CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ PHÂN TÍCH VÀ THẢO LUẬN
4.2. Xây dựng hàm cầu xăng và xác định độ co giãn
4.2.1. Ước lượng mơ hình hàm cầu cơ sở
Sau khi ước lượng mơ hình hồi quy Probit để tính các tỷ số IMR, tác giả ước lượng mơ hình hàm cầu LA/AIDS cho 4 nhóm hàng hóa nhiên liệu, điện, thức ăn, giao thông công cộng theo phương pháp SUR (Seemingly Unrelated Regression). Kết quả ước lượng được thể hiện trong bảng dưới đây:
Bảng 4.1 Hệ số hồi quy ước lượng trong mơ hình LA/AIDS có áp đặt ràng buộc đối xứng và đồng nhất18
Biến giải thích Hệ số hồi quy cho các phƣơng trình nhóm hàng hóa
Nhiên liệu Điện Giao thơng cơng cộng Thức ăn LN_FUEL_P 0.087* 0.008* 0.052** -0.149 LN_FOODHOME_P -0.149*** -0.039*** 0.024 0.164 LN_ELEC_P 0.008* 0.023*** 0.007*** -0.039 LN_PUBTRAN_P 0.052** 0.007*** -0.084** 0.024
X -1.25E-05*** -9.5E-06*** -1.5E-06*** 2.3E-05
LN_AGE -0.038*** 0.021*** -0.001 0.018 EDU 0.002*** 0.001*** 0.000*** -0.004 LN_HSIZE -0.014*** -0.006*** -0.005*** 0.026 dINC2 0.010** 0.014*** 0.001 -0.026 dINC3 0.020*** 0.022*** 0.002 -0.046 dINC4 0.030*** 0.030*** 0.004*** -0.065 dINC5 0.038*** 0.033*** 0.003*** -0.075 IMRi -0.231*** -0.124*** -0.045*** _cons 0.515*** 0.140*** 0.154*** 0.189 Wi 10.40% 6.71% 0.94% 81.94% R-sq 12.12% 22.01% 21.40% Số quan sát 3,427 3,427 3,427 18
Kết quả ước lượng cho thấy, thứ nhất, sau khi loại bỏ các quan sát ngoại vi, hầu hết các hệ số hồi quy ước lượng đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% và 5% ngoại trừ biến giá thức ăn, tuổi, nhóm thu nhập 2 và 3 ở phương trình hàm cầu giao thơng cơng cộng. Kết quả này ngụ ý có sự khác biệt về quyết định tiêu dùng các nhóm hàng hóa theo các biến nhân khẩu học, ủng hộ cho giả thuyết 4 (H4) đã nêu trước đó và cũng phù hợp với các kiểm định sơ bộ trong phân tích thống kê mơ tả.
Thứ hai, các hệ số hồi quy của biến IMR đều có ý nghĩa thống kê trong tất cả các phương trình hàm cầu xăng và các hàng hóa khác. Kết quả này ngụ ý rằng nếu bỏ qua vấn đề tiêu dùng bằng 0 thì kết quả ước lượng sẽ thiên lệch, khơng chính xác. Thứ ba, hệ số R-sq của các phương trình hàm cầu nhiên liệu, điện và thức ăn lần lượt là 12.12%, 22.01% và 21.40% khá phù hợp với mơ hình được biểu diễn dưới dạng tỷ phần ngân sách (budget shares) sử dụng dữ liệu chéo trong ước lượng; vì theo Linh Vu Hoang (2009), giá trị R-sq của dạng mơ hình này khơng cao như những mơ hình thường thấy khác.
Tác giả đã thực hiện 2 kiểm định cho mơ hình như sau (xem Bảng 4.2). Thứ nhất, kiểm định Breusch-Pagan cho thấy các phần dư của hệ phương trình tỷ phần chi tiêu có tương quan với nhau nên sử dụng phương pháp SUR là phù hợp. Thứ hai, kiểm định Chi-square về ràng buộc đồng nhất chỉ rõ các hệ số hồi quy trong hệ phương trình khác 0 về mặt thống kê, trừ kiểm định bậc 1 giá các nhóm hàng hóa đối với phương trình giao thơng cơng cộng (p-value = 0.39); tuy nhiên điều này không tác động quá nhiều đến kết quả độ co giãn cầu xăng.
Bảng 4.2 Kết quả kiểm định mơ hình
Giả thuyết H0 Kiểm định19 Giá trị
H0: khơng có tương quan giữa các phần dư trong hệ phương trình
Kiểm định Breusch-Pagan về tính tƣơng quan giữa các phần dƣ
12.185***
H0: các hệ số hồi quy trong hệ phương trình bằng 0
Kiểm định Chi-square về ràng buộc đồng nhất
Bậc 1 với giá các nhóm hàng hóa
5.04*** 8.78*** 45.81*** 0.73
Với tổng chi tiêu và các biến nhân khẩu học
456.47*** 14.26*** 64.69*** 65.82*** 26.47*** 80.73*** 151.10*** 156.47*** 19
4.2.2. Độ co giãn theo chi tiêu (thu nhập), độ co giãn theo giá riêng, độ co giãn theo giá chéo chéo
Theo Jinghua Xie (2009), dấu và ý nghĩa thống kê của các hệ số ước lượng trong mơ hình AIDS ít có giá trị về mặt kinh tế; vì thế, để đánh giá ảnh hưởng của giá và thu nhập lên chi tiêu các hàng hóa, chúng ta tập trung vào độ co giãn. Bảng sau đây trình bày kết quả tính tốn độ co giãn theo giá riêng Marshallian, Hicksian và theo chi tiêu (thu nhập) từ các hệ số hồi quy ước lượng của mơ hình LA/AIDS theo các cơng thức (3.7), (3.8) và (3.10) tại điểm trung bình mẫu.
Bảng 4.3 Độ co giãn theo giá riêng Marshallian, Hicksian và theo chi tiêu (thu nhập)20
Hàng hóa Độ co giãn theo giá riêng Độ co giãn theo chi tiêu
Nhiên liệu -0.157 -0.053 0.999
Điện -0.653 -0.586 0.999
Thức ăn tại nhà -0.799 0.020 1.000
GTCC -9.971 -9.962 0.999
Độ co giãn theo chi tiêu (thu nhập) của 4 loại hàng hóa đều cho giá trị dương; kết quả này
ngụ ý rằng xăng, điện, thức ăn tại nhà và giao thông công cộng là các hàng hóa thơng thường, đồng thời ủng hộ cho giả thuyết 1 (H1) đã nêu trước đó. Mặc dù độ co giãn theo thu nhập của thức ăn bằng 1; ta vẫn có thể xem thức ăn là hàng hóa thiết yếu vì đây là kết quả được tổng hợp từ nhiều loại thức ăn khác nhau (bao gồm các loại thức ăn cao cấp lẫn thức ăn thiết yếu hàng ngày).
Độ co giãn theo giá riêng của 4 loại hàng hóa đều cho giá trị âm, ủng hộ cho giả thuyết 2
(H2) đã nêu trước đó. Độ co giãn Marshallian và Hicksian theo giá riêng của xăng, điện và thức ăn bé hơn 1, ngụ ý lượng cầu của các hàng hóa này ít nhạy cảm với giá (co giãn ít); trái lại, lượng cầu giao thơng cơng cộng rất nhạy cảm với giá. Theo lý thuyết kinh tế học vi
20
mô, độ co giãn không bù đắp (Marshallian) theo giá riêng bao gồm hai ảnh hưởng thành phần: ảnh hưởng thay thế (ảnh hưởng của giá) và ảnh hưởng thu nhập; trong đó, độ co giãn Hicksian chỉ thể hiện ảnh hưởng thay thế.
Kết quả tính tốn cho thấy độ co giãn Marshallian theo giá riêng của xăng, điện, thức ăn và giao thông công cộng lần lượt là -0.157, -0.653, -0.799, -9.971 ngụ ý rằng nếu giá tăng/giảm 1% trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì lượng cầu của các hàng hóa này giảm/tăng lần lượt là 0.15%, 0.65%, 0.79%, 9.97%. Trong đó, lượng cầu giảm/tăng do ảnh hưởng thay thế (từ kết quả độ co giãn Hicksian) lần lượt là 0.05%, 0.58%, 0.02%, 9.96%; và lượng cầu giảm/tăng do ảnh hưởng thu nhập lần lượt là 0.10%, 0.07%, 0.77%, 0.01%. Như vậy giao thông công cộng chịu ảnh hưởng thay thế lớn nhất và điều này ngược lại với thức ăn tại nhà; kết quả này hồn tồn hợp lý vì thức ăn tại nhà thiết yếu hơn ba hàng hóa cịn lại (tỷ trọng chi tiêu cho thức ăn là 80% trong tổng chi tiêu 4 loại hàng hóa) nên chịu ảnh hưởng thu nhập lớn hơn.
4.3. So sánh kết quả ƣớc lƣợng độ co giãn với một số nghiên cứu trƣớc
Bảng 4.4 So sánh kết quả ước lượng độ co giãn với một số nghiên cứu trước
Quốc gia Việt Nam Mỹ Đức Đức Tây Ban Nha Thụy Điển
Tác giả Tác giả luận án Tiezzi & Verde, (2016)
Nikodinoska & Schröder (2016)
Beznoska (2014) Labandiera al. (2006) Brannlund & Nordstrom, (2002) Mơ hình ƣớc lƣợng
LA/AIDS QAIDS DQUAIDS QAIDS
Độ co giãn theo chi tiêu (thu nhập)
Xăng 0.999 0.938/ 0.919 0.832/ 0.724 0.810/ 1.230 1.790/ 0.621 Điện 0.999 0.942 0.507 0.840 0.811 GTCC 0.999 0.929 Thức ăn tại 1.000 0.860 0.415 0.600
nhà
Độ co giãn theo giá riêng Marshallian
Xăng -0.157 −0.435/ −0.477 -0.084/ -0.559 -0.500/ -0.910 -0.110/ -0.207 −1.18; −0.96 Điện -0.653 −0.876 -0.811 -0.680 -0.797 GTCC -9.971 −0.385 −0.65; −1.04 −1.30; −1.38 Thức ăn tại nhà -0.799 −0.445 -0.972 -0.422
Độ co giãn theo chi tiêu của xăng, điện và giao thông công cộng trong nghiên cứu này khá tương đồng với các nghiên cứu khác; đặc biệt là xăng, khi hàng hóa này tại các quốc gia trong bảng so sánh cùng chịu ảnh hưởng bởi giá xăng trên thế giới. Mặt khác, có thể thấy độ co giãn theo chi tiêu của thức ăn tại Việt Nam cao hơn nhiều so với các quốc gia trong bảng so sánh. Kết quả ngụ ý rằng thức ăn (bao gồm thức ăn cao cấp) ở nước ngoài là những hàng hóa thiết yếu hơn một cách tương đối. Tại Việt Nam hàng hóa này mặc dù thiết yếu nhưng đôi khi chưa được đáp ứng đầy đủ (đặc biệt là thức ăn cao cấp), vì thế khi thu nhập thay đổi, lượng cầu của thức ăn trở nên nhạy cảm theo sự thay đổi của thu nhập. Nhìn chung, độ co giãn theo giá riêng Marshallian của nhiên liệu và điện trong nghiên cứu này khá tương đồng với các quốc gia được so sánh; tuy nhiên, điều này là ngược lại đối với hàng hóa giao thơng cơng cộng. Kết quả này cho thấy giao thông công cộng tại Việt Nam chưa được phổ biến, trình độ phát triển khơng bằng các quốc gia phương Tây. Hơn nữa, giao thông công cộng được xét trong nghiên cứu này bao gồm cả việc đi lại bằng máy bay, taxi – vốn là các phương tiện có chi phí đắt so với thu nhập trung bình của người Việt Nam.
4.4. Phân tích tác động kinh tế của chính sách tăng thuế bảo vệ môi trƣờng đối với xăng
Để phân tích tác động của chính sách tăng thuế bảo vệ mơi trường đối với xăng lên tiêu dùng xăng và phúc lợi các nhóm đối tượng, tác giả tiến hành ước lượng (i) tổn thất vơ ích do thuế, (ii) doanh thu thuế tăng thêm, (iii) thay đổi thặng dư tiêu dùng, (iv) thay đổi thặng dư sản xuất và (v) tác động tổng hợp trực tiếp lên nền kinh tế. Do hạn chế về số liệu nên tác giả khơng tính tốn được độ co giãn của cung theo giá; vì thế, tác giả xem xét ba trường hợp theo mức tăng dần độ co giãn của cung theo giá21 dưới hai kịch bản tăng thuế (3,000 đồng/lít và 8,000 đồng/lít) của Bộ Tài ngun và Mơi trường.
21 ba trường hợp (i) cung hồn tồn khơng co giãn theo giá ( ); (ii) cung co giãn đơn vị ( ) và (iii)
Hình 4.1 Tác động kinh tế của chính sách tăng thuế bảo vệ môi trường đối với xăng – Kịch bản 1 (tăng thuế 3,000 đồng/lít)
Biểu đồ 4.2 Tác động kinh tế của chính sách tăng thuế bảo vệ mơi trường đối với xăng – Kịch bản 1 (tăng thuế 3,000 đồng/lít)
Biểu đồ 4.3 Tác động kinh tế của chính sách tăng thuế bảo vệ mơi trường đối với xăng – Kịch bản 2 (tăng thuế 8,000 đồng/lít)
Kết quả tính tốn (xem chi tiết tại Phụ lục 11) cho thấy (i) lượng tiêu dùng xăng giảm tối đa 54.30 triệu lít đối với Kịch bản 1 và 190.06 triệu lít đối với Kịch bản 2; (ii) doanh thu thuế tăng thêm nằm trong khoảng 8203.39 đến 8312.00 tỷ VND đối với Kịch bản 1 và 27761.55 đến 29092.00 tỷ VND đối với Kịch bản 2; (iii) thặng dư tiêu dùng giảm tối đa 8257.70 tỷ VND đối với Kịch bản 1 và 28426.78 tỷ VND đối với Kịch bản 2; (iv) thặng dư sản xuất giảm tối đa 8312.00 tỷ VND đối với Kịch bản 1 và 29092.00 tỷ VND đối với Kịch bản 2. Nhìn chung, trong hoạt động giao thơng tại các đô thị ở Việt Nam, thuế bảo vệ môi trường đối với xăng được xem là hiệu quả về mặt kinh tế vì tổn thất vơ ích (chi phí xã hội) thấp. Cụ thể tổn thất vơ ích tối đa bằng 0.66% doanh thu thuế tăng thêm đối với Kịch bản 1 và bằng 2.40% doanh thu thuế tăng thêm đối với Kịch bản 2.
Vì khơng có thơng tin của cung xăng, nghiên cứu tập trung vào tác động của chính sách tăng thuế đến người tiêu dùng. Kết quả thống kê tại Phụ lục 12 cho thấy số hộ có tiêu dùng xăng và chi tiêu xăng trung bình tăng lên theo nhóm thu nhập từ nhóm 1 đến nhóm 5 và ngược lại đối với tỷ phần chi tiêu xăng. Hơn nữa, West & Williams (2004) cũng tìm thấy độ co giãn cầu xăng theo giá của nhóm thu nhập cao (-0.180) thấp hơn đáng kể so với những nhóm cịn lại (trong khoảng -0.448 đến -0.724). Điều này khẳng định về mặt giá trị tuyệt đối của chi tiêu xăng, các hộ gia đình thuộc nhóm giàu chịu ảnh hưởng trực tiếp từ chính sách tăng thuế nhiều hơn nhóm nghèo; tuy nhiên về mặt giá trị tương đối của chi tiêu xăng trên tổng chi tiêu, nhóm nghèo chịu tác động nhiều hơn. Hơn nữa, theo Thành et al. (2008), xăng dầu có quan hệ bổ sung với phần lớn các hàng hóa khác nên các hộ gia đình thuộc nhóm nghèo và cận nghèo nhìn chung sẽ chịu tổn thương bởi lạm phát.
Biểu đồ 4.4 Tỷ phần chi tiêu xăng và Chi tiêu xăng trung bình theo thu nhập (đối với các hộ có tiêu dùng xăng)
4.5. Định lƣợng thay đổi chi phí sức khỏe do ơ nhiễm khơng khí
Như đã đề cập ở phần Tổng quan nghiên cứu, chi phí sức khỏe do ơ nhiễm khơng khí bằng tích của số trường hợp tử vong/bệnh tật và giá trị kinh tế đơn vị chuyển đổi của các tác
động tử vong/bệnh tật tương ứng.
4.5.1. Số trường hợp tử vong và bệnh tật
Theo phương trình 2.1, số trường hợp tử vong và bệnh tật được ước lượng thông qua hàm DRFs, phát triển bởi Ostro (1994) và Rowe, Chestnut, Lang, Bernow và White (1995) bằng cách kết hợp (i) thay đổi nồng độ khí thải; (ii) hệ số liều lượng phản ứng; (iii) tỷ lệ tử vong/mắc bệnh; (iv) dân số phơi nhiễm.
Thay đổi nồng độ khí thải
Do hạn chế về số liệu, tác giả không thu thập được nồng độ khí thải trung bình năm 2014 tại các đơ thị Việt Nam; vì thế nồng độ khí thải trung bình năm 2014 của TP.HCM được sử dụng làm đại diện. Theo Trung tâm Quan trắc và Phân tích Mơi trường TP.HCM (2014), nồng độ trung bình các tác nhân ơ nhiễm PM10, PM2.5, SO2, NO2 quan trắc được tại 15 vị trí quan trắc chất lượng khơng khí lần lượt là 96.78, 58.068, 16.28, 75.915 ; trong
đó, vì khơng có số liệu nên nồng độ PM2.5 được chuyển đổi từ nồng độ PM10 bằng cách nhân với hệ số 0.6 (Kan & Chen, 2004).
Ngồi ra, Bộ Tài ngun và Mơi trường (2007) cho rằng 70% đến 90% ơ nhiễm khơng khí đơ thị là từ các hoạt động giao thơng – vận tải; trong khi đó, cơng nghiệp và sinh hoạt chỉ chiếm từ 10% đến 30%. Hơn nữa, trong báo cáo này cũng nêu rõ năm 2006, hoạt động giao thơng đóng góp 18,928 tấn sunfur dioxit (SO2) (chiếm 4.56% trong tổng khí sunfur dioxit SO2) và đóng góp 92,728 tấn nitơ dioxit (NO2) (chiếm 30.80% trong tổng khí nitơ
dioxit NO2). Trên cơ sở đó, giả định tỷ lệ đóng góp khí thải từ hoạt động giao thơng là
khơng đổi, thì nồng độ các tác nhân ơ nhiễm bụi PM10, bụi PM2.5, sunfur dioxit (SO2), nitơ
dioxit (NO2) từ hoạt động giao thông năm 2014 lần lượt là 77.424, 46.454, 0.742, 23.385 .
Tương tự nghiên cứu của Quah & Boon (2003), tác giả sử dụng cách tiếp cận xem mức “zero” là mức ngưỡng - mức độ nồng độ khí thải khơng gây độc hại cho sức khỏe; trong khi đó, một số nghiên cứu khác có thể sử dụng mức ngưỡng bằng với tiêu chuẩn chất lượng khơng khí quốc gia hoặc mục tiêu dài hạn của WHO… Mặt khác, giả định một cách tuyến tính, tỷ lệ giảm tiêu dùng xăng sẽ bằng đúng với tỷ lệ giảm nồng độ các tác nhân ơ nhiễm khơng khí. Khi đó, thay đổi nồng độ các tác nhân ơ nhiễm trong hai trường hợp độ co giãn của cung theo giá dưới hai kịch bản tăng thuế được tổng kết như sau (xem Bảng 4.4).
Bảng 4.5 Thay đổi nồng độ các tác nhân ô nhiễm từ hoạt động giao thông.
Nguồn: (Bộ Tài nguyên và Môi trường, 2007; Trung tâm Quan trắc và Phân tích Mơi trường TP.HCM, 2014)
Các tác nhân ô nhiễm
PM10 PM2.5 SO2 NO2
Nồng độ các tác nhân ô nhiễm trung bình năm 2014
96.78 58.068 16.28 75.915
Nồng độ các tác nhân ơ nhiễm trung bình năm 2014 từ hoạt động giao thông
77.424 46.454 0.742 23.385
Mức giảm nồng độ các tác nhân ô nhiễm từ hoạt động giao thông Kịch bản 1 (tăng thuế 3,000 đồng/lít) 0.874 0.524 0.008 0.264 1.012 0.607 0.010 0.306 Kịch bản 1 (tăng thuế 8,000 đồng/lít) 3.058 1.835 0.029 0.924 3.541 2.124 0.034 1.069 Hệ số liều lượng phản ứng