5. KẾT QUẢ
5.2.1.Kiểm tra tính vững cơ bản (chung)
Chúng tô i bắt đầu bằng các báo cáo kết quả từ s áu loại khác nhau của kiểm tra tính vững chung trong Bảng 9. Đầu tiên, chúng tôi dùng bảng s ai số hiệu chỉnh tiêu chuẩn để kiểm tra giả thuyết (Beck và Katz 1995). Th eo báo cáo kết quả trong cột đầu tiên (Robus t 1) của bảng, s ử dụng bảng sai số hiệu chỉnh tiêu chuẩn không thay đổi các
Nhóm 2 – TC DN Đêm 3 29 kết quả liên quan đến các biến phân cấp. Kết quả từ mô hình mẫu liên quan đến các biến kiể m s oát còn lại đã được xác nhận cao.
Tron g cột 2 (Robust 2) chỉ ra kết quả có được b ằng cách ước lượng một mô hình với tổng nợ tài chính thay vì những khoản nợ tài chính ròng được sử dụng như là thước đo nợ chính phủ. Chúng tôi tìm ra rằng việc phân cấp chi tiêu vẫn cho thấy một hệ số âm (nghịch biến). Tuy nhiên, nó không còn có ý nghĩa. Mặt khác, biến trợ cấp cho thấy hệ số âm trong mô hình cơ bản, giờ hóa ra có ý nghĩa. Điều này không có gì đặc biệt bất ngờ, kết quả của mô hình này khác biệt ở một s ố mức độ so với mô hình cơ bản cho rằng hệ số tương quan giữa những khác biệt đầu tiên của tổng nợ tài chính với nợ tài chính ròng trong mẫu của chúng tôi chỉ là khoảng 0,77. Ở phần dưới này, sẽ thảo luận vấn đề này một cách chi tiết hơn.
Ở cột thứ 3 (Robus t 3), chỉ ra những kết quả từ ước lượng một mô hình s ử dụng thước đo thay thế việc phân cấp quản lý thuế. Trong khi đó, việc phân cấp quản lý thuế trong mô hình cơ bản được định nghĩa là tỷ lệ thu nhập địa phương từ nguồn thuế, nguồn mà chúng tôi có thể tự thiết lập thuế suất và cơ s ở xác định thuế riêng trên tổng nguồn thu từ thuế của chính phủ, thước đo mới này được xác định là tỷ lệ thu nhập của địa phương từ n hững thuế riêng của địa phương và những loại thu ế được phân chia - thuế mà địa phương có tiếng nói trong việc quyết định trong việc phân chia thu nhập. Loại thuế đ ược phân chia này đặc biệt thích hợp với những chính quyền địa phương nằm trong những liên bang phát triển như Tây Ban Nha và Bỉ, và còn ở những nước có truyền thống liên bang như Đức và Áo.
Mặc dù một tiêu chuẩn khác về phân cấp quản lý thuế được sử dụng, chúng tôi thấy rằng, kết quả trong cột thứ ba của Bảng 9 không khác với các kết quả trong mô hình cơ s ở.
Ở cột thứ 4 (Robust 4), trình bày kết quả từ ước lượng một mô hình sử dụng một thước đo về nợ công như là một biến phụ thuộc, nó được đo lường theo yêu cầu của Hiệp ước Maastricht. Rõ ràng, đối với mô hình này cỡ mẫu được s ử dụng nhỏ hơn vì chỉ có dữ liệu của những nước EMU s au năm 1990 là có s ẵn. Chúng tôi thấy rằng trong khi các nước thực hiện việc phân cấp chi tiêu thì gặp phải một hiệu ứng tiêu cực ngược lại, là m mất ý nghĩa của mô hình. Một sự giải thích cho kết quả này có lẽ là do thời kỳ chịu ảnh hưởng hậu quả của cú sốc giá dầu phải được loại trừ khi đo lường nợ
Nhóm 2 – TC DN Đêm 3 30 chính phủ, và vì việc phân cấp quản lý chi tiêu chắc h ẳn đóng vai trò đặc biệt quan trọng trong việc kìm hãm lại s ự tăng trưởng của nợ công trong thời kỳ này. Cũng lưu ý rằng 2 biến phân cấp còn lại tiếp tục không có ý nghĩa.
Tron g cột cuối cùng (Robus t 5), trình bày kết quả từ việc ước lượng mô hình ưa thích hơn bằng cách tính trung bình 5 năm25. Chúng tôi sử dụng trung bình 5 năm để nghiên cứu khả năng kết quả trong mô hình cơ bản được điều khiển bởi yếu tố chu kì kinh doanh. Nếu độ co dãn thu nhập và mối quan hệ v ới tăng trưởng kinh tế là khác nhau ở trung tâm thành phố lớn và những vùng địa phương, biến phân cấp quản lý thuế và biến trợ cấp có thể chỉ ra một cách s ai lầm những biến đổi trong sự tự chủ về thuế của các địa phương và s ự mất cân bằng tài chính theo chiều dọc và từ đó dẫn đến các ước tính sai lệch. Việc tính trung bình dữ liệu hơn 5 năm sẽ làm giảm những biến đổi do chu kì kinh tế gây ra. Tuy nhiên, chúng tôi tìm ra rằng kết luận chính của chúng tôi từ mô hình cơ bản được xác nhận .
Bản g 9 – Hồi quy sự th ay đổi của tỉ lệ nợ trên GD P trên đo l ường phân cấp, giai đoạn 1975-2001, kiểm tra tính vữn g.
25
Vì bộ dữ liệu của chúng tôi bao gồm năm 2001, kỳ cuối cùng từ 1996 đến 2001 và vì thế về mặt kỹ thuật thì là trung bình 6 năm.
Nhóm 2 – TC DN Đêm 3 31
Thống kê t được t rình bày trong ngoặc đơn
Kiểm đ ịnh giả thu yết dựa vào s ai số chuân robust (trừ trong mô hình P CSE) Ước l ượng cho bảng chéo và hi ệu ứng cố định thời gi an không được trin h b ày
Ý nghĩ a mô hì nh được đánh giá ở cả thống kê F (trong mô hình FE) hoặc χ2 (trong mô hì nh PCSE) *có ý nghĩa t ại mức 10%, ** có ý nghĩa t ại mức 5% , *** có ý nghĩa tại mức 1%
Nhìn chu ng, chúng tôi thấy rằng trong bộ kiểm tra tính vững này, kết quả với mối liên hệ mật thiết đến những biến phân cấp từ việc hồi quy cơ bản đã được xác
Nhóm 2 – TC DN Đêm 3 32 thực. Việc phân cấp trong chi tiêu thì có mối quan hệ nghịch biến với nợ công, trong khi đó việc phân cấp quản lý thuế và trợ cấp trong thu nhập của các địa phương dường như không có quan hệ với vay nợ của chính phủ. Ngoại lệ duy nhất đối với kết quả chung này là những mô hình sử d ụng những định nghĩa thay thế khác về nợ công.
Tron g khi chúng tôi có thể g iải thích việc không có ý nghĩa củ a biến phân cấp trong quản lý chi tiêu trong mô hình Maastricht bằng cách ám chỉ s ự thật là d ữ liệu có s ẵn chỉ từ 1990 trở đi với th ước đo Maas tricht về nợ công, thì thật khó để giải thích cho việc phân cấp quản lý trong chi tiêu trong mô hình với nh ững khoản nợ tổng tài chính là không có ý nghĩa. Có lẽ, những khoản nợ tổng tài chính và nợ ròng đo lường những khía cạnh khác nhau về các vấn đề của chính phủ. Đây là bằng chứng rõ ràng ở một nước là Na Uy, nợ tài chính ròng trung bình vào khoảng 40% GDP (cho thấy tài s ản s ở hữu nhiều hơn nợ) trong s uốt khung thời gian của bài nghiên cứu của , trong khi đó khoản tổng nợ tài chính tích cực là trung bình trên khoảng 36% GDP. Việc xe m xét thực tế rằng những khoản tổng nợ tài chính chỉ đo lường một mặt bảng cân đối của chính phủ, chúng tôi tin rằng không nên dựa trên những kết luận của chúng tôi trong việc đo lường nợ. Điều này càng trở nên vững vàng, tuy nhiên, dù rằng khi nợ tài chính gộp được s ử dụng như biến phụ thuộc, dấu hiệu của biến phân cấp quản lý chi tiêu mang tính tiêu cực (d ấu âm), và rằng 2 biến phân cấp còn lại tiếp tục không có ý nghĩa. Do đó, phần lớn là xác nhận mạnh mẽ lại những kết quả nghiên cứu trước đây của chúng tôi.