Bài dich những hiệu quả kinh tế vĩ mô từ chi tiêu chính phủ và thuế

LỊCH SỬ TIÊU DÙNG CHÍNH PHỦ MỸ: QUỐC PHÒNG VÀ PHI QUỐC PHÒNG Hình 1 cho thấy những thay đổi hàng năm từ 1914 về chi tiêu quốc phòng thực vàchi tiêu phi quốc phòng thực bình quân người Ch

NHỮNG HIỆU QUẢ KINH TẾ VĨ MÔ

TỪ CHI TIÊU CHÍNH PHỦ VÀ THUẾ ()

ROBERT J.BARRO VÀ CHARLES J.REDLICK

MỤC LỤC

Nghiên cứu này được hỗ trợ bởi một khoản trợ cấp từ Quỹ Khoa học Quốc gia Chúng tôiđặc biệt đánh giá cao sự giúp đỡ từ Jon Bakija và Dan Feenberg với dữ liệu thuế suất biên Chúngtôi cũng đánh giá cao sự hỗ trợ nghiên cứu từ Andrew Okuyiga và những nhận xét MariosAngeletos, Michael Greenstone, Greg Mankiw, Casey Mulligan, Jim Poterba, Valerie Ramey,David Romer, RobertShimer, Jose Ursua, và các đại biểu ở những hội thảo của Đại học Harvard,Đại học Chicago, MIT, Ngân hàng Dự trữ Liên bang New York, và Viện Doanh nghiệp Mỹ

© Nhiều tác giả, 2011 Được xuất bản bởi Oxford University Press, đại diện cho Hiệu trưởng

và Nghiên cứu sinh của Đại học Harvard Bản quyền hợp pháp Để tham khảo, xin vui lòng liên

hệ email: journals.permissions@oup.com

Tạp chí Kinh tế hàng quý (năm 2011) số 126, 51-102 doi: 10.1093/qje/qjq002

Căn cứ dữ liệu năm của Hoa Kỳ trong chiến tranh thế giới II, thì số nhân ngắn hạncủa chi tiêu quốc phòng được ước tính là 0,4-0,5 và trong hai năm sau là 0,6-0,7 Nếu sựthay đổi trong chi tiêu quốc phòng là "cố định" (được đo bởi biến thông tin quốc phòngcủa Ramey) thì số nhân cao hơn từ 0,1-0,2 Vì các số nhân nhỏ hơn 1, nên tăng chi tiêu sẽlấn át các thành phần khác của GDP, đặc biệt là đầu tư Việc thiếu các công cụ tốt phòngngừa ước lượng những số nhân đáng tin cậy từ chi tiêu ngoài quốc phòng; số nhân củacác tài liệu cho rằng tác động từ GDP lên chi tiêu ngoài chính phủ là mối quan hệ nhânquả ngược chiều Việc tăng mức thuế suất thu nhập biên trung bình (được đo bởi chuỗithời gian vừa được dựng) có tác động tiêu cực đáng kể vào GDP Khi được giải thíchgiống như là số nhân thuế, độ lớn là khoảng 1,1 Sự kết hợp của chi tiêu ước tính và sốnhân thuế ám chỉ rằng số nhân cân bằng ngân sách của chi tiêu quốc phòng là không chấpnhận Tác giả có một số bằng chứng cho thấy thay đổi thuế ảnh hưởng đến GDP chủ yếuthông qua tác động thay thế, hơn là các tác động tài sản Mã JEL: E2, E6, H2, H3, H5.

I GIỚI THIỆU

Sự suy thoái kinh tế và khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008-2009 đã tập trung

sự quan tâm vào các gói kích thích tài chính Những gói kích thích tài chính này thườngnhấn mạnh tăng chi tiêu chính phủ, dựa trên quan điểm cho rằng số nhân tiêu dùng lớnhơn 1 Thông thường, các gói này cũng bao gồm giảm thuế, một phần nhằm tăng thunhập khả dụng và tiêu dùng khả dụng (thông qua tác động tài sản) và một phần để kíchthích động lực làm việc, sản xuất và đầu tư bằng cách hạ thấp thuế suất thuế thu nhậpbiên (thông qua hiệu ứng thay thế)

Các bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng của GDP thực và các thành phần kinh tếkhác tới những thay đổi trong chi tiêu chính phủ và thuế là thấp Đặc biệt khó khăn trongcác lý thuyết đang tồn tại là cơ sở để đánh giá tác động riêng lẽ của thay đổi trong tiêudùng chính phủ và doanh thu thuế lên hoạt động kinh tế

Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu kinh tế vĩ mô trong dài hạn của Mỹ để góp vàobằng chứng đang tồn tại theo nhiều góc nhìn Số nhân chi tiêu được xác định chủ yếu từ

sự thay đổi của chi tiêu quốc phòng, đặc biệt là những thay đổi liên quan đến sự tăng dần

và hậu quả của chiến tranh Biến thông tin quốc phòng được Ramey (2009) xây dựng chophép chúng ta nhận ra thay đổi cố định (thường xuyên, dài hạn) của chi tiêu quốc phòngtrong ngắn hạn Tác động từ thuế được ước tính chủ yếu dựa vào thay đổi của tỷ lệ thuếthu nhập biên trung bình liên bang và thuế thu nhập của tiểu bang và thuế bảo hiểm xã

hội trong chuỗi thời gian được dựng lên Những phần của phân tích phân biệt tác động thay thế ảnh hưởng đến những thay đổi của thuế suất biên với tác động tài sản ảnh hưởng

tới những thay đổi trong doanh thu thuế

Phần II thảo luận về tiêu dùng chính phủ của Mỹ kể từ năm 1914, với áp lực từ hành

vi khác nhau của chi tiêu quốc phòng và phi quốc phòng Sự dao động của biến chi tiêuquốc phòng thì đặc biệt mạnh mẽ trong trong chiến tranh thế giới II, chiên tranh thế giới I

và chiến tranh Triều Tiên Phần III mô tả tỷ lệ thuế thu nhập biên trung bình liên bang vàthuế thu nhập của tiểu bang và thuế bảo hiểm xã hội trong chuỗi thời gian được dựng lên

từ 1913 đến 2006 Phần IV biến thông tin quốc phòng của Ramey’s (2009) Phần V mô tảcách đo Romer và Romer (2008) từ những thay đổi "ngoại sinh" đến doanh thu thuế liênbang Phần VI mô tả khung khái niệm của tác giả về tác động tài sản đến GDP từ nhữngthay đổi trong chi tiêu chính phủ, thuế, và các biến khác Phần VII trình bày kết quả thựcnghiệm của tác giả phân tích chính bao gồm dữ liệu thường niên của năm bắt đầu là

1917, 1930, 1939 hay 1950 và năm kết thúc là 2006 Phần VIII tóm tắt kết quả tìm thấy,

đề xuất hướng cho các nghiên cứu sau, đặc biệt là áp dụng cho các quốc gia khác

II LỊCH SỬ TIÊU DÙNG CHÍNH PHỦ MỸ: QUỐC PHÒNG VÀ PHI QUỐC PHÒNG

Hình 1 cho thấy những thay đổi hàng năm từ 1914 về chi tiêu quốc phòng thực vàchi tiêu phi quốc phòng thực bình quân người (Chi tiêu danh nghĩa chia cho tỷ lệ giảmphát của GDP), được biểu diễn dưới dạng tỷ lệ so với GDP thực bình quân người củanăm liền trước.1 Cơ sở dữ liệu về mua sắm chính phủ là từ Cục phân tích kinh tế (BEA)

từ năm 1929, và trước đó, từ Kendrick (1961).2 Số liệu về chi tiêu quốc phòng áp dụngđối với chính quyền liên bang, trong khi những khoản chi khác phi quốc phòng liên quanđến tất cả các cấp chính quyền Những phân tích chính xem chi tiêu chính phủ là vớihàng hóa và dịch vụ, không phải chi chuyển nhượng hoặc trả lãi Để có một chuỗi thờigian dài, tác giả buộc sử dụng dữ liệu năm, bởi vì chỉ từ năm 1947 mới có số liệu quýđáng tin cậy Hạn chế của số liệu năm là tránh được những vấn đề liên quan về sự điềuchỉnh theo mùa

Đồ thị màu đen trong hình 1 cho thấy sự ưu thế của các biến liên quan đến chiếntranh trong biến chi tiêu quốc phòng Trong Chiến tranh thế giới II, chiếm 10, 6% củaGDP năm 1941, 25,8% năm 1942, 17,2% trong năm 1943, và 3,6% trong năm 1944, tiếptheo là hai giá trị âm lớn, -7,1% trong năm 1945 và -25,8% vào năm 1946 Như vậy, thếchiến thứ 2 cho ta một cơ hội tuyệt vời để ước tính số nhân chi tiêu chính phủ, đó là tácđộng của sự thay đổi chi tiêu chính phủ lên GDP Các yếu tố thuận lợi là:

1 Những tiêu chuẩn của chi tiêu chính phủ thực sử dụng một sự sụt giảm chi tiêu chính phủ mà giả sử sự thay đổi năng suất đầu vào bằng 0 được mua bởi chính phủ Tác giả tiến hành thay thế bằng cách chia chi tiêu chính phủ thực cho giảm phát của GDP, giả sử tác động năng suất cho trước giống như đầu vào được mua công khai vì nó thuộc kinh tế tư nhân

2 Dữ liệu từ năm 1929 - “Tiêu dùng chính phủ và tổng đầu tư” của BEA Nó bao gồm ước lượng sự khấu hao của cổ phần vốn công chúng (một sự đo lường thu nhập từ cho thuê vốn sử hữu công chúng, giả sử một tỷ lệ hoàn vốn thực của vôn này là 0)

• Những thay đổi chủ yếu trong chi tiêu quốc phòng liên quan đến đến thế chiến thứ

2 là yếu tố ngoại sinh đáng tin cậy đối với GDP.(Tác giả bỏ qua mối liên hệ có thể cógiữa điều kiện kinh tế và xác suất chiến tranh )

• Thay đổi trong chi tiêu quốc phòng là rất lớn và dễ thấy những thay đổi âm vàdương

• Không giống như nhiều quốc gia khác được có kinh nghiệm trong sụt giảmnghiêm trọng GDP thực tế trong Thế chiến II (Barro và Ursua 2008, Bảng 7), Mỹ không

có sự thiệt hại lớn về cơ sở vật chất và chỉ thiệt hại về người vừa phải Do đó, lượng cầutác động do chi tiêu quốc phòng nên chiếm ưu thế trong dữ liệu của nước Mỹ

• Do tỷ lệ thất nghiệp năm 1940 vẫn ở mức cao, 9,4%, nhưng sau đó giảm xuốngthấp còn 1,0% trong năm 1944, có thông tin vào độ lớn số nhân chi tiêu quốc phòng phụthuộc vào lượng sụt giảm của nền kinh tế

Chuỗi thời gian Mỹ có hai trường hợp chiến tranh liên quan lớn khác, những thayđổi ngắn hạn trong chi tiêu quốc phòng Trong Thế chiến I, biến chi tiêu quốc phòng (đồthị màu đen trong hình I) bằng 3,5% năm 1917 và 14,9% vào năm 1918, tiếp theo là-7,9% trong năm 1919 và -8,2% Trong năm 1920 Trong chiến tranh Triều Tiên, là 5,6%trong năm 1951, 3,3% vào năm 1952, và 0,5% vào năm 1953, tiếp theo là -2,1% trongnăm 1954 Như trong Thế chiến II, Mỹ không có sự thiệt hại lớn về cơ sở vật chất và chỉgánh chịu thiệt hại về người vừa phải Hơn nữa, những thay đổi trong chi tiêu quốc phòng

là yếu tố ngoại sinh chính đối với GDP

Hình 1 Thay đổi trong chi tiêu Quốc phòng và phi quốc phòng, 1914-2006(thể hiện dưới dạng tỷ lệ so

với GDP của năm trước)

So sánh với 3 cuộc chiến tranh lớn, sau năm 1954 những mốc thời gian đặc trưng cóbiến chi tiêu quôc phòng khiêm tốn hơn.Cácgiá trị lớn nhất -1.2% vào 1966 và 1.1% vào

1967 – trong giai đoạn đầu của cuộc chiến tranh Việt Nam Những giá trị này nhỏ hơnnhiều so với cuộc chiến tranh Triều Tiên, hơn nữa, sau năm 1967, giá trị này trong thờigian chiến tranh việt nam trở nên không đáng kể (0.2% vào 1968 và âm từ 1969-1971).Sau khi cuộc chiến tranh việt nam kết thúc, các giá trị lớn nhất của biến chi tiêu quốcphòng là 0,4-0,5 % từ 1982 đến 1985 trong suốt thời tăng quốc phòng của tổng thốngReagan, và 0,3 - 0,4% từ 2002 đến 2004 trong các cuộc xung đột sau năm 2001 dưới thờiGeorge W.Bush Dường như không chắc rằng có đủ thông tin về các biến chi tiêu quốcphòng sau năm 1954 để có nhận một kết quả chính xác về số nhân chi tiêu quốc phòng

Đồ thị màu xám trong hình I cho thấy sự thay đổi trong chi tiêu phi quốc phòng củachính phủ Lưu ý các giá trị 2,4% trong năm 1934 và 2,5% trong năm 1936, liên quan vớinhững chính sách kinh tế mới (New Deal) Nếu không, mô hình chỉ rõ ràng là chi tiêu phiquốc phòng suy giảm nghiêm trọng trong chiến tranh và sự gia tăng do hậu quả của chiếntranh Ví dụ, biến chi tiêu phi quốc phòng dao động từ -1, 0% đến -1, 2% giữa năm 1940

và năm 1943, từ 0.8 % đến 1, 6% trong năm 1946 đến 1949

Thật khó để lạc quan về việc sử dụng một chuỗi thời gian của kinh tế vĩ mô để côlập số nhân chi tiêu phi quốc phòng Vấn đề đầu tiên là các biến này nhỏ so với biến quốcphòng Quan trọng hơn, những thay đổi trong chi tiêu phi quốc phòng là nội sinh đối vớiGDP Có nghĩa là, sự biến động của nền kinh tế có khả năng tác động lên các cấp chínhquyền, đặc biệt là ở cấp tiểu bang và địa phương, chi tiêu nhiều hơn hoặc ít hơn hàng hóa

và dịch vụ Như Ramey (2011) quan sát, chi tiêu của chính quyền tiểu bang và địaphương phần lớn là chi cho chi tiêu phi quốc phòng (ít nhất là từ năm 1929) Đặc biệt lànhững chi tiêu liên quan đến giáo dục, trật tự công cộng, phục vụ giao thông vận tải thayđổi dựa trên doanh thu thuế của tiểu bang và địa phương mà nó bị tác động bởi nhữngthay đổi trong điều kiện kinh tế chung Mặc dù chiến tranh và hòa bình yếu tố ngoại sinhđáng tin cậy tác động lên chi tiêu quốc phòng, tác giả thì lại thiếu yếu tố ngoại sinh tương

tự tác động lên chi tiêu phi quốc phòng

Một cách tiếp cận phổ biến trong nghiên cứu thực nghiệm, được minh họa bở Fair(2010) và Blanchard và Perotti (2002), là bao gồm chi tiêu chính phủ trong một mô hìnhkinh tế vĩ mô lớn hay hệ thống vector hồi quy (VAR) và sau đó thực hiện việc xác địnhgiả thiết liên quan đến ngoại sinh và thời gian Thông thường, biến chi tiêu chính phủđược giả định thay đổi trước, do đó, những liên đới đồng thời với GDP và tổng hợp cácyếu tố kinh tế vĩ mô khác cũng đang được coi là nguyên nhân ảnh hường từ chi tiêu chínhphủ đến biến vĩ mô Cách tiếp cận này có vẻ thỏa đáng cho hướng chi tiêu quốc phòngnhưng lại gặp vấn đề cho các hình thức chi tiêu khác của chính phủ

III BIẾN ĐỔI THÔNG TIN CHI TIÊU QUỐC PHÒNG CỦA RAMEY

Số liệu được nói đến liên quan đến chi tiêu quốc phòng thực tế (đồ thị trong hình I).Đối với những phân tích vĩ mô của chúng tôi, chúng tôi muốn so sánh chi tiêu hiện tại vớichi tiêu dự tính trong tương lai và từ đó đánh giá mức độ nhận thức về chi tiêu lâu dài.Ví

dụ, trong bước đầu đối với sự tham gia của Mỹ vào chiến tranh thế giới thứ II năm

1930-1940, mọi người đã có thể tin rằng những phí tổn quốc phòng trong tương lai sẽ tăng dầnbởi vì cơ hội tăng cường mà Mỹ sẽ bước vào cuộc chiến.Trái lại, cuối thế chiến, 1944-

1945, mọi người đã có thể nghĩ rằng chiến tranh sẽ kết thúc -thắng lợi đối với nước Mỹ –

và do đó những phí tổn quốc phòng tương lai sẽ giảm đi

Ramey (2009) đã xác định những quốc gia này về chi phí quốc phòng ước tínhtrong tương lai từ 1939 đến 2008.Bà ta đã đo lường những kỳ vọng này bằng cách sửdụng nguồn dữ liệu mới, chủ yếu là từ những bài báo kinh doanh hàng tuần, để tính giátrị khấu trừ hiện tại của những thay đổikỳ vọng trong chi tiêu quốc phòng trong suốt cácquý trong năm.Bà xem xét những kỳ vọng được thay đổi về những phí tổn danh nghĩatrong hầu hết các trường hợp qua ba đến bốn năm tới và bà đã bày tỏ những thay đổi nàynhư những giá trị hiện tại bằng cách sử dụng Quỹ trái phiếu kho bạc Mỹ.Ví dụ, Bà đã

nhận thấy rằng (Ramey 2009) trong suốt quý II năm 1940, chi phí quốc phòng danh nghĩađược hoạch định tăngtừ 3 tỷ USD năm 1941 và gần 10 tỷ USD cho từng năm 1942, 1943

và 1944.Sử dụng mức lãi suất 2 4%, Bà đã tính cho năm 1940 rằng giá trị hiện tại củakhoản chi tiêu danh nghĩa trong tương lai đã thay đổi là 31 6 tỷ USD, chiếm 34% GDPdanh nghĩa của năm 1939

Ramey (2011, bảng II) cung cấp số liệu hàng quý mà chúng tôi đã tổng kết mỗi năm

để xây dựng biến số hàng năm bắt đầu vào năm 1939.Thời kỳ bắt đầu của năm 1939 thìtốt đẹp đối với hầu hết những phân tích của chúng tôi.Quay trở lại xa hơn một chút, đầutiên, chúng ta cho rằng biến đổi thông tin chi tiêu quốc phòng là không từ năm 1921 đếnnăm 1938 (một xấp xỉ hợp lý được cho là sự thiếu vắng của những cuộc chiến tranh Mỹ

và tỷ lệ ổn định hợp lý của chi tiêu quốc phòng đối với GDP trong giai đoạn này).Trongchiến tranh thế giới lần thứ nhất (1914-1920), chúng tôi giả định rằng toàn bộ tiền lãi để

kỳ vọng cho chi tiêu thực tế trùng khớp với tổng tiền lãi cho chi tiêu thực tế, so với giá trịcùng kỳ năm 1913 (đối với số liệu mà chúng ta giả định rằng biến đổi báo cáo dự phòngbằng không).Sau đó, chúng tôi giả định rằng thời gian của báo cáo tương ứng với nhữngcon số được tìm thấy bởi Ramey (2011, bảng II) trong thế chiến thứ II: tăng nhanh trongkhoảng thời gian 1914-1916 tương ứng với 1939-1940, tăng cường chiến tranh trong giaiđoạn 1917-1918 tương ứng 1941-1943 và giảm trong giai đoạn 1919-1920 tương ứng với1944-1946.Kết quả đo lường của báo cáo dự phòng trong thế chiến thứ nhất là một xấp xỉđúng và nó sẽ có giá trị để mở rộng những phân tích của Ramey đối với giai đoạn này Hình 2 cho thấy những ước tính đối với giá trị hiện tại về sự tăng thêm kỳ vọng đốivới chi phí quốc phòng danh nghĩa khi được thể hiện như một tỷ lệ đối với GDP danhnghĩa của năm trước.Thế chiến thứ hai nổi bật: bao gồm giá trị gia tăng mạnh là 0 40 vàonăm 1940, 1 46 vào năm 1941 và 0 75 vào năm 1942 và giảm xuống 0 07 vào năm

1944, 0 19 vào năm 1945.Đỉnh điểm lúc bắt đầu của chiến tranh Hàn Quốc (1 16 năm1950) thì ấn tượng, báo hiệu rằng chúng ta được quan tâm về tiềm năng khởi đầu của thếchiến thứ ba

Hình1 - Biến đổi báo cáo dự phòng, 1913 – 2008

Từ năm 1939 đến 2008, sự biến đổi là bản đối chiếu hàng năm(2011, bảng II) củaRamey về sự đo lường giá trị hiện tại của chi tiêu quốc phòng trong tương lai, thể hiệnnhư là tỷ lệ đối với GDP danh nghĩa của năm trước.Giá trị từ năm 1913 đến năm 1938 lànhững ước tính sơ bộ, mô tả trong phần 3 của tài liệu.Chúng tôi sử dụng biến đổi thôngquốc phòng để đo lường (gt*- gt-1*)/ yt-1 trong phương trình (1)

Những giá trị tột đỉnh của thế chiến thứ nhất thì tăng nhẹ ở mức 0 20 trong giaiđoạn 1917-1918, nhưng sự xây dựng này liên quan đến nhiều giả định

IV CÁC TỶ THUẾ THU NHẬP BIÊN BÌNH QUÂN

Các mức thuế suất thu nhập biên có những tác động thay thế đó là những quyết định

về công việc chống lại tiêu dùng, thời gian tiêu dùng, đầu tư, công suất sử dụng và các

vấn đề khác Vì vậy, chúng tôi kỳ vọng những thay đổi trong các mức thuế suất biên này

ảnh hưởng đến GDP và toàn bộ các biến vĩ mô khác.Để đo những tác động này ở mức độtổng thể, chúng tôi cần những phép đo của mức thuế suất thu nhập biên trung bình

(AMTR) hoặc những tiêu chuẩn của sự phân phối về các mức thuế biên thông qua các tác

nhân kinh tế

Barro và Sahasakul (1983, 1986) đã sử dụng số liệu của ấn phẩm Internal RevenueService (IRS) bao gồm thống kêcủa thu nhập, thuế thu nhập cá nhân từ những năm khácnhau để xây dựng các mức thuế suất biên bình quân từ thuế thu nhập cá nhân liên bang

Mỹ giai đoạn 1916-1983.3Chuối dữ liệu Barro và Sahasakul chúng tôi sử dụng là từngmức thuế suất thu nhập biên cá nhân bằng cách thu nhập ròng được điều chỉnh hoặc bằng

những phép đo thu nhập tương tự có sẵn trước năm 1944.Chuỗi dữ liệu này đưa ra bảng

thống kê của những người không được lưu trữ hồ sơ với số lượng lớn trước thế chiến thứII.Nghiên cứu năm 1986 đã bổ sung mức thuế thu nhập biên từ thuế an ninh xã hội(FICA) lên tiền lương và thu nhập tư nhân (bắt đầu vào năm 1937 với chương trình anninh xã hội quan trọng và năm 1966 với chương trình chăm sóc y tế).Những phân tíchxem xét những khoản thanh toán bởi những người sử dụng lao động, những người laođộng và những người tự kiếm sống và đã đưa ra bảng thống kê của mức thuế biên bằngkhông đối với an ninh xã hội nhưng không tính đối với chương trình chăm sócy tế, trênmức trần thu nhập hàng năm.Những phân tích trước đây và những nghiên cứu hiện tạicủa chúng tôi không cho phép tính đến các phúc lợi cá nhân ở mức biên từ việc “đónggóp” An ninh xã hội

Chúng tôi sử dụng chương trình TAXSIM của Cục nghiên cứu kinh tế quốc gia(NBER), quản lý bởi Dan Feenberg, để cập nhật dữ liệu Barro và Sahasakul.TAXSIMtính đến sự gia tăng phức hợp của thuế thu nhập cá nhân liên bangbởi việc thay đổi mức

thuế tối thiểu, khoản thuế thu nhập phải trả (EITC),thực hiện từng giai đoạn về giảm thuế

và miễn trừ thuế, v v.4TAXSIM chú ý đến sự tính toán của các mức thuế thu nhập biênbình quân ảnh hưởng theo những cách khác nhau -chúng tôi tập trung vào mức bình quânchịu ảnh hưởng bởi các khái niệm về thu nhập mà gần nghĩa với thu nhập lao động như

tiền lương, thu nhập kinh doanh cá thể, thu nhập từ việc góp vốn, thu nhập hợp tác kinh

doanh S.Mặc dù khái niệm này khác với sự đo lường thu nhập gộp điều chỉnh được sửdụng trước đây (cụ thể bằng việc không tính đến hầu hết các hình thức của thu nhập vốn),

5chúng tôi thấy phần tích lũy cộng dồn từ năm 1966 đến năm 1983 mà chuỗi dữ liệu của3Hệ thống thuế thu nhập cá nhân liên bang hiện hành được bổ sung vào năm 1983, theo sự phê chuẩn của lần sửa đổi thứ 16, phát hành chi tiết lần đầu tiên từ phần lớn những ứng dụng IRS đến năm 1916.Chúng tôi sử dụng thông tin IRS tài liệu năm 1916 về cấu trúc tỷ lệ thuế và số lượng hoàn lượng được lưu theo những loại thuế khác nhau trong giai đoạn 1914-1915 để ước tính các mức thuế thu nhập biên trung bình trong năm 1914 và 1915.Đối với năm 1913, chúng tôi căn cứ gần đúng vào cấu trúc tỷ lệ thuế và tổng số thuế đã nộp

4AMTR được xây dựng dựa trên sự xem xét ảnh hưởng của thu nhập đặc biệt theo EITC mà trở thành một chương trình chuyển giao chính.Tuy nhiên việc xây dựng này chưa xem xét đến những tác động ở mức biên theo mức hợp lý đối với các chương trình chuyển giao khác như Medicaid, nhãn hiệu thực phẩm, v v

5 Tỷ lệ thuế biên liên bang Barro – Sahasakul chưa tính đến những khoản thuế có thể khấu trừ của tiểu bang.Tuy nhiên, tỷ lệ thuế biên bình quân từ những khoản thuế thu nhập tiểu bang đến năm 1965 không vượt quá 0 016, tác động này sẽ là thứ yếu.Thêm vào đó, chuỗi thông tin của Barro – Sahasakul xem như

sự loại trừ của những khoản thanh toán an ninh xã hội của người sử dụng lao động từ thu nhập tính thuế như là một sự tính trừ từ tỷ lệ an ninh xã hội, hơn là tỷ lệ biên theo thuế thu nhập liên bang.Tuy nhiên, sự

Barro - Sahasakul và NBER TAXSIM có sự tương quan cao trong điều kiện về mức độ

và sự thay đổi.Đối với AMTR, từ thuế thu nhập cá nhân liên bang, sự tương quan từ năm

1966 đến 1983 là 0 99 ở mỗi mức và 0 87 ở mức khác biệt ban đầu.Đối với thuế an ninh

xã hội, sự tương quan là 0 98 ở mỗi mức và 0 77 ở mức khác biệt ban đầu.Thêm vào đó,lúc khởi đầu của thời kỳ tích lũy cộng dồn trong năm 1966, mức độ của Barro –Sahasakul - 0 217 đối với thuế thu nhập liên bang và 0 028 đối với an ninh xã hội –không quá khác biệt từ những số liệu đối với TAXSIM – 0 212 đối với thuế thu nhập liênbang và 0 022 đối với an ninh xã hội.Vì vậy, chúng tôi rất thuận tiện trong việc sử dụngchuỗi dữ liệu tổng hợp để bao quát trong giai đoạn 1912 – 2006.Dữ liệu tổng hợpáp dụngcho các chỉ số Barro – Sahasakul đến năm 1965 (bảng phụ lục, xác định tại ghi chú số 3,cho giai đoạn 1913-1915) và những giá trị mới từ năm 1966 trở đi

Việc xây dựng mới này thêm vào AMTRs từ những loại thuế thu nhập.6Từ năm

1979 đến 2006, những mẫu hoàn thuế thu nhập được cung cấp bởi IRS đến NBER baogồm những sự đồng nhất tiểu bang cho việc hoàn thuế với thu nhập gộp đượcđiều chỉnhgần 200.000 USD.Do đó, những xấp xỉ như thế đối với việc xác định hoàn thuế thu nhậpcao cho tiểu bang, chúng tôi đã có thể sử dụng TAXSIM để tính AMTR cho những loạithuế thu nhập tiểu bang kể từ năm 1979.Từ năm 1929 đến 1978, chúng tôi sử dụngIncTaxCalc, một chương trình được tạo ra bởi Jon Bakija, để ước tính các mức thế biênđối với những loại thuế thu nhập tiểu bang.Để thực hiện những tính toán này, chúng tôikết hợp thông tin trên những mã số thuế của mỗi tiểu bang (sáp nhập vào IncTaxCalc) vớinhững con số ước tính về sự phân phối mức thu nhập của tiểu bang cho mỗi năm.Nhữngước tính sau đó đã sử dụng dữ liệu BEA dựa trên thu nhập cá nhân của tiểu bang tính trênđầu người 7Những tính toán này ám chỉ rằng, những người ghi thành từng khoản giảmtrừ, một sự gia tăng trong thuế thu nhập tiểu bang sẽ làm giảm trác nhiệm thuế thu nhậpliên bang

Bảng 1, hình III cho thấy chuỗi dữ liệuthời gian của chúng ta từ năm 1912 đến năm

2006 đối với toàn bộ mức thuế thu nhập biên bình quân và ba thành tố của nó: thuế thunhập cá nhân liên bang, FICA, và thuế thu nhập tiểu bang.Vào năm 2006, toàn bộ AMTRkhác biệt này sẽ không khác biệt trong tổng các mức thuế biên từ thuế thu nhập liên bang và an ninh xã hội

6Thuế thu nhập tiểu bang đầu tiên được bổ sung bởi Wisconsin năm 1911, sau đó là Mississippi năm 1912.Số lượng những tiểu bang khác (Oklahoma, Massachusetts, Delaware, Missouri, New York, và North Dakota) đã sớm bổ sung thế thu nhập sau khi thuế thu nhập cá nhân liên bang đã trở nên có hiệu lực vào năm 1913

7Trước năm 1929, chúng tôi không có dữ liệu về thu nhập của tiểu bang.Trong thời gian này, chúng tôi ước tính tỷ lệ thuế biên bình quân từ những loại thuế thu nhập tiểu bang bởi phép nội suy tuyến tính từ mức 0 vào năm 1910 (trước sự bổ sung về thuế thu nhập đầu tiên của Wisconsin năm 1911) đến 0 0009 vào năm 1929.Vì những tỷ lệ thuế biên bình quân từ những loại thuế thu nhập tiểu bang thì cực kỳ thấp trước năm 1929, sự ước chừng này sẽ không có nhiều ảnh hưởng lên kết quả của chúng ta

là 35 3%, phá vỡ mức 21 7% đối với thuế thu nhập liên bang, 9.3% đối với tiền thuế thuđược từ an ninh xã hội (bao gồm những phần của người lao động và người sử dụng laođộng), và 4 3% đối thuế thu nhập tiểu bang.8 Đối với những thay đổi từ năm này quanăm khác, sự biến động trong thuế thu nhập cá nhân liên bang thường chiếm ưu thếnhững biến đổi trong tỷ lệ biên tổng thể.Tuy nhiên sự gia tăng tỷ lệ thuế an ninh xã hộirất quan trọng trong giai đoạn 1971-1991.Chú ý rằng, không giống như chi tiêu chínhphủ, tỷ lệ thuế thu nhập biên đối với mỗi hộ gia đình thật sự là một biến hàng năm, đó là,cùng tỷ lệ áp dụng ở mức biên đối với thu nhập tích lũy ở một tần số thường quý.9

Được cho là sự tập trung vào lương và những hình thức thu nhập có liên quan, tỷ lệthuế thu nhập biên bình quân được xây dựng áp dụng đối với số dư lao động nhàn rỗi.Sựảnh hưởng của những tỷ lệ thuế thu nhập biên cá nhân bằng thu nhập lao động thì thíchhợp cho những phân tích của các biến số vĩ mô như GDP thực, nếu hệ số co giãn củacung lao động tương ứng với tỷ lệ lương sau thuế thì như nhau tại những mức thu nhậplao động khác nhau.Tuy nhiên, những khó khăn có thể phát sinh do việc thay đổi thuế, sựphân bổ cơ bản của thuế suất biên một cách tương quan với sự co giãn sự phân hóa laođộng.Chúng tôi nghĩ rằng, mối quan tâm chính của việc này áp dụng cho việc cắt giảmthuế vào năm 1948, sẽ được thảo luận dưới đây

BẢNG I - DỮ LIỆU TRUNG BÌNH THUẾ THU NHẬP BIÊN

thuế biên

Thuếthu nhập cá nhân của toàn liên

bang

Thuế trích làm An sinh xã hội

Thuế thu nhập của nhà nước

9Tuy nhiên, tính cấp tiết cấu trúc tỷ lệ thuế không được thiết lập ngay đầu năm t Hơn nữa, với cấu trúc đã đưa ra, thông tin về tỷ lệ thuế thu nhập biên của một hộ gia đình trong năm t dần dần đạt tới trong năm khi hộ gia đình biết về thu nhập, sự khấu trừ, v.v

trong ngoặc cho thuế thu nhập của tiểu bang từ 1912-28 là nội suy.Là tổng của 03 lĩnh vực.Vậyxây dựng dữ liệu được liệt kê chi tiết trong phần phụ lực trên trang www economics.harvard.edu/faculty/barro/data sets barro

Nhiều mức tăng AMTR từ thuế thu nhập liên bang trong thời chiến, bao gồm cảchiến tranh thế giới thứ hai (tỉ lệ tăng từ 3, 8% năm 1939 lên đến 25, 7% năm 1945, đãphản ánh đặc biệt việc mở rộng thuế thu nhập đối với hầu hết các hộ gia đình), trong giaiđoạn chiến tranh thế giới thứ nhất (tăng từ 0, 6% năm 1914 lên đến 5, 4% năm 1918),chiến tranh Triều Tiên (tăng từ 17, 5% năm 1949 lên đến 25, 1% năm 1952), và chiếntranh Việt Nam (trong đó "phụ phí" đóng góp vào sự gia tăng tỷ lệ từ 21, 5% năm 1967lên 25, 0% năm 1969) Tỷ số AMTR có xu hướng giảm suốt thời kì hậu chiến tranh, trong

đó có giảm từ 25, 7%năm 1945 xuống còn 17, 5% năm 1949, 5, 4% năm 1918 xuống còn

2, 8% vào năm 1926 và 25, 1% năm 1952 xuống 22, 2% năm 1954 Từ sau chiến tranhViệt Nam thì tỉ lệ này không còn xu hướng giảm

Một thời kì của việc thuế suất thu nhập liên bang tăng lên từ năm 1971 tới năm

1978, với AMTR từ thuế thu nhập liên bang tăng lên từ 22 7% đến 28 4% Sự tăng lênđược phản ánh sự dịch chuyển của các hộ gia đình vào khu vực có khung giá cao hơn dolạm phát cao

Trung bình biên của thuế thu nhập từ năm 1912 – 2996

Đồ thị với dấu gạch ngang lớn là thuế thu nhập cá nhân của liên bang, đồ thị với dấu gạchngang nhỏ là thuế được chi cho thuế an sinh xã hội.và đồ thị liền là thuế thu nhập tiểu bang Đồthị trên cùng là tổng thuế trung suất trung bình Dữ liệu này lấy từ bảng I

Mức tăng lãi suất thuế tương đối nhỏ bao gồm sự gia tăng Clinton từ 21, 7 % năm

1992 lên 23, 0% năm 1994 (và 24, 7 % năm 2000 ) và sự gia tăng ở thời ông George HWBush từ 21, 7 % năm 1990 lên 21, 9% năm 1991 Ông Bush đã vi phạm một cam kết nỗitiếng, "Tôi quyết định: không có thuế mới", điều đáng ngạc nhiên là AMTR tăng chỉ cóhai phần mười của một phần trăm ở năm 1991 Một sự cắt giảm lớn đối với AMTR từthuế thu nhập liên bang xảy ra dưới thời Reagan (25, 9% năm 1986 xuống 21, 8% năm

1988 và 29, 4% năm 1981 xuống 25, 6% năm 1983), thời George W.Bush (24, 7 % năm

2000 xuống 21, 1% năm 2003), Kennedy và Johnson (24, 7% năm 1963 xuống 21, 2%năm 1965), và Nixon (25, 0% năm 1969 xuống 22, 7% năm 1971, điều đó cho thấy sự rađời của tỷ lệ cận biên tối đa là 60 % mức thu nhập )

Việc cắt giảm thuế năm 1948 là sự cắt giảm lớn nhất trong năm của AMTR từ thuếthu nhập liên bang từ năm 1947 là 22 6% đến năm 1948 là 18% Mức cắt giảm lớn này

dẫn đến việc nộp hồ sơ chung của các cặp vợ chồng - cùng thời điểm, nghĩa là đánh thuếthu nhập một cặp vợ chồng cho dù mỗi người (vợ hoặc chồng) là một người duy nhất có

số thu nhập bằng một nửa tổng thu nhập gia đình 10Sự kiện này có thể làm giảm hiệu quảphân tích kinh tế vĩ mô của chúng tôi bởi vì những thay đổi tỉ lệ thuế thu nhập suất biên

sẽ mang tính tiêu cực đối với vợ chồng có thu nhập cao hơn và tích cực đối với vợ chồng

có thu nhập thấp hơn Mặc dù chúng tôi ước tính việc giảm mạnh tỷ lệ thuế thu nhập suấtbiên trung bình khi bị thu nhập lao động kéo xuống, nhưng độ co giản trung bình có thể

di chuyển theo hướng ngược lại Lý do là vợ chồng có thu nhập thấp - thường là phụ nữ

đã lập gia đình - ít tương tác với thị trường lao động và theo xu hướng, cho nên, độ cogiãn cung ứng lao động có dao diện rộng (theo Heckman [1974] và các tài liệu mới nhất

Mặc dù thuế suất thuế an sinh xã hội ít có sự thay đổi tần số cao, nhưng đôi khi lạităng mạnh AMTR từ an sinh xã hội không thay đổi đáng kể so với giá trị ban đầu của nó

là 0, 9% trong khoảng thời gian từ năm 1937 đến giữa những năm 1950 nhưng sau đó đãtăng lên 2, 2% năm 1966 Giai đoạn đáng chú ý nhất của tỉ lệ tăng mức thuế cận biêntrung bình là từ năm 1971, khi nó vẫn còn 2, 2% - đến năm 1991, khi nó đạt đến 10,8%.Kết quả sau đó AMTR vẫn duy trì tính ổn định, mặc dù nó đã giảm từ 10, 2% năm

2004 xuống 9, 3% năm 2006 (do doanh thu an sinh xã hội đat mức cao nhất)

Suất thuế biên từ thuế thu nhập nhà nước đã tăng từ dưới 1% năm 1956 lên đến 4,1% năm 1977 và ổn định kể từ đó Chúng tôi lo lắng về độ chính xác của những chuỗi dữliệu này, đặc biệt là trước năm 1979, vì còn thiếu những thông tin về tình trạng phân phốithu nhập từ các bang Tuy nhiên, sự đóng góp nhỏ từ thuế thu nhập tiểu bang cho AMTRcho thấy sai số đo này sẽ không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả của chúng tôi Những kếtquả mà chúng tôi báo cáo sau đó dựa trên AMTR tổng thể hầu như không thay đổi nếuchúng ta loại bỏ thuế thu nhập nhà nước từ việc tính toán toàn bộ suất thế biên

V Biến thay đổi thuế ngoại sinh Romer- Romer

Romer & Romer (2008, bảng 1) sử dụng một phương pháp tiếp cận gián tiếp, dựatrên những bản báo cáo của Quốc hội và những nguồn khác để ấn định các luật thuế liênbang quan trọng từ năm 1945 đến năm 2007 Biến số quan trọng của họ (cột 1-4) đánh

10 Theo hệ thống trước đây, cư dân của các bang có đủ điều kiện để hưởng lợi từ việc khai thuế chung

giá/đo mỗi sự thay đổi của từng loại thuế qua sức ảnh hưởng và thời gian được xác địnhảnh hưởng trên doanh thu thuế liên bang trong năm đầu tiên thời điểm mà sự thay đổithuế có hiệu lực Trái ngược với mức thuế suất thuế thu nhập cận biên đã được thảo luận,Romer-Romer tập trung vào các hiệu ứng thu nhập liên quan đến doanh thu thuế củachính phủ liên bang, tuy nhiên, trong thực tế, hàng loạt sự thay đổi thuế của họ có mộtmối tương quan tích cực cao với sự thay đổi trong mức thuế suất thuế thu nhập cận biên,

đó là, sự gia tăng tiêu chuẩn đánh giá của họ về tiền thu thuế liên bang đã được dự định(được thể hiện như là một tỉ lệ so với GDP của năm trước đó) thường đi cùng với sự giatăng AMTR, và ngược lại.11 Do đó, Romer-Romer hay biến AMTR đơn sẽ lấy lại sự kếthợp của giá trị tài sản và các tác động thay thế Tuy nhiên, khi chúng ta kết hợp hai biệnpháp đo lường thuế với nhau, chúng ta có thể xem các biến Romer-Romer một cách hợp

lý khi chúng ta tách riêng những yếu tố ảnh hưởng đến giá trị tài sản,12 với biến AMTRchiếm được/miêu tả được sự ảnh hưởng/ kết quả thay thế.13

Bởi vì các biến Romer-Romer liên quan đến thay đổi kế hoạch doanh thu thuế liênbang, đánh giá trong quá trình lập pháp trước đó, các biện pháp tránh nội sinh đương thờicủa doanh thu thuế đối với GDP Do đó, mối quan tâm còn lại chủ yếu về nội sinh liênquan đến chính trị; pháp luật về thuế thường liên quan đến thông tin phản hồi từ sự pháttriển kinh tế trong quá khứ hay tương lai Để đối phó với vấn đề này, Romer và Romerchia mỗi hóa đơn thuế ra (hoặc các phần của hóa đơn) thành bốn phần, phụ thuộc vào cácbằng chứng cho thấy các động lực cơ bản cho sự thay đổi thuế Bốn loại là (Romer &Romer 2008, lý thuyết/ số hư): "đáp ứng sự thay đổi hiện tại hoặc kế hoạch chi tiêu chínhphủ, bù đắp ảnh hưởng khác về hoạt động kinh tế, giảm thâm hụt ngân sách được hưởng,

và cố gắng thúc đẩy sự tăng trưởng dài hạn" Họ phân loại hai phần đầu tiên như nội sinh

và hai phần sau như ngoại sinh, mặc dù cách phân loại này còn nhiều thắc mắc.14Trongmọi trường hợp, chúng ta sử dụng Romer-Romer "ngoại sinh" thay đổi doanh thu thuế đểtạo thành một công cụ cho những thay đổi trong AMTR hoặc những thay đổi trong doanh

11 Một ví dụ đối lập lớn là cắt giảm thuế Reagan năm 1986, trong đó giảm AMTR từ thuế thu nhập cá nhân liên bang 4.2 điểm phần trăm, cho đến 1988 Bởi vì chương trình này được thiết kế để thu trung tính (bằng cách đóng "sơ hở", cùng với việc hạ lãi), biến Romer-Romer cho thấy chỉ có thay đổi về thuế liên bang nhỏ vào năm 1987 và năm 1988.

12 Tương đương Ricardo không nhất thiết có nghĩa rằng những tác động là con số không Một giá trị cao của biến thuế Romer-Romer có thể báo hiệu sự gia tăng tỷ lệ dự kiến chi tiêu chính phủ trong tương lai so với GDP, do đó có thể ngụ ý một hiệu ứng tiêu cực đến giá trị tài sản.

13 Đối với một tỷ lệ nhất định của doanh thu liên bang so với GDP, tăng trong AMTR có thể báo hiệu rằng chính phủ đã thay đổi theo hướng một hệ thống thu thuế kém hiệu quả, do đó tương ứng với tác động tiêu cực đến giá trị tài sản.

14 Phần đầu tiên không thực sự liên quan đến nội sinh của những thay đổi thuế đối với GDP nhưng thay

vì phản ánh mối quan tâm về một tương quan, bỏ qua biến chi tiêu chính phủ- có thể ảnh hưởng GDP Theo thực nghiệm, các trường hợp chính của loại này trong các mẫu liên kết với các biến thể trong chi tiêu quốc phòng Romer-Romer trong và sau chiến tranh, đặc biệt là chiến tranh Triều Tiên.

thu liên bang tổng thể Romer và Romer (2008, Bảng 1, cột 1-4) cung cấp dữ liệu quý,nhưng chúng ta thường chỉ sử dụng những dữ liệu này vào tần số hàng năm Do đó phùhợp với phương pháp của chúng ta cho việc trao đổi/mua bán của chính phủ và thuế suấtthuế thu nhập cận biên trung bình.

VI MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

Các nhà kinh tế đã chắc chắn không giải quyết chỉ dựa trên một mô hình lý thuyết

để đánh giá tác động của kinh tế vĩ mô đến chi tiêu chính phủ và thuế suất Để tạo môhình thực nghiệm đơn giản, tác giả lấy hướng dẫn từ các thiết lập tân cổ điển được mô tảtrong Barro và King (1984) Đặc điểm chính của mô hình này là một tác nhân tiêu biểuvới sự phân chia thời gian nhiều hơn cho tiêu dùng và giải trí, một giả định rằng tiêudùng và giải trí đều là hàng hóa thông thường, và "thị trường tiêu thụ hết hàng hóa" Môhình cơ sở cũng giả định một nền kinh tế đóng, không có hàng hóa dùng lâu dái, và hệthống thu thuế một lần

Trong mô hình cơ sở, tác động tài sản là hoàn toàn, ví dụ, những thay đổi trong chitiêu chính phủ kì vọng không tác động lên GDP hiện tại Lý do là, với sự phân chia thờigian, không có hàng hóa tiêu dùng lâu dài, và một nền kinh tế đóng - sự lựa chọn cânbằng của nỗ lực làm việc và tiêu thụ được tách biệt với các sự kiện trong tương lai Kếtquả này đồng nghĩa với sự thay đổi ngắn hạn và dài hạn trong chi tiêu chính phủ có tácdụng tương tự đến GDP Sự gia tăng chi tiêu làm tăng GDP thêm bởi vì tiêu dùng và giảitrí sụt giảm, và sự sụt giảm trong giải trí tương ứng với sự gia tăng lao động Số nhân tieudùng nhỏ hơn 1 do đó GDP tăng ít hơn so với sự gia tăng chi tiêu của chính phủ

Đối với hàng hóa lâu dài, sự gia tăng trong ngắn hạn của chi tiêu chính phủ làm

giảm đầu tư hiện tại, bằng cách này chi tiêu giảm sẽ làm giảm tiêu dùng và giải trí Sốnhân tiêu dùng vẫn còn nhỏ hơn 1 Những tác động tài sản bây giờ là quan trọng trongcân bằng: nếu sự gia tăng tiêu dùng là lâu dài hơn, thì tác động tài sản một cách tiêu cựclớn hơn về quy mô, và tiêu dùng và giải trí giảm nhiều hơn Do đó, tác động tích cực lênGDP từ việc mở rộng chi tiêu chính phủ lớn hơn sự thay đổi trong dài hạn Tuy nhiên,việc chấp nhận để sử dụng nguồn vốn biến thiên có thể bù đắp cho kết quả trên Xuhướng sử dụng mở rộng hơn khi sự tăng lên của việc mua bán trao đổi trong ngắn hạnnhiều hơn - vì sử dụng nhiều hơn (điều này làm tăng sản lượng tại các chi phí khấu haocao dẫn đến thâm hụt vốn) đồng nghĩa với việc là làm giảm đầu tư

Việc giao thương Quốc tế đồng nghĩa với đầu tư trong nước thay đổi Sự gia tăng tạm thời trong mua sắm chính phủ dẫn đến thâm hụt tài khoản vãng lai, có nghĩa là, đầu

tư ròng nước ngoài giảm xuống cùng với đầu tư trong nước Bù đắp bằng cách điều chinhgiảm tài khoản hiện tại trong tiêu dùng, giải trí, và đầu tư trong nước Tuy nhiên, sự thay

đổi trong tài khoản hiện tại chỉ xuất hiện khi thay đổi trong chi tiêu chính phủ ở nền kinh

tế so sánh với nền kinh tế ngoài nước, điều nay không thể giữ được trong suốt chiến tranhthế giới Chiến tranh cũng có thể làm ảnh hưởng tới hoạt động của thị trường tài sản quốc

tế và do đó làm giảm bớt sự bù đắp của các tài khoản hiện tại trong việc thay đổi chi tiêu quốc phòng

Trong mô hình cơ sở, sự thay đổi đánh thuế một lần không có ảnh hưởng đến trạngthái cân bằng Nói chung, những thay đổi trong đánh thuế một lần có thể có tác động đếngiá trị tài sản, liên quan đến tín hiệu về mua sắm chính phủ trong tương lai Tuy nhiên,nếu việc đóng thuế một lần giảm mang lại những ảnh hưởng tích cực đến giá trị tài sản,

nó làm giảm GDP hiện tại vì tiêu dùng và giải trí tăng lên, tương ứng với giảm đầu tư vàosản xuất

Sự gia tăng mức thuế suất ngày nay trên thu nhập của lao động làm giảm tiêu thụ vàtăng giải trí, thế nên đầu tư vào sản xuất và GDP giảm đi Trong bối cảnh nền kinh tếđóng không có hàng hóa lâu bền, những thay đổi mức thuế suất thuế cận biên được kỳvọng trong tương lai dự kiến sẽ không ảnh hưởng đến lựa chọn hiện thời trong trạng tháicân bằng Với hàng hóa lâu bền, sự gia tăng trong tỷ lệ thuế trong tương lai dự kiến trênthu nhập của lao động ảnh hưởng đến phân bổ hiện tại trong cùng một cách như là mộttác động tiêu cực đến giá trị tài sản Đó là, việc giảm tiêu dùng và giải trí, và đầu tư vàolao động và GDP tăng Vì vậy, sự gia tăng tạm thời trong mức thuế suất đối với thu nhậplao động có nhiều ảnh hưởng tiêu cực đến GDP hiện nay hơn là một qui mô cân bằngnhưng chỉ số thuế cố định lại tăng lên

Để đánh giá trong thực nghiệm những thay đổi tài chính trên GDP, chúng ta thiết lậpphương trình hàng năm cho chỉ số tăng trưởng của từng GDP vốn:

(yt-yt-1)/yt-1= βo+ β1.(gt-gt-1)/yt-1 + β2.(g* t-g * t-1)/y + β3.( τt- τt-1) + các giá trị khác (1)Trong phương trình, yt là bình quân đầu người GDP thực tế trong năm t, gt là bìnhquân đầu người mua sắm chính phủ thực sự cho năm t, gt là phương pháp đo lường việcmua bán của chính phủ được kỳ vọng trong tương lai tại năm t, và τt là mức thuế suấtthuế thu nhập cận biên trung bình cho năm t Công thức của phương trình (1) hàm ý rằngcác hệ số β1 là hệ số cho mua sắm chính phủ, đó là tác dụng trên GDP năm t từ một sự giatăng đơn vị mua hàng, cho các giá trị cho các biến bên cánh phải khác.15 Nếu biến gt cốđịnh dự kiến mua sắm chính phủ trong tương lai, thì β1 đại diện cho tác dụng đương thời

15 Lưu ý biến y t là giá trị bình quân đầu người GDP danh nghĩa chia cho chỉ số giảm phát GDP tiềm ẩn,

P t (xác định bởi BEA từ chuỗi trọng cho 1929-2006) Biến g t được tính toán tương tự như giá trị bình quân đầu người của mua sắm chính phủ (ví dụ như chi tiêu quốc phòng) chia cho cùng một P t Do vậy, các đơn vị của y và g có thể so sánh, và β 1 cho thấy tác động của một đơn vị thêm của mua sắm chính phủ trên GDP.

trên GDP từ mua hàng tạm thời Chúng tôi đặc biệt quan tâm đến việc β1 lớn hơn 0, lớnhơn 1, và lớn hơn khi nền kinh tế bị chậm lại (như hàm ý của một số mô hình) Chúng tađánh giá hiệu quả nhất bằng cách thêm vào phương trình tương tác giữa các biến (gt - gt-1)/ yt-1 và tỷ lệ thất nghiệp, Ut-1, một chỉ số về sự chậm lại của nền kinh tế

Chúng ta nhấn mạnh kết quả khi gt trong phương trình (1) tương ứng với chi tiêuquốc phòng, và phân tích chính bao gồm các biến tương tự trên danh sách công cụ, đó làchúng ta xem xét sự khác biệt trong chi tiêu quốc phòng như ngoại sinh liên quan đếnnhững thay đổi trong GDP Chúng ta cùng tìm hiểu đặc điểm kỹ thuật thay thế chỉ được

xử lý đối với những yếu tố chiến tranh liên quan đến chi tiêu quốc phòng như yếu tốngoại sinh, có nghĩa là, biến gt tương tác với một biến giả trong nhiều năm liên quan đếncuộc chiến tranh lớn Bởi vì những hoạt động chính trong chi tiêu quốc phòng có liênquan tới chiến tranh (hình I), và chúng ta đưa các kết quả tương tự nhau, đặc biệt là trongchiến tranh thế giới II- những điều này cho thấy khi biến chi tiêu quốc phòng là chính nótrong danh sách công cụ tương tự Chúng ta cũng công nhận gt thể hiện cho việc mua bánphi quốc phòng, nhưng hệ thống này dẫn đến những vấn đề vì thiếu những công cụ mangtính thuyết phục

Theo mô hình cơ bản, tác động chính của chi tiêu chính phủ sẽ ảnh hưởng ngaylập tức đến GDP, mặc dù độ trễ của tác động sẽ xuất hiện do những thay đổi trong tổnglượng vốn và tác động của điều chỉnh chi phí các yếu tố đầu vào Trong phân tích thựcnghiệm dựa trên dữ liệu thường niên, tác dụng chính là tức thời, nhưng có một tác độngđáng kể từ độ trễ đầu tiên do chi tiêu cho quốc phòng được chỉ ra trong những mẫu củachiến tranh thế giới II Để biểu diễn ảnh hưởng này, tác giả thêm vào phía bên phải củaphương trình (1) giá trị trễ, (gt−1 – gt−2 )/yt−2

Nó chính là ( - )/yt−1 trong phương trình (1) của Ramey (2011, bảng II) biến quốcphòng, đã được thảo luận ở trên và được chỉ ra trong hình II Tác giả dự đoán β2> 0 dotác động tài sản trong thảo luận trước Cụ thể hơn, biến Ramey tập trung vào dự báo vềchi tiêu quốc phòng từ 3-5 năm sau Vì vậy, nếu biết được sự thay đổi cố định của chi tiêuquốc phòng bắt đầu từ năm t, biến - đưa ra bởi Ramey của sẽ thay đổi khoảng bốn lầnbiến gt – gt−1 Do đó, tác động đầy đủ lên GDP năm t từ một sự thay đổi "xác định"trong gt là khoảng β1 + 4.β2 Tác giả không tìm thấy một tác động đáng kể vào GDP từgiá trị trễ của biến g*

Tăng chi tiêu chính phủ có thể đồng nghĩa với việc tăng thuế thu nhập trong khiGDP lại sụt giảm Theo quan niệm thuế ẩn chỉ ra (Barro 1979; Aiyagari, Marcet, Sargent,and Seppala 2002), sự tăng của thuế kéo dài lâu hơn sự gia tăng dự kiến của chi tiêuchính phủ Vì vậy, trong những lí do, tác động của sự gia tăng chi tiêu chính phủ lên GDP

có xu hướng lớn hơn nhiều so với sự thay đổi tạm thời (một bù đắp dự đoán từ tác độngtài sản) Tuy nhiên, phương trình (1) giữ sự thay đổi thuế suất là cố định, được biểu diễnqua τt Ở những mức thuế suất được đưa ra, một sự tăng lên của chi tiêu chính phủ sẽ tácđộng lên GDP lớn hơn sự thay đổi được nhận thấy, như được điều chỉnh bởi biến g*.Tax-smoothing được xem xét bao gồm một tài sản biên cho thuế suất biên: Sự thayđổi trong tương lai của thuế suất sẽ không được dự báo dựa trên cơ sở thông tin khả dụngtại năm t Redlick (2009) kiểm tra giả thuyết này cho dữ liệu trên mức Thuế thu nhậpbiên trung bình được chỉ ở Bảng I Ông thấy rằng tài sản biên là dự đoán tốt nhưng cómột số biến nhỏ (nhưng có ý nghĩa thống kê) dự bảo nội dung cho thay đổi trong tươnglai của AMTR Bởi vì hâu hết những thay đổi của AMTR là được che dấu lâu dài, tác giảkhông thể tách ra tác động thực nghiệm lên GDP từ thay đổi tạm thời trong thuế suất 16

Vì vậy, tiêu dùng chính phủ có tác động chính lên sự thay đổi lâu dài trong các mứcthuế thu nhập biên lên GDP sẽ là đồng thời trong mô hình cơ bản, mặc dù tác động của

độ trễ sẽ làm xuất hiện tác động của sự thay đổi các yếu tố đầu vào Mặc dù mức thuếxuất biên cho mỗi các nhân là một biến thường niên, những thay đổi trong lịch trình thuế

có thể xảy ra tạo bất kỳ thời gian nào trong năm, và thay đổi đó thường hồi tố, áp dụng cónghĩa nếu không chia theo tỷ lệ thu nhập năm

Trong trường hợp này, sự điều chỉnh của GDP chỉ có thể áp dụng với độ trễ thay đổi

đo lường được trong tỷ lệ thuế suất biên Do đó, tác giả dự đoán thêm rằng phản ứng trễcủa GDP lên tỷ lệ thuế, τt, hơn là tiêu dùng chính phủ, gt

Trong thực tế, nó được chỉ ra bởi thực nghiệm trong dữ liệu thường niên rằng phảứng chính của sự thay đổi GDP, yt – yt−1, là sự thay đổi tỷ lệ thuế bị trễ,τt−1 – τt−2,Phân tích thực nghiệm ban đầu của tác giả tập trung vào sự thay đổi tỷ lệ thuế trễ này.Tác giả giả định rằng sự thay đổi trong tỷ lệ thuế thu nhập biên trung bình trễ mộthay nhiều năm có thể giải thích thỏa đáng như là được xác định trong mối quan hệ vớiGDP Tác giả đánh giá giả định này từ quan điểm thuế ẩn Phương pháp này có nghĩa làthay đổi trong tương lai của tỷ lệ thuế sẽ không đoán được dự trên thông tin có thể sửdụng tại ngày t Nếu thuế ẩn giữ như một sự gần đúng, thì sự thay đổi của thuế suất trongnăm t, τt – τt−1 , sẽ phản ánh thông tin chính trong suốt năm t về tỷ lệ chi tiêu chính phủthực trong tương lai, Gt+T (bao gồm chi chuyển nhượng), lên GDP thực, Yt+T Thông tin

dự đoán tiêu dùng của chính phủ sẽ cao hơn so với GDP sẽ làm tăng thuế hiện tại Mục

16 Romer and Romer (2008, bảng 1, cột 9-12) ước lượng tác động của phất luật thế cho giá trị hiện tại doanh thu liên bang, và những thay đổi có thể được phân biệt từ các tác động trong năm đầu tiên (cột 1- 4) Tuy nhiên, tác giả tìm thấy thực nghiệm (phù hợp với Romer and Romer (2010), Chương VI) rằng giá trị hiện tại không có phù hợn để giá tăng sức mạnh giải thích cho GDP.

địch của nghiên cứu này, nội dung quan trọng liên quan đến tác động của sự thay đổitrong kỳ vọng về tỷ lệ tăng trưởng GDP Dưới ảnh hưởng thuế ẩn, những thay đổi nàykhông ảnh hưởng tỷ lệ thuế hiện tại nếu thay đổi trong tỷ lệ tăng trưởng GDP kỳ vọng đicùng với sự thay đổi tương ứng của tỷ lệ tăng trưởng tiêu dùng chính phủ ký vọng Nhưvậy, giả định của tác giả xác định rằng bất kỳ thời điểm nào kỳ vọng về tỷ lệ tăng trưởngGDP trong tương lai không giải thích đáng kể về sự thay đổi trong tương lai được dự báocủa G/Y và do đó không giải thích đáng kể trong sự xác định thuế suất.

Khi tác giả cố gắng để đánh giá tác động tức thì của tỷ lệ thuế thu nhập biên trungbình, τt, trên GDP đã gặp phải vấn đề nghiêm trọng xác định: những thay đổi trong τtchắc chắn là nội sinh với mối quan hệ đồng thời với GDP Tác giả có hai cách tiếp cận đểxây dựng các công cụ để tách tác động đồng thời của thay đổi thuê suất ra GDP Đầu tiên,tác giả tính toán AMTR áp dụng trong năm t dự trên thu nhập từ năm t-1 Cách này giúploại bỏ các kênh thu nhập thay đổi lớn hơn vào khung thuế suất cao hơn cho luật thuếnhất định Tuy nhiên, cách tiếp cận này rời khỏi yếu tố nội sinh liên quan tới quyết địnhpháp lý về thuế suất Để giải quyết nội sinh của pháp lý, tác giả dùng một công cụ ngoạisinh của Romer (2008, bảng 1, cột 1-4) những chuỗi thay đổi thuế liên bang

Trong Romer and Romer (2010), các bản sao của τt trong phương trình (1) là phầnngoại sinh của doanh thu thuế như là một phần của GDP Như đã lưu ý, cách tiếp cận nàytập trung vào tác động tài sản, chứ không phải tác động thay thế Trong mô hình cơ bảncủa tác giả, một sự gia tăng doanh thu thuế có thể có một tác động tài sản có thể có mộttác động tài sản loại trừ nếu nó báo hiệu một sự gia tăng dự kiến trong chi tiêu chính phủkhông hoàn toàn thay đổi bởi biến g* trong phương trình (1) Mỗi thuế suất nhất định, tácđộng tài sản tiêu cực có xu hướng tăng lao động đầu vào và GDP Nói cách khác, tác giả

dự đoạn β3>0 trong phương trình (1)

Các biến khác trong phương trình (1) bao gồm các chỉ số của tình trạng trễ của chu

kì kinh doanh Nhân tố này quan trọng vì, nếu không có, các bện tài chính có thể phảnánh tác động của chu kì kinh doanh Trong phân tích chính, tác giả bao gồm độ trễ đầutiên của tỷ lệ thất nghiệp, Ut−1 Cho một xu hướng kinh tế phục hồi từ suy thoái, tác giảmông đợi hệ số tích cực từ Ut−1 Với bao gồm biến độ trễ chu kỳ kinh doanh này, ướclượng theo phương trình (1) không cho thấy sự tương quan có nghĩa trong sai số Tác giảcũng chỉ ra rằng độ trễ đầu tiên của chỉ số chu kỳ kinh doanh thuộc biến độc lập và sựchênh lệch của số liệu năm trước của GDP thực bình quân đầu người từ xu hướng của nó.Tuy nhiên, các biến thay thế lại không có ý nghĩa thông kê bao gồm Ut−1

Nhiều biến bổ sung có thể ành hưởng đến GDP Tuy nhiên, như Romer and Romer(2010) lập luận, bỏ qua các biến trực giao với biến tài chính (như là chỉ số độ trễ chu kì

kinh doanh) sẽ không thiên vị những tác động ước tính của biến tài chính Tác động chinh

và quan trọng để xem xét – đặc biệt trong các mẫu của đại Suy thoái 1929 -1933 là cácchỉ số điều kiện tiền tệ/tín dụng Trong nghiên cứu gần đây, Gilchrist, Yankov, vàZakrajsek (2009) lập luận rằng chênh lệch giá mặc định của trái phiếu tổ chức tương tựngày đáo hạn ở US Trái phiếu kho bạc có khả năng dự báo cao cho biến vĩ mô từ 1990-

2008 Trong ấn phẩm họ cũng thảo luận rộng hơn về sức mạnh dự báo của sự chênh lệchgiá mặc định, tập trung trong đại suy thoái (Stock and Watson 2003)

Trong việc áp dụng kết quả trước đây về chênh lệch giá mặc định đến nội dung tácphẩm này, tác giả phải dự vào các dữ liệu dài hạn có sẵn trong khoảng cách giữa tráiphiếu đến hạn của trái phiếu dài hạn của công ty Baarated và trái phiếu dài hạn của chínhphủ Chênh lệch giá trái phiếu này sẽ làm biến dạng thị trường tín dụng, và khoảng cáchchênh lệch giá (tương tự đo lường biến dạng thông thường cho thuế suất) giải thích trongmột mức độ ổn định vừa phải về tăng trưởng GDP ở phương trình (1) Vì sự chênh lệchđồng thời sẽ là nội sinh với việc giải thích GDP, tác giả cụ thể với độ trễ đầu tiên của biếnchênh lệch giá 17Đó là chỉ số độ trễ chu kỳ kinh doanh được đưa ra, tác giả xem độ trễchênh lệch giá là xác định trước đối với GDP Mặc dù, sự bao gồm biến tín dụng này như

là cải thiện độ chính xác của ước lượng về tác động tài chính, tác giả thấy kết quả tương

tự nếu biện tín dụng được bỏ qua Thêm vào đó, ước lượng phương trình (1) là đo lườngsai trong các biến bên phải, một mối quan tâm đặc biệt bởi vì tiêu dùng chính phủ xuấthiện ở phía bên phải phương trình cũng là một thành phần của GDP phía bên trái phươngtrình Xem xét một cách đơn giản một dạng khác của phương trình (1)

2006, thống kê t trong biến độ trễ là 9.3

17 Vì chênh lệch giá trái phiếu có tính bền mạnh, giá trị trế có sức mạnh giải thích cao Ví dụ, trong hồi quy giai đoạn đầu của khoảng cách chênh lệch giá từ 1017 đến 2006, thống kê t trong biến độ trễ là 9.3.

Ở đây α1, nếu tiêu cực, đánh giá các thành phân của bên ngoài gt trong các thànhphần khác của GDP Sai số thông kê trong gt có xu hướng thiên vị trong việc ước lượngcủa α1 về 0 Tuy nhiên, một sự so sánh trong phương trình (2) với phương trính (3) và (4)chỉ ra rằng ước lượng của β1 trùng với 1 + ước lượng của α1 Do đóa, một sự thiên vụtrong ước lượng α1 đến 0 ứng với sự thiên vị trong ước lượng β1 tới 1 Thật vậy, nếu α1

< 0, số nhân tiêu dùng có xu hướng được đánh giá cáo hơn

VII Kết quả thực nghiệm

Bảng II cho thấy kết quả hồi quy với dữ liệu hàng năm của các biến của phươngtrình (1) Các mẫu lấy kết quả vào cuối năm 2006 (phản ánh sự chậm trễ trong dữ liệu cósẵn trên AMTR) Năm bắt đầu là năm 1950 (kể cả chiến tranh Triều Tiên), 1939 (baogồm cả chiến tranh thế giới II), 1930 (kể cả cuộc Đại suy thoái), hoặc 1917 (bao gồm cảchiến tranh thế giới I và năm 1921 co) Cột cuối cùng, bắt đầu từ năm 1954, không baogồm các biến chính trong chi tiêu quốc phòng

VII.A Một số biến về Chi tiêu quốc phòng

Xem xét các hệ số ước tính trên biến quốc phòng-chi tiêu đương thời, Δg: quốcphòng Với biến tin tức quốc phòng tổ chức cố định, hệ số Δg: quốc phòng chi cho cácchỉ tiêu tạm thời Đối với tất cả các mẫu bắt đầu vào năm 1950 hoặc sớm hơn, các hệ sốước lượng của Δg: quốc phòng trong Bảng II là lớn hơn đáng kể so với 0 ở mức 5%, với

p giá trị ít hơn 0,01 cho mẫu bao gồm chiến tranh thế giới II.18 Đối với năm 1950 mẫu,

hệ số ước tính, 0,68 (se = 0,27), là không đáng kể khác nhau từ 1 (p = 0,24) Đối với cácmẫu còn, các hệ số ước tính ít hơn đáng kể là 1 so với giá trị p nhỏ hơn 0,01 Trong cột 2-

5 của bảng, hệ số ước tính là giữa 0,44 và 0,47, với sai số chuẩn giữa 0,06 và 0.08.19

Hệ số ước lượng về việc thay đổi trễ trong mua trang bị quốc phòng: Δg: quốcphòng (-1), gần 0 cho mẫu năm 1950 nhưng xung quanh 0.2 cho các mẫu bao gồm chiếntranh thế giới II Đối với mẫu năm 1939, ước tính là 0,20 (se = 0,06), khác nhau đáng kể

từ 0 với giá trị p nhỏ hơn 0,01 Trong trường hợp này, số nhân ước tính cho chi tiêu quốcphòng tạm thời là 0,44 trong năm nay và 0,64 (0,44 + 0,20) khi tích lũy trong hơn 2 năm

Dự toán cuối cùng vẫn còn ít hơn 1 đáng kể (với một giá trị p bằng 000)

Hệ số ước lượng của biến tin tức quốc phòng L Δg*: tin tức quốc phòng, là tích cựctrong các mẫu bắt đầu vào năm 1950 hoặc sớm hơn và khác biệt đáng kể từ 0 với giá trị pnhỏ hơn 0,05 cho se.20 còn nhớ rằng biến này tác động lớn tới các ảnh hưởng GDP năm t

18 Xem Barro (1984), một ví dụ về một sự phân tích trước đây về tác động của chiến tranh và sự chi tiêu Hall (2009, Bảng 1) cũng trình bày ước tính về số nhân chi tiêu quốc phòng liên quan đến cuộc chiến tranh.

19 Một mẫu bắt đầu vào năm 1914 cho kết quả tương tự như đối với mẫu năm 1917 thể hiện trong Bảng II, cột (5) Với sai số đo lớn trong biến Δg *: tin tức quốc phòng cho 1914-1916, chúng tôi không trình bày các kết quả cho mẫu vào năm 1914.

20 Nếu chúng ta thêm giá trị trễ của Δg *: tin tức quốc phòng, hệ số ước tính gần bằng 0

từ một sự thay đổi cùng một năm trong giá trị hiện tại dự kiến chi tiêu quốc phòng trongtương lai Lấy ví dụ, năm 1940 và 1950 là những năm có rất nhiều tin tức về đến chi tiêuquốc phòng Hệ số tích cực về biến tin tức là phù hợp với dự đoán của mô hình, trong đóảnh hưởng tiêu cực từ sự chi tiêu quốc phòng tích cực là tiềm năng lớn dẫn đến nỗ lựclàm việc nhiều hơn và, do đó GDP cao hơn Ngược lại, trong mô hình Keynes thôngthường, tác động tiêu cực của cải làm giảm nhu cầu tiêu dùng và dẫn đến giảm GDP, tráingược với mô hình thực nghiệm.

Như đã thảo luận, một sự gia tăng thường xuyên trong chi tiêu quốc phòng bắt đầuđược ghi nhận trong năm t, số nhân đầy đủ trên GDP hiện nay tương đương với hệ số Δg:quốc phòng cộng với khoảng 4 lần hệ số Δg*: tin tức quốc phòng (là nguyên nhân Rameycủa biến tin tức quốc phòng áp dụng từ 3-5 năm vào tương lai) Ví dụ, đối với mẫu 1939trong cột (2) Bảng II , ước lượng điểm của nhân đầy đủ này là khoảng 0,44+ 4 * 0,039 =0,60 Nói cách khác, 4 * 0,039 = 0,16 cho phần chênh lệch giữa số nhân đương thời chochi tiêu thường xuyên hơn là chi tiêu tạm thời Số nhân này ước tính cho một sự gia tăngthường xuyên trong chi tiêu, 0.60, vẫn còn ít hơn 1 đáng kể (với một giá trị p của 000)

Số nhân ước tính hơn 2 năm đối với một sự thay đổi vĩnh viễn trong chi tiêu quốc phòng

là 0,60 cộng 0,20 (hệ số ước tính trên Δg: quốc phòng (-1) trong cột [2]), hoặc xungquanh 0.80 Ước tính này vẫn còn ít hơn 1 đáng kể (với một giá trị p của 0,004)

Như đã thảo luận, mỗi hồi quy bao gồm tỷ lệ thất nghiệp trễ, Ut-1, để lấy động lựcchu kỳ kinh doanh ước tính hệ số trên Ut-1 trong Bảng II là tích cực đáng kể với giá trị pnhỏ hơn 0,01, cho thấy một xu hướng cho nền kinh tế để trở lại phát triển nhanh hơn khi

tỷ lệ thất nghiệp trễ cao hơn Chúng tôi cũng đã cố gắng như biến chu kỳ kinh doanh tụthậu của biến phụ thuộc và độ trễ của độ lệch của các bản ghi của GDP bình quân đầungười từ xu hướng của nó (đo bằng một bộ lọc Hodrick-Prescott một chiều) Trong mọitrường hợp, các hệ số của các biến alterna cực khác nhau không đáng kể từ 0, trong khi

hệ số ước tính là trên tỷ lệ thất nghiệp vẫn giảm đáng kể, rất tích cực

Chúng tôi đã thêm một thuật ngữ tương tác, (Δg: quốc phòng) * Ut-1, để đánh giá

số liệu các chi tiêu quốc phòng đương thời có phụ thuộc vào số lượng thất nghiệp tựnguyện trong nền kinh tế, đo bằng tỷ lệ thất nghiệp trễ Biến Ut-1 trong giới hạn tươngtác này có hiệu quả như một độ lệch từ tỷ lệ thất nghiệp trung bình là 0,0557 (tính tronggiai đoạn 1914-2006) Trong đặc điểm này, hệ số biến Δg: quốc phòng cho thấy nhân chochi tiêu quốc phòng tạm thời khi tỷ lệ thất nghiệp giảm lại là trung bình của nó, và biếntương tác chỉ ra cácyếu này thay đổi như Ut-1 lệch khỏi trung bình của nó

Hệ số ước lượng của biến tương tác, (Δg: quốc phòng) * Ut -1, khác không đáng kể

từ 0 cho mỗi mẫu được xem xét trong Bảng II Ví dụ, nếu chúng ta thêm biến này để hồi