CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Hiệu quả tài khố thể hiện qua tính tn thủ kỷ luật tài khoá
Kết quả kiểm định tác động của việc áp dụng khn khổ chi tiêu trung hạn đến tính tn thủ kỷ luật tài khố với tính tn thủ kỷ luật tài khoá được đo lường bằng cân bằng tổng thể của chính quyền trung ương (the central government’s overall balance) được thể hiện ở Bảng 4.1. Cột (1) và cột (2) thể hiện kết quả ước tính bằng phương pháp OLS và phương pháp FE, cột (3) thể hiện kết quả ước tính bằng phương pháp D-GMM. Kết quả ước lượng như sau:
Kết quả hồi quy thu được từ phương pháp D-GMM khẳng định tác động mạnh mẽ và tích cực của việc áp dụng khn khổ chi tiêu trung hạn đến tính tuân thủ kỷ luật tài khoá. Cụ thể, hệ số hồi quy của biến MTFi,t-1 là 8,528% với mức ý nghĩa 10% cho thấy cân bằng tài khố chính quyền trung ương trung bình ở các nước áp dụng khuôn khổ chi tiêu trung hạn cao hơn 8,528% so với các nước không áp dụng khuôn khổ chi tiêu trung hạn trong điều kiện các yếu tố khác không đổi và tác động của việc áp dụng khuôn khổ chi tiêu trung hạn đến cân bằng tài khố chính quyền trung ương xảy ra sau một kỳ.
Bảng 4.1. Kết quả hồi quy tác động của MTEF đến cân bằng tài khố chính quyền trung ương
Biến phụ thuộc Balancei,t
Mơ hình OLS FE D-GMM (1) (2) (3) Balancei,t-1 0,451*** (0,160) MTFi,t-1 0,381 -0,126 8,528* (0,448) (0,729) (4,610) Opennessi,t 0,000516 0,0305** 0,049 (0,003) (0,013) (0,047) DebtRulei,t-1 -2,765*** -0,901 0,682 (0,684) (1,263) (3,881) BalBudgeti,t-1 0,609 1,703 -1,499 (0,731) (1,427) (2,402) Confilcti,t -1,535*** -1,695*** -0,514 (0,556) (0,467) (1,171) Inflationi,t-1 -0,0267 -0,0707** -0,0756* (0,038) (0,029) (0,039) Constant -1,970*** -4,733*** (0,474) (1,620) Biến công cụ - - 26 AR(1) p-val. - - 0,006 AR(2) p-val. - - 0,193 Hansen p-val. - - 0,217 Thời gian 2005-2017 2005-2017 2005-2017 Số quốc gia 31 31 31 Số quan sát 372 372 310
Ghi chú: (*): ý nghĩa 10%; (**): ý nghĩa 5%; (***): ý nghĩa 1%
Hệ số của biến cân bằng tài khoá kỳ trước là 0,451% với mức ý nghĩa 1%, như vậy cân bằng tài khố kỳ trước có tác động tích cực đến cân bằng tài khố kỳ hiện tại, góp phần cải thiện cân bằng tài khoá kỳ hiện tại. Cụ thể, khi cân bằng tài khố chính quyền trung ương kỳ trước tăng 1% thì cân bằng tài khố chính quyền trung ương kỳ hiện tại tăng trung bình là 0,451% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Lạm phát kỳ trước có tác động tiêu cực đến tính tn thủ kỷ luật tài khố khi hệ số hồi quy của biến Inflationi,t-1 là -0,0756% với mức ý nghĩa 10%, nghĩa là khi lạm phát kỳ trước tăng 1% thì cân bằng tài khố chính quyền trung ương kỳ hiện tại giảm trung bình là 0,0756% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Đối với các biến kiểm soát khác như độ mở thương mại, quy tắc cân bằng tài khố, quy tắc nợ cơng, các cuộc xung đột thì hệ số hồi quy khơng có ý nghĩa thống kê. Vì vậy, nghiên cứu chưa có đủ bằng chứng để đưa kết luận tác động của các biến này đến kỷ luật tài khố tổng thể.
Tính hiệu lực của biến công cụ trong D-GMM được xem xét thông qua các kiểm định Hansen và Arellano-Bond. Kiểm định Hansen với H0 là biến công cụ là ngoại sinh, không tương quan với sai số của mơ hình. Kiểm định Hansen của mơ hình nghiên cứu với p-value là 0,22 dẫn đến chấp nhận H0. Như vậy, biến công cụ sử dụng trong mơ hình là phù hợp. Trong khi đó, kiểm định Arellano – Bond được đề xuất bởi Arellano – Bond (1991) để kiểm tra tính chất tự tương quan của phương sai sai số mơ hình GMM ở dạng sai phân bậc 1. Do đó, chuỗi sai phân khảo sát mặc nhiên có tự tương quan bậc 1, AR (1), nên kết quả kiểm định được bỏ qua trong khi tự tương quan bậc 2, AR(2), được sử dụng. Kiểm định AR(2) của mơ hình có p- value là 0,19, như vậy, mơ hình khơng bị tự tương quan bậc 2.