và quyền lực tăng thuế được chuyển đến cấp địa phương
Những thể chế siêu quốc gia, như là Ngân hàng thế giới (2000) hoặc Tổ chức hợp tác và
phát triển kinh tế OECD (2002a,2002b), hỗ trợ phân cấp tài khóa ở các nước Đông Âu,
tranh cải rằng có một sự thay đổi theo hướng phân cấp nhiều hơn sẽ thúc đẩy sự phát
triển kinh tế cũng như sự hiệu quả của khu vực công. Báo cáo của ngân hàng thế giới
bước vào thế kỷ 21 chú ý rằng mong muốn sự quyết tâm của chính họ và sự phân quyền
là sức mạnh chính “hình dạng của thế giới trong nó phát triển sẽ được định nghĩa và thực
thi” trong thập kỷ đầu tiên của thế kỷ này.
Vài lý thuyết về hành vi chính phủ đưa ra giả thuyết trong tài chính công rằng sự phân
cấp tài khóa có thể giới hạn quy mô của khu vực công. Oates (1972) tranh cải rằng chính
quyền địa phương biết tốt hơn về sở thích của cư dân địa phương hơn là trung ương hay
chính quyền liên bang, nghĩa là sự phân phát phi tập trung của hàng hóa công hiệu quả
hơn phân phối tập trung. Tuy nhiên, ông ấy cũng lưu ý rằng trong khi hàng hóa công phù
hợp với nhu cầu của cư dân (in line tiebout 1956), tăng cầu địa phương về dịch vụ công
có thể tăng quy mô khu vực công (Oates 1985). Trong phần giới thiệu giả thuyết lớn của
họ, Brennan và Buchanan (1980, tr 185) ấn định rằng “tổng thể sự xâm phạm trong nền

kinh tế của chính phủ nhỏ hơn, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, phạm vi
rộng hơn thuế và tiêu dùng phi tập trung”. Mô tả chính phủ như người làm tối đa hóa thu
nhập, những tác giả này, lý thuyết lựa chọn công mới, tranh cải rằng thuế cơ bản thì di
động, sự phân cấp tài khóa
Tuy nhiên những mô hình cho thấy rằng khi các cấp chính quyền đặt ra mức thuế cho họ
một cách độc lập dựa trên mức cơ bản (ví dụ: thuế cơ bản chia sẽ) kết hợp mức thuế cân
bằng của 2 cấp chính quyền tối đa hóa phần thu trùng lắp thì cao hơn tỷ lệ thuế, 1 cấp
chính quyền tối đa hóa phân thu. (Flower 1988; Shughart và Tollision 1991; Keen 1995;
Wrede 1996; Keen và Kotsogiannis 2004). Không có sự đồng thuận lý thuết về mối quan
hệ giữa sự phân cấp tài khóa và quy mô của khu vực công từ những câu hỏi đó, mô hình
Leviathan cũng cho thấy những tranh cải rằng sự phân cấp có thể không dẫn đến 1 khu
vực công thử nghiệm mà là sự nổi tiếng của ảnh hưởng văn hóa và vấn đề của thói quen
(kinh nghiệm) (chi tiết xem Jin và Zou 2002, tr 273 – 274).
Sau Oates (1972 – 1985) vài nghiên cứu thực nghiệm, nhiều tài liệu đã cố gắng kiểm tra
sự ảnh hưởng sự phân cấp tài khóa lên quy mô của chính phủ. Tuy nhiên, kết quả là
không xác định (xem Feld 2003, xem nghiên cứu trước rất thấu đáo). Sự khó khăn của lý
thuyết cho thấy quy mô chính phủ đặc trưng đo lường trong phần thu thuế hoặc tiêu dùng
của chính phủ, trong khi hầu hết những tín hiệu của sự phân cấp tài khóa bắt nguồn từ
những thống kê tài chính của chính phủ đưa ra bởi quỹ tiền tệ quốc tế, được định nghĩa
cơ bản đơn khía cạnh của sự phân cấp tài khóa, đó là, chia sẽ phần chi và phần thu.
Tuy nhiên những dấu hiệu tài khóa thông thường này đánh giá quá cao mức độ của sự
phân cấp tài khóa hay sự tự quản tài khóa ở hầu hết các quốc gia như là họ không kiểm
soát tài khoản nắm trong tay bởi chính quyền địa phương vượt qua mức thuế cơ bản
(Stegarescu 2004). Phân cấp chi tiêu không tương ứng với mức thu thuế của địa phương
có thể không tạo ra sự cạnh tranh thuế và hành vi quyền lực ép buộc.
Sự phân cấp tài trợ (cấp tiền cho) bởi nguồn lực thông thường, như là trợ cấp hay phần
thu chia sẽ mà nó được kiểm soát bởi TW (mất cân bằng thẳng đứng), có thể có ảnh
hưởng ngược bởi việc phá vỡ mối liên hệ giữa thuế và lợi ích. Sự phân cấp có thể ng8an
cản hoặc làm tăng cao sự tăng trưởng chính phủ, phụ thuộc vào sự phân cấp tự nhiên
(Rodden 2003). Một vài bài nghiên cứu dựa trên thông từ từ OESD (2001),……kiểm soát

chính quyền địa phương vượt mức thuế cơ bản ở các quốc gia quá độ ở châu âu. (Ebel và
Yilmaz 2002) và trong vài nước OECD (Rodden 2003; Meloche 2004). Nhiều nghiên cứu
này kết luận rằng quyền tự chủ tài khóa dẫn đến tình trạng nhỏ hơn trong khi trợ cấp có
tác động tích cực lên quy mô khu vực công. Tuy nhiên, Jin và Zou (2002), trong nghiên
cứu mà dùng dữ liệu bảng trên 32 quốc gia, cho thấy rằng phân cấp tài khóa ảnh hưởng
lên quy mô quốc gia, địa phương và liên kết chính phủ khác nhau.
Tiếp theo những nghiên cứu này, bài báo tập trung vào phân tích ảnh hưởng của phân
cấp tài khóa đối với quy mô chính phủ dựa vào bảng dữ liệu của các nước Châu Âu. Bài
này đóng góp cơ bản vào việc hiểu biết về mối quan hệ giữa phân cấp tài khóa và quy mô
chính phủ ở một số mặt cụ thể. Đối với kiến thức của chúng tôi, đây là bài báo đầu tiên
kết hợp các chỉ tiêu của OECD về thu phân cấp với phương pháp “vertical imbalance”-
mất cân bằng theo chiều dọc, ví dụ cho một nhóm 15 quốc gia châu âu . Chúng tôi sử
dụng mô hình dữ liệu bảng động để tính toán và thấy rằng chi tiêu của chính phủ thay đổi
tương đối chậm và có thể có một số hiệu chình trong chi tiêu công giữa các nước. Chúng
tôi ước lượng dài hạn trong cả mối quan hệ giữa việc phân cấp và chi tiêu công và mô
hình hiệu chỉnh sai số để phân biệt ảnh hưởng của phân cấp trong dài hạn và ngắn hạn.
Đây cũng là bài báo đầu tiên phân tích ảnh hưởng của phân cấp trên tổng thể, quy mô
chính phủ và địa phương bằng cách tách rời ảnh hưởng phân cấp dài hạn ra khỏi ngắn
hạn. Các tranh luận liên quan đến phân cấp theo quy mô chính quyền có thể được hiểu rõ
khi tham chiếu đến cân bằng dài hạn.
Trước tiên, chúng ta thấy mức độ ổn định cao trong chi tiêu công ở các nước Châu
Âu. Có sự tương tác trong chi tiêu công ở mức độ tổng thể và quốc gia trong các nước
EU15. Chúng ta thấy rằng sự phân cấp ảnh hưởng quy mô chính phủ ở cấp tổng thể, quốc
gia và điạ phương và ảnh hưởng đó phụ thuộc vào bản chất của phân quyền. Trong dài
hạn, chúng ta thấy thuế tự trị-tax autonomy gia tăng ở địa phương nhiều hơn là giảm ở
quốc gia. Chúng ta cũng thấy rằng sự mất cân bằng theo chiều dọc có xu hướng tăng theo
quy mô của điạ phương, quốc gia và tổng thể.
2. Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan

Hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm về phân cấp và quy mô chính quyền đều có gắng

kiểm định giả thiết của Brennan và Buchanan’s Leviathan (xem Feld và các tác giả khác,
2003). Trong bài này, chúng tôi chỉ thảo luận các kiểm định ở cấp quốc gia. Đầu tiên,
Oates (1972, trang 209-213) đánh giá sự liên quan thực nghiệm của các giả thiết phân cấp
ở 57 nước tiêu biểu. Ông ta đã sử dụng phần thu nhập từ thuế trong thu nhập quốc gia
như là sự ủy quyền cho quy mô chính quyền trong khi tỷ lệ giữa nguồn thu thuế trung
ương với tổng thu thuế là thước đo của phân cấp. Ông ta thấy có mối liên hệ nghịch giữa
các chỉ tiêu về sự phân cấp và quy mô chính quyền nhưng kết quả này không có ý nghĩa
khi ông ta điều chỉnh thu nhập. Edhaie (1994) đã phê bình nghiên cứu của Oates, ông ta
cho rằng thuế và sự lựa chọn chi tiêu nên được xem xét đồng thời trong mối liên hệ với
quá trình phân cấp. Ông ta thấy rằng trong một mẩu 30 quốc gia trong năm 1987 và 1977,
việc phân cấp thuế quốc gia và quyền chi tiêu đồng thời có xu hướng giảm theo quy mô
của khu vực công. Tuy nhiên, một số nghiên cứu cho thấy có tác động của việc phân cấp
theo quy mô của chính quyền như Stein (1999), Heil (1991).
Một số ngiên cứu cho rằng việc phân cấp tài khóa có thể cản trở hoặc thúc đẩy sự phát
triển của chính quyền phụ thuộc vào hình thức phân cấp. Phân cấp chi tiêu mà không đi
đôi với phần quyền thu thuế cho địa phương tương ứng sẽ không tạo ra sự cạnh tranh
trong thuế. Việc phân cấp được tài trợ bởi một số nguồn phổ biến như trợ cấp hoặc chia
sẽ thu nhập được kiểm soát bởi trung ương có thể tạo ra hiệu ứng ngược do phá vỡ liên
kết giữa thuế và lợi ích. Hơn nữa, theo mô hình Brennan và Buchanan’s Leviathan, các
hệ thống tài trợ có thể được hiểu như là thỏa thuận thông đồng giữa các địa phương để
phá vỡ tác động cưỡng ép (constraining effect) của phân cấp tài khóa (Feld, 2003). Jin và
Jou (2002) dựa vào dữ liệu 17 quốc gia công nghiệp và 15 quốc gia đang phát triển của
IMF GFS, thấy rằng việc phân cấp chi tiêu và mất cân bằng chiều dọc gia tăng quy mô
của toàn bộ khu vực công, trong khi phân cấp thu nhập tạo ra kết quả ngược lại. Họ cũng
cho thấy rằng phân cấp tài khóa có hiệu ứng khác nhau theo quy mô quốc gia, địa phương
và tổng thể. Sự gia tăng phân cấp thu nhập ở địa phương ít hơn sự giảm ở quốc gia làm
cho tổng thể nhỏ hơn. Ebel và Yilmaz (2002), Fiva (2006) đã sử dụng chỉ tiêu mới để đo
lường phân cấp tài khóa dựa theo phân loại của OECD (1999), cung cấp thêm thông tin
về nguồn thu từ thuế và tỷ lệ mà chính quyền địa phương kiểm soát tốt. Ebel và Yilmaz
(2002) thấy rằng thuế tự trị địa phương vừa có tác động thuận và nghịch đối với quy mô

khu vực công ở 10 quốc gia chuyển tiếp trong giai đoạn 1997-1999 khi dùng dữ liệu của
18 quốc gia OECD, Fiva (2006) cho thấy tự trị thuế địa phương có ý nghĩa cho cả quy mô
tổng thể và kết cấu chi tiêu của chính quyền. Rodden (2003) dùng mô hình ECM cho dữ
liệu của 59 quốc gia giai đoạn 1978 và 1997 thấy rằng việc phân cấp được đo lường bằng
chính thu nhập của địa phương có tác động nghịch đến sự phát triển của chính quyền,
trong khi phân cấp tài khóa được đo lường bằng sự chuyển giao giữa các chính quyền
(intergovernment transfer) có mối tương quan tích cực với sự phát triển của khu vực
công. Cuối cùng, Ashworth (2008) dùng phương pháp đồng liên kết bảng (panel
cointegration) để tách ảnh hưởng phân cấp dài hạn ra khỏi ngắn hạn. Kết quả cho thấy
việc tăng thu nhập được tài trợ bởi chính quyền địa phương dẫn đến sự sụt giảm dài hạn
trong quy mô tổng thể của chính quyền (tổng chi tiêu công), trong khi việc tài trợ có tác
động ngược lại.
3. Đặc tả và dữ liệu thực nghiệm

Trong bài này, chúng tôi kiểm định việc phân cấp tài khóa có tác động đến quy mô
của chính phủ hay không? Mô hình thực nghiệm tổng quát:
Mô hình

Với:
i  [1,15] và t  [1,33]
GOVSIZE: quy mô chính phủ là biến phụ thuộc.
DEC là những chỉ số phân cấp.
X: là một vector của biến kiểm soát

i
: là hiệu ứng cố định của một nước.

t
: là hiệu ứng cố định của một giai đoạn.
 : là sai số.

3.1 Phương pháp kinh tế lượng
Bởi vì chúng tôi muốn kiểm định sự tồn tại của sự tương tác chi tiêu giữa các quốc gia
Châu Âu ở cấp độ tổng thể và quốc gia nêntrong phạm vi dữ liệu bảng chúng tôi cần xem
xét sự phụ thuộc không gian. Chúng tôi chọn hai cách chính: Một cách là xác định những
điểm chính dựa vào khoảng cách địa lý W
Dist
và một cách là đưa ra những điểm giống
nhau chính giữa tất cả các quốc gia (W
NW
). Cả hai ma trận chính được tiêu chuẩn hóa
do đó những nhân tố của mỗi hàng tổng lại bằng 1. Nếu mỗi quốc gia phản ứng lại trước
những lựa chọn chi tiêu của những quốc gia khác, sau đó quyết định chi tiêu của các nước
láng giềng là tự phát và có tương quan với phần sai số (ε). Chúng tôi chọn sử dụng
phương pháp biến công cụ (IV), phương pháp mà đề nghịviệc sử dụng trung bình trọng
số của những biến ngoại sinh hoặc biến kiểm soát, như một công cụ (Kelejian và
Robinson 1993; Kelejian va Prucha 1998). Ngoài ra, từ khi có một vài sự chi tiêu thường
xuyên, nó có thể thích hợp để ước lượng hệ thống – GMM (Veiga và Veiga 2007)
Có hay không có sự phụ thuộc không gian, chúng tôi đều sử dụng ước lượng hệ thống -
GMM, được phát triển bởi Blundell và Bond (1998). Tính hợp lệ của các công cụsử dụng
trong phương pháp hồi quy được đánh giá sử dụng hai số liệu thống kê khác biệt( two
different statistic) Kiểm định Sargan (hay kiểm định về các giới hạn được xác định quá
cao) kiểm định giả thuyết rằng các công cụ là không có tương quan với phần dư. Kiểm
định thứ hai là một kiểm định được đưa ra bởi Arellano và Bond (1991). Kiểm định này
kiểm định giả thuyết là các phần dư từ phương trình ước lượng đầu tiên khác biệt là
không có sự tương quan thứ hai. Một N nhỏ (như trường hợp của chúng tôi) hạn chế số
lượng những công cụ mà có thể được sử dụng để ước lượng, nó cũng có thể có sự ảnh
hưởng đến kết quả ước lượng. Tuy nhiên, Soto (2007) phân tích hiệu quả của phương
pháp hệ thống GMM bằng cách sử dụng mô hình Monte Carlo, khi số lượng dữ liệu chéo
là nhỏ. Ông ấy đã chỉ ra rằng một số lượng dữ liệu chéo nhỏ dường như không có sự tác
động lên các thuộc tính đã liệt kê trước đây cho ước lượng hệ thống GMM.

Cuối cùng, để những bộ dữ liệu với số lượng quan sát là nhỏ trong bộ dữ liệu chéo mà
không phụ thuộc không gian, Mô hình hồi quy biến gỉa bình phương tối thiểu được phát
triển bởi Kiviet (1995), có thể được sử dụng bởi vì nó sửa chữa cho bất cứ thống kê sai
lệch nào và tương đối hiệu quả.
Trong bước hai, nếu chuỗi thời gian chi phối dữ liệu chéo, chúng tôi cần thực hiện xem
nguồn gốc dữ liệu bảng, thực hiện kiểm định đồng liên kết và ước lượng mô hình sai số.
3.2 Dữ liệu
Chúng tôi ước lượng mô hình (1) bằng cách sử dụng dữ liệu hàng năm của các nước
thành viên Châu Âu. Chúng ta có cơ sở dữ liệu chéo của 15 nước thành viên EU trong
vòng 33 năm (1972-2004).Bảng 1 thể hiện thống kê tóm tắt và nguồn dữ liệu của bài
nghiên cứu.
3.2.1 Quy mô chính phủ
Chúng tôi phân tích 3 biến phụ thuộc khác nhau. Whereas Fiva (2006) nghiên cứu quy
mô và bộ máy chi tiêu chính phủ ở cấp độ tổng quát (chính sách an sinh xã hội, và chi
tiêu chính phủ), chúng tôi thích điều tra quy mô khu vực công của chính phủ tại những
nhánh khác nhau hơn .Biến phụ thuộc đầu tiên của chúng ta là quy mô chính phủ tổng
quát, nó là tổng chi tiêu khu vực công (như là %GDP). Bởi vì chúng tôi cũng muốn phân
tích sự phân cấp có tác động như thế nào đến chính quyền trung ương và địa phương, nên
chúng tôi sử dụng chi tiêu khu vực công địa phương (như là %GDP) và chi tiêu khu vực
công quốc gia (như là %GDP)

Tất cả các biến là ở dạng % ngoại trừ GDP bình quân đầu người và mật độ dân số . Số
lượng quan sát 495; TDEC: Thuế tự trị địa phương-trung ương trên tổng số nguồn thu
của chính phủ; VI: Sự chuyển giao liên chính phủ như một phần của chi phí địa phương;
AMECO:cơ sở dữ liệu kinh tế vĩ mô hàng năm của Ủy ban châu Âu
3.2.2 Sự phân cấp tài khóa
Nó là khó khăn để định nghĩa và đo lường mức độ phân cấp bởi vì khái niệm này rất rộng
và cũng phức tạp để đo lường chỉ số số lượng và chất lượng (World Bank). Thật sự, sự
phân cấp bao gồm nhiều lĩnh vực như chính trị, hành chính và ngân sách. Tuy nhiên,
phương pháp đo lường thông thường mức độ sự phân cấp tài khóa được sử dụng trong

nghiên cứu liên quan đến nguồn thu của chính quyền địa phương (sự chi tiêu) để củng cố
nguồn thu chính phủ nói chung, như được chuyển hóa từ IMF GFS. Tuy nhiên, chỉ số tài
khóa thông thường có xu hướng đánh giá quá cao mức độ phân cấp tài khóa, đặc biệt ở
những quốc gia liên bang so với quốc gia đơn nhất, bởi vì họ không cung cấp bất cứ
thông tin gì về các cổ phiếu mà chính quyền địa phương có quyền kiểm soát đáng kể. Do
đó, họ xuyên tạc mức độ thực tế của phân cấp tài khóa ở một số nước (như Úc và Đức) và
dẫn đến sai lệch trong kết quả nghiên cứu thực nghiệm (Stegarescu 2004).Theo nghiên
cứu gần đây về chủ đề này, chúng tôi sử dụng hai chỉ số đại diện cho các khía cạnh khác
nhau của phân cấp. Để kiểm định giả thuyết cho rằng quyền tự chủ tài chínhdẫn đến nhà
nước nhỏ hơn, đầu tiên chúng tôi sử dụng một biện pháp phân cấp quản lý nguồn thu đó
là dựa trên 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. Chúng tôi cũng sử dụng một
phương pháp của sự mất cân bằng theo chiều dọc, có nghĩa là mức độ mà chính quyền
địa phương dựa trên nguồn thu chính quyền trung ương để hỗ trợ chi phí của họ.Sự mất
cân bằng theo chiều dọc hay tăngquy mô của khu vực công diễn ra khi chi tiêu của
chính quyền địa phương không phù hợp với sự tăng nguồn thu của họ.
Chúng tôi sử dụng hai chỉ tiêu sau:
1. Chỉ tiêu về sự phân cấp quản lý thu ngân sách (TDec), là việc chính quyền địa
phương được phép chủ động về các khoản thuế, cụ thể là địa phương có toàn quyền
hoặc chiếm vai trò quan trọng trong việc kiểm soát thuế. Theo sự phân loại của
OECD (1999), đây là trường hợp chính quyền địa phương ấn định thuế suất và căn cứ
tính thuế hoặc chỉ ấn định thuế suất hoặc chỉ ấn định cơ sở tính thuế (xem ví dụ, Ebel
and Yilmaz 2002; Stegarescu 2004). Lưu ý rằng chỉ tiêu này không phân tích cho tất
cả các nguồn thu công mà bỏ qua một số khoản thu như các khoản thu ngoài thuế, ví
dụ như phí, lợi nhuận từ đầu tư, và các khoản thu từ vốn là các khoản thu mà địa
phương cũng được tự quyết.
TDec =
Chính quyền địa phương. Nguồn thu thuế của họ
Tổng hợp chung. Toàn bộ nguồn thu thuế
2. Mất cân bằng theo chiều dọc (VI) là chỉ tiêu được đo bằng các khỏan chuyển giao

liên chính phủ như một phần chi tiêu của địa phương
1
. Lưu ý rằng hệ số tương quan
của hai chỉ số phân cấp là không có ý nghĩa, do đó, chúng tôi có thể gộp chung với
nhau trong phương trình ước lượng. Cùng ý tưởng với Jin và Zou (2002), chúng tôi
chọn không giới thiệu các các chỉ số phân cấp thuế và phân cấp chi tiêu cùng lúc vì
các chỉ số phân cấp chi tiêu (tỷ lệ chi tiêu công của địa phương/tổng chi tiêu công) có
sự tương quan cao với các chỉ số phân cấp khác.
3.2.3 Biến kiểm soát
Mô hình sử dụng một số biến kiểm soát nhằm phản ánh sự tác động khác nhau của nhân
tố kinh tế và nhóm biến nhân khẩu học trong vector X. Theo nghiên cứu thực nghiệm,
chúng tôi sử dụng một số biến giải thích có thể ảnh hưởng đến cầu chi tiêu công:
- Đầu tiên là GDP bình quân đầu người (GDPCAP). Biến tài nguyên kinh tế này có
thể được sử dụng như một thước đo của thu nhập địa phương.
- Nguồn dữ liệu thứ hai bao gồm biến nhân khẩu xã hội, ví dụ như tỷ lệ thất nghiệp
(UNEMP), mật độ dân số (DENS) và tỷ lệ người trên 65 tuổi/tổng dân số (PP65).
Các biến này có thể được xem xét như các chỉ số của nhu cầu chi tiêu và có thể biểu thị
một dấu hiệu tích cực. Biến PP65 được thiết kế đế nắm bắt nhu cầu chính trị cho các dịch
vụ xã hội bởi những người già trong xã hội. Phân khúc dân số này cấu thành một nhóm
lợi ích với quyền lực chính trị ngày càng tăng và PP65 được kỳ vọng sẽ có mối tương
quan tích cực với quy mô của chính phủ.
Tiếp bước Persson et al. (2005), chúng tôi đã cố gắng sử dụng một số biến chính trị như
biến kiểm soát (định hướng chính trị, hệ thống đa nguyên, đảng phái). Không có biến
chính trị nào có ý nghĩa. Do đó, chúng tôi quyết định không sử dụng chúng trong cơ sở
hồi quy để hạn chế số lượng các công cụ phân tích.
Mức độ mở cửa nền kinh tế (OPEN) có thể ảnh hưởng đến quy mô chính phủ. Tỷ lệ GDP
từ thương mại nước ngoài càng cao thì thu nhập trong nước càng bất ổn và không chắc
chắn, và điều này cho thấy càng bất ổn thì càng làm giảm độ tín nhiệm của cộng đồng
vào chính phủ, điều mà có tác động làm tăng quy mô của chính phủ (Rodrik 1998). Từ
quan điểm lựa chọn hệ thống công cộng truyền thống, việc mở cửa với nước ngoài gây

nên sự cạnh tranh và gia tăng áp lực cho khả năng điều hành của chính phủ đối với thuế


có liên quan đến các nước láng giềng (Ferris and West 1996). Điều này làm giảm hơn là
tăng tốc độ mở rộng của chính phủ.
Chúng tôi sử dụng 1 biến cho một bộ phận lao động tự do (SELF). Dường như việc che
giấu thu nhập của bộ phận lao động này sẽ dễ dàng hơn (Kau and Rubin 1981), phần lớn
những người lao động tự do kỳ vọng sẽ gia tăng trốn thuế và điều này sẽ làm ảnh hưởng
tiêu cực đến kích thước chính phủ (Backhaus and Wagner 2004).
Cuối cùng, để giải thích cho các yếu tố phổ biến ở hầu hết các nước, chúng tôi sử dụng
biến giả thời gian. Tuy nhiên, biến giả thời gian không thể hiện được sự biến động cùng
với chi tiêu công trung bình không trọng số của những quốc gia cạnh tranh (XemVí dụ
the demonstration của Devereux et al. (2008, trang 1224). Do đó, chúng tôi sử dụng xu
hướng thời gian bậc 2. Khi có ý nghĩa, các hộ số ước lượng trong biến này sẽ cho thấy
một xu hướng phi tuyến tính trong các dữ liệu theo thời gian.
4. Tác động của phân cấp lên chi tiêu công.
Tác giả điều tra mối quan hệ giữa phân cấp tài chính và ba quy mô chính phủ khác nhau
(tổng hợp, địa phương và quốc gia). Tác giả ước lượng (1) có tác động đến sự giải thích
có tính đến độ trễ của các biến phụ thuộc (β#0) và sự tương quan của độ trễ các biến phụ
thuộc trong ước lượng chi tiêu công tổng thể và chi tiêu công quốc gia (α#0). Cột 1-6
trong Bảng 2 kết quả ước lượng của mô hình hiện đại này cho mỗi cấp độ chi tiêu của
chính phủ (tổng hợp, địa phương và quốc gia). Tác giả ước lượng GMM mở rộng như
kiến nghị của Blundell and Bond (1998). Xác suất cao như cung cấp của kiểm định
Sargan and Arellano- Bond không khớp với các câu hỏi về hiệu lực của các kết quả của
bất kỳ hàm hồi quy nào. Đối với chi tiêu công địa phương (nghĩa là ngoại trừ các biến
phụ thuộc) như tác giả có một mẫu nhỏ, Kiviet khuyến cáo sử dụng phương pháp
LSDVC.
Đầu tiên, Bảng 2 cho thấy độ trễ biến nội sinh (GOVSIZE
it−1
) luôn có ý nghĩa và dương

trong tất cả các phân tích kỹ thuật. Kết quả này khẳng định tính phù hợp của kỹ thuật tự
hồi quy trong (1) và giả thuyết chi tiêu của chính phủ dường như thay đổi rất chậm theo
thời gian. Tác giả cũng tìm thấy một hệ số dương và có ý nghĩa gắn liền với chi tiêu công
bình quân của các quốc gia cạnh tranh, sử dụng 2 phương pháp trọng số. Sự tồn tại của
mối quan hệ chi tiêu đối ứng là phù hợp với kết quả tổng hợp chi tiêu công có được bởi
Redoano (2007) dựa trên bộ dữ liệu của EU15 (có thêm Thụy Sĩ và Na uy) trong giai
đoạn 1970-1999. Có một sự giải thích cho mối quan hệ chi tiêu đối ứng này là có thể tồn
tại xu hướng lý trí chung về điều hành chi tiêu công trong cùng một bối cảnh. Một cách
khác là dựa trên tiêu chuẩn cạnh tranh giữa các chính phủ. Chính phủ thường tính đến lựa
chọn chi tiêu của các nước láng giềng, những lựa chọn được các cử tri của họ biết đến
nhiều nhất và dễ dàng so sánh với các lựa chọn chi tiêu của họ. Lời giải thích thứ ba
được đề xuất bởi Feld et al. (2003): một đất nước không cạnh tranh trực tiếp về chi tiêu
công nhưng sự cạnh tranh về thuế suất có tác động lên nguồn thu từ thuế và từ đó ảnh
hưởng đến chi tiêu công.
Kết quả quan trọng nhất trong bảng 2 là tham số ước lượng cho chỉ số hai phân cấp quản
lý của tác giả. Như kỳ vọng, phân cấp quản lý thu ngân sách dường như làm tăng quy mô
của địa phương và làm giảm quy mô của quốc gia. Tuy nhiên, quy mô tổng hợp lại không
thu nhỏ: kết quả này khuyến cáo rằng phân cấp quản lý thu ngân sách làm tăng quy mô
của địa phương với cấp độ cao hơn làm giảm quy mô của quốc gia.
Bảng 2

Trong () là tỷ số kiểm định t.
*
có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 10%,
**
có ý nghĩa
thống kê với độ tin cậy 5%,
** *
có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 1%. Mỗi biến ngoại
sinh (GOVSIZE

i;t−1
; WGOVSIZE
i;t
; UNEMP
i;t
; GDPCAP
i;t
) tạo lập bởi độ trễ thứ 2 của
chúng, biến ngoại sinh WPP65 và WGDPCAP.

Tác giả tìm thấy hệ số dương và có ý nghĩa cho chỉ số phân cấp dựa trên ngân sách Chính
phủ (VI) trong quy mô hồi quy của chính quyền địa phương và chính phủ. Điều này có
thể giải thích bởi sự tồn tại của a hiệu ứng giấy tờ (fly-paper effect) ở cấp chính quyền
địa phương. Địa phương sử dụng các khoản nhận chuyển giao dễ dàng hơn là sử dụng các
khoản thu từ thuế địa phương. Theo đề xuất của Jin và Zou (2002), Stein (1999), phân
cấp tài trợ từ nguồn thu chung như nguồn tài trợ hoặc một phần khoản thu được kiểm soát
bởi trung ương, có thể làm trầm trọng thêm vấn đề chung. Việc không có sự kết nối giữa
người thụ hưởng các dịch vụ công cộng với những người trả tiền sẽ làm gia tăng quy mô
chính quyền địa phương. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với kết quả của Oates (1985),
Grossman (1989), Edhaie (1994), Stein (1999) và Jin và Zou (2002). Sự mở rộng của khu
vực công tại đại phương từ những khoản nhận chuyển giao từ Trung Ương sẽ làm làm
cho chính phủ phát triển tương ứng (Jin và Zou 2002). Từ đó, tỷ trọng chi tiêu công tại
đại phương càng lớn, quy mô chính phủ càng lớn: sự mất cân bằng theo chiều dọc dương
có liên quan đến quy mô của chính phủ.
Về nhóm biến kiểm soát, hệ số hồi quy của địa phương là một ngoại lệ với dấu hiệu kỳ
vọng dương, GDP bình quân đầu người không có ý nghĩa. Như kỳ vọng, tỷ trọng những
người có độ tuổi trên 65 lớn hơn ở mỗi cấp chính phủ cao hơn, điều này cho thấy nhóm
người ở độ tuổi này có quyền lực chính trị để yêu cầu một số phân bổ chi tiêu cụ thể. Tỷ
lệ thất nghiệp càng cao cũng dẫn đến quy mô chính phủ lớn hơn. Các thông số có liên
quan đến mật độ dân số có ý nghĩa và âm hàm ý sự tồn tại của một nền kinh tế có sự cung

cấp của hàng hóa công. Thêm vào đó, tác giả nhận thấy, khi hệ số SELF có ý nghĩa, nó có
tác động trái chiều lên quy mô của chính phủ. Một đất nước có tỷ lệ lao động tự do càng
cao thì thường có khả năng bị trốn thuế và do đó có mức chi tiêu công thấp hơn. Tác giả
cũng tìm thấy dấu hiệu âm của OPEN, cho thấy sự mở cửa cạnh tranh với nước ngoài và
sự gia tăng những hạn chế về khả năng áp thuế của chính phủ có mối liên hệ với các nước
láng giềng của họ (Ferris and West 1996). Cuối cùng, chỉ có mô hình quốc gia có một xu
hướng quan trọng bậc hai được phát hiện, chỉ ra rằng chi tiêu công quốc gia giảm trong
thời gian của tác giả nghiên cứu nhưng sau đó chững lại.
Theo lời khuyên của một trọng tài, tác giả sử dụng một biện pháp của chính phủ rộng, ví
dụ như, chỉ số tự do kinh tế Fraser. Quy mô chính phủ theo nghĩa rộng bao gồm thuế /chi
tiêu và cả luật lệ, và chính sách thương mại và tiền tệ bóp méo, hầu hết trong số đó không
được phản ánh trong ngân sách tài chính cho bất kỳ mức độ nào. Chỉ số tự do kinh tế thế
giới đo lường mức độ mà các chính sách và tổ chức của các quốc gia ủng hộ tự do kinh
tế. Những 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 tư nhân. Bốn mươi hai biến được sử dụng để xây dựng
một chỉ số tóm tắt và để đo lường mức độ tự do kinh tế trong năm lĩnh vực chính: (1) quy
mô của chính phủ
2
; (2) cơ cấu pháp lý và an ninh của quyền sở hữu; (3) tác động nguồn

2
Bốn thành phần trong quy mô của chính phủ cho thấy mức độ mà các nước dựa vào tiến trình chính trị
để phân bổ nguồn lực, hàng hóa và dịch vụ. Tiêu dùng của chính phủ như một phần của tổng tiêu thụ, và
chuyển các khoản chuyển giao và 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 tư nhân hơn là các doanh nghiệp nhà nước sản
xuất hàng hóa và dịch vụ. Thành phần thứ tư được dựa trên cả các tỷ lệ trên biên thuế thu nhập và cả thu
tiền; (4) tự do thương mại quốc tế; và (5) quy định về tín dụng, lao động và kinh doanh
(Gwartney và Lawson 2008). Chính xác hơn, các nước có tỷ trọng chi tiêu thấp cho chính
phủ trong tổng số chi tiêu chính phủ, khu vực doanh nghiệp nhà nước nhỏ hơn, và thuế
suất cận biên thấp hơn được xếp hạng cao nhất trong khu vực này. Chỉ số này có sẵn cho

các năm 1970, 1975, 1980, 1985, 1990, 1995, và từ năm 2000 đến 2006
3
. Tác giả trình
bày các kết quả ước lượng trong cột 7 và 8.
Như các ước lượng 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 dương nhưng không có ý nghĩa liên quan
đến chỉ số tự do kinh tế bình quân gia quyền của các nước láng giềng (sử dụng cả hai
phương pháp trọng số). 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 này của chính phủ rộng lớn hơn
mang lại kết quả tương tự đối với các tác động của phân cấp quản lý thuế. Tác giả thấy
rằng phân cấp thuế có tác động dương 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 có ý nghĩa.

5.

Động lực ngắn hạn và dài hạn

Chúng tôi kiểm tra động lực ngắn hạn và dài hạncủa mối quan hệ giữa địa phương phân
quyền hóa và kích thước của khu vực công sử dụng một khái quát một bước ECM9 ước
tính sử dụng ước lượng LSDVC. Trước tiên chúng ta cần phải kiểm tra biếnstationarity
của chúng tôi. Sau đó, nếu các biến được tích hợp vào thứ tự của tôi (1), chúng tôi tiến
hành Pedroni bảng điều khiển kiểm tra cùng hội nhập để kiểm tra trạng thái cân bằng dài
hạn giữa các biến số của chúng tôi.

5.1 Kết quả sơ bộ: đơn vị gốc bảng điều khiển và cùng hội nhập

Đầu tiên chúng tôi thực hiện các bài kiểm tra đơn vị gốc bảng điều khiển của Im-Shin-
Pesaran cho mỗi biến để kiểm tra stationarity của họ. Nếu các biến được tích hợp vào thứ
tự của tôi (1), chúng tôi tiến hành Pedroni bảng điều khiển kiểm tra cùng hội nhập để

nhập cận biên trên và mức thuế suất thuế áp dụng và ngưỡng thu nhập mà thuế suất này áp dụng
(Gwartney và Lawson 2008).

3

The missing observations are subjected to spline transformations.

xem liệu có là một trạng thái cân bằng dài hạn giữa các biến của chúng tôi (xem Pedroni
năm 1996, 1999, 2000, 2004). Từ các thử nghiệm Im-Shin-Pesaran, tất cả các biến là sự
khác biệt văn phòng phẩm từ giả thuyết gốc đơn vị bị từ chối cho tất cả các biến khác.
Trong khi các biến cho chi tiêu công và phân cấp quản lý là không cố định, các biến kiểm
soát và chỉ số Fraser là văn phòng phẩm ở mức độ và trong sự khác biệt. Kết quả là, phân
cấp hóa và biến chi phí này được tích hợp trong thứ tự của tôi (1) trong khi các biến kiểm
soát và chỉ số Fraser được tích hợp bởi tôi (0).


Chúng tôi tiến hành kiểm tra cùng hội nhập bảng Pedroni cho mỗi cặp tôi (1) biến. Sau
khi áp dụng các thử nghiệm cùng hội nhập, chúng ta không thể chấp nhận giả thuyết của
không cùng hội nhập giữa phân cấp và chi tiêu công. Bước tiếp theo là để ước lượng mối
quan hệ lâu dài với FMOLS. Bảng 3 trình bày các nhóm bảng ước tính biến đổi hoàn toàn
về mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa phân cấp và quy mô của khu vực công trong giai
đoạn 1972-2004. Bảng điều khiển biến đổi hoàn toàn ước lượng trung bình nhóm được
cho có và không có biến giả thời gian. Các biến giả thời gian mới có trong hồi quy để
nhận bất kỳ rối loạn thường ảnh hưởng đến các thành viên Ban hội thẩm. Chúng tôi chỉ
thảo luận kết quả với biến giả thời gian, có nghĩa là những cú sốc thường gặp của các
nước được đưa vào tài khoản.
Tính đàn hồi của chi tiêu công cộng địa phương liên quan đến quyền tự chủ thuế (TDEC)
cho thấy dấu hiệu tích cực xuất ngờ và có ý nghĩa lớn. Hơn nữa, kết quả là rõ ràng cho
chi tiêu công trung ương và tổng hợp. Về lâu dài, tự chủ thuế giảm chi tiêu trung tâm và

nó làm tăng chi tiêu công địa phương và đến một mức độ lớn hơn. Kết quả là, có sự gia
tăngtrongchi tiêu côngtổng hợp
Khi xem xét cácnhómtrung bìnhước lượng,độ co giãn củađịa phương, quốc giavà tổng
hợpchi tiêu côngliên quan đếnsự mất cân bằngtheo chiều dọc(VI)có ý nghĩavà tích
cực.Tuy nhiên, có sự khác biệt lớn về độ co giãncủa mỗi quốc gia ở mọi cấp độ.
5.2 Ảnh hưởng ngắn hạn và dài hạn của sự phân quyền


EMC dựa trên giả định rằng qua thời gian nền kinh tế có thể tự điều chỉnh những xáo trộn
của nó.Chúng tôi bắt đầu mô hình tự hồi quy phân phối độ trễ sau đây:
GOVSIZE
i;t
= ø
1
GOVSIZE
i;t-1
+ ø
1
GOVSIZE
i;t-2
+ α
0
DEC
i;t
+α
1
DEC
i;t-1
+ α
2

DEC
i;t-2

+ β
0
X
i; t-1
+ β
1
X
i; t-1
+ψ
1
+ υ
i;t
Với υ
i;t
= ε
i
+ u
i;t
và i= 1… ,N, t=1,…., T (2)
Trong đó i là phần vượt đơn vị; t là chu kỳ thời gian; GOVSIZE là phép đo lường của
chúng tôivề độ lớn khu vực công (ví dụ: chi tiêu cho công cộng, chi tiêu công trọng tâm
và chi tiêu công địa phương); DEC là biến phân quyền (TDEC hoặc VI); X là vec tơ của
biến kiểm soát;ψ là hiệu ứng riêng biệt về thời gian,để làm nổi bật lên cú sốc tổng thể, cái
mà xuất hiện trong bất cứ năm nào. Giả định hiệu ứng là cố định, phần vượt của kỳ hạn
phương sai υ
i,t
bao hàm 2 hiệu ứng sau: hằng số theo thời gian ko được chú ý, hiệu ứng

quốc gia ε
i
vàkỳ hạn của phương sai ngẫu nhiên u
i,t
biến đổi theo thời gian và làm biến
đổi phần vượt.
Đặt tính kỹ thuật của mô hình tự hồi quy phân phối độ trễ sẽ thích hợp nếu mối tương
quan ngắn hạn giữa sự phân quyền và sự to lớn của chính quyền chỉ là vì quyền lợi. Tuy
nhiên, mô hình này không thể chỉ ra sự khác biệt tác động trong ngắn hạn và tác động
trong dài hạn. Chúng tôi gộp sự khác biệt này vào mô hình của chúng tôi bằng cách sử
dụng đặc tính kỹ thuật của phương sai hiệu chỉnh củamô hình ô động lực. Đặc tính này là
1 sự biến đổi tuyến tính của các biến trong phương trình (2), phương trình này cung cấp
một sự liên kết trực tiếp giữa các tác động ngắn hạn và các tác động dài hạn (Banerjee
1993, 1998)


ΔGOVSIZE
i;t-1
= (ø
1
– 1)ΔGOVSIZE
i;t-1
+ α
0
ΔDEC
i;t
+ (α
0
+ α
1

)ΔDEC
i;t-1

+ η(GOVSIZE
i;t-2
- DEC
i;t-2
) + θDEC
i;t-2

+ β
0
ΔX
i;t
+ (β
0
+ β
1
)X
i;t-1
+ ψ
1
+ υ
i;t
Với θ = α
0
+ α
1
+α
2

+ ø
1
+ ø
2
– 1 và η =ø
1
+ ø
2
– 1 (3)
Tổng số sự phân quyền đồng thời và trễ 1 giai đoạn làm nổi bật lên các “động lực” ngắn
hạn trong khi kỳ hạn của phương sai hiệu chỉnh(GOVSIZE
i, t-2
– DEC
i, t-2
) và độ trễ của
biến phân cấp cung cấp 1 bộ khung để kiểm định mối quan hệ dài hạn. Chúng tôi bao
hàm cả sự biến động và độ trễ của biến độc lập X. Các biến độ trễ tượng trưng cho tác
động dài hạn bởi vì sự biến động của biến này giải thích cho tác động ngắn hạn của các
biến này đối với chi tiêu công.Hệ số về kỳ hạn phương sai hiệu chỉnhη đưa ra 1 tỷ lệ điều
chỉnh mà tại đó khoảng cách giữa sự phân quyền và độ lớn của khu vực công nhỏ lại.
Nếu η âm đáng kể, thì mô hình là một ECM và mối tương quan giữa sự phân quyền và độ
lớn của khu vực công sẽ tồn tại trong dài hạn. Sự định rõ phương sai hiệu chỉnh này cho
phép tính toán trực tiếp mối tương quan giữa sự phân quyền và độ lớn của khu vực công (
1 – (θ/η)): Độ co giãn dài hạn này được tính bằng cách lấy 1 trừ (-) tỷ lệ giữa hệ số của
hiệu ứng quy mô và hệ số của kỳ hạn phương sai hiệu chỉnh (giá trị độ trễ của biến phân
quyền). Ước lượng này được thực hiện thông qua sự chỉnh sữa LSDVC (Kiviet 1995).
Bảng 4 chỉ ra rằng hệ số phương sai hiệu chỉnh thì có ý nghĩa thống kê, và âm trong tất cả
các kết quả hồi quy. Do đó, kết quả này chỉ ra rằng tồn tại 1 mối tương quan vững chắc
giữa sự phân quyền và độ lớn của khu vực công. Hơn nữa, ý nghĩa thống kê của kỳ hạn
phương sai hiệu chỉnh có ý nghĩa là nếu trạng thái cân bằng trong dài hạn bị lệch thì sự

điều chỉnh ngắn hạn sẽ tạo nên 1 biến phụ thuộc để tái thiết lập lại trạng thái cân bằng
trong dài hạn.
Chúng tôi nhận thấy độ lớn của các hệ số thì tương đồng với nhau đối với mỗi mức độ tác
động của chính phủ: mức độ điều đỉnh đối với sự mất cân bằng trong mối quan hệ dài hạn
giữa việc kiểm soát thuế và chi tiêu côngthuần nhấtthì giống hệt nhau. Mô hình nhanh
chóng tiến lại trạng thái cân bằng với sai số khoảng 12% đã được hiệu chỉnh trong mỗi
thời kỳ. Việc tính toán các hệ số dài hạn chỉ ra rằng sự kiểm soát thuế lớn hơn sẽ làm gia
tăng chi tiêu công địa phương trong dài hạn. Một lần nữa, chúng tôi thấy rằng sự gia tăng
này không thể được bù đắp hoàn toàn bởi sự sụt giảm trong chi tiêu quốc gia, dẫn đến sự
gia tăng trong dài hạn của toàn bộ chi tiêu công.
Tiếp theo, chúng tôi chú ý kết quả của sự mất cân bằng theo chiều dọc. Bảng 4 chỉ ra
rằng hệ số phương sai hiệu chỉnh có ý nghĩa thống kê, lớn hơn 0 (dương) trong tất cả các
phương trình hồi quy và độ lớn của các hệ số thì rõ ràng giống nhau: giữa 12% và 14%
sai số đã được điều chỉnh trong mỗi thời kỳ. Sự mất cân bằng theo chiều dọc có xu hướng
làm gia tăng tác động của chính phủ ở địa phương và cả quốc gia trong dài hạn, trong khi
không có sự tác động nào trong ngắn hạn.
Kết quả trên cũng tương tự đối với các biến kiểm soát. Một sự gia tăng GDP bình quân
đầu người không có tác động đáng kể lên độ lớn của khu vực công. Kết quả cho thấy một
hệ số dương đáng kể của sự thay đổi tỷ lệ thất nghiệp đối với chi tiêu công trọng yếu.
Nhưng hệ số của sự thay đổi tỷ lệ thất nghiệp không ảnh hưởng đến chi tiêu công của địa
phương.Cuối cùng, tỷ lệ người cao tuổi trong dân số tăng dẫn tới sự tăng nhẹ trong mỗi
hình thức chi tiêu công trong khi mật độ dân số không có tác động đáng kể đối với mức
độ chi tiêu của chính phủ.


6. Kết luận

Mục đích của chúng tôi là để đóng góp vào cuộc tranh luận về tác động của phân cấp tài
khóa trên quy mô chi tiêu của chính phủ, trong bối cảnh của Châu Âu, trong sự hiểu biết
của một số tổ chức siêu quốc gia cho rằng các nước theo chế độ tập trung cố hữu như các

lãnh thổ và các quốc gia Đông Âu nên chuyển sang phân quyền lớn hơn.
Chúng tôi phân tích thực nghiệm liệu rằng sự phân cấp tài khóa có ảnh hưởng đến quy
mô chi tiêu chính phủ hay không, áp dụng mô hìnhbảng điều khiểnnăng độngkhông gian
và dữ liệu 15 nước châu âu. Chúng tôi tìm thấy đầu tiên là chi tiêu chính phủ thay đổi rất
chậm theo thời gian và có vài sự tương tác trong chi tiêu công trong số 15 quốc gia ở
châu âu. Sự mất cân bằngtheo chiều dọccó xu hướng tăngquy mô của cácchính quyền địa
phương, quốc gia và tổng hợp.
Do đó, kết quả của chúng tôi là phù hợp với những gì được đưa ra bởi Edhaie (1994),
Ebel và Yilmaz (2002) và Jin và Zou (2002). Tuy nhiên, chúng tôi cho thấy rằng phân
cấp thu thuế giảm quy mô chính phủ trong khi nó tăng quy mô chính quyền địa phương
và đến một mức độ lớn hơn, do đó dẫn đến một quy mô chính phủ lớn hơn. Như vậy,
tăng mức độ độc lập thu thuế ở địa phương có thể đưa ra kết quả bất ngờ của sự tăng
trong quy mô toàn thể chính phủ. Trongnghiên cứutương lai, chúng ta cần phảixác định
xembản chất củacác loại thuếdành chochính quyền địa phươngđóng vai trònhư thế nào
trongquá trình này.