nhập bình quân đầu người.
Một số nhà nghiên cứu khác đã kiểm tra tác động của bất ổn chính trị lên tăng trưởng kinh tế. Các nghiên cứu cổ điển về các yếu tố quyết định sự phát triển của Barro (1991) đã thử nghiệm tác động của các chỉ số bất ổn về chính trị, được coi là có hại cho quyền sở hữu. Hai thước đo độ bất ổn được sử dụng bởi Barro là: trung bình số cuộc cách mạng (hay đảo chính) và các vụ ám sát chính trị. Kết quả là hai biến này tác động tiêu cực và đáng kể đến tốc độ tăng trưởng và tỷ trọng đầu tư tư nhân trong GDP giữa năm 1960 và 1985. Alesina và Perotti (1996) cũng cho thấy sự bất ổn chính trị làm suy yếu tỷ trọng của đầu tư trong GDP. Nghiên cứu của Barro (1996), Azam et al (1996) cho thấy tác động tiêu cực trực tiếp của sự bất ổn chính trị về kinh tế tăng trưởng. Guillaumont et al (1999) đã chỉ ra rằng sự bất ổn chính trị là một biến quan trọng để giải thích sự kém hiệu quả của các nước châu Phi trong giai đoạn 1970-1990. Nói chung, các nghiên cứu thực nghiệm đã tiến hành để kiểm tra các mối quan hệ trên là đồng thuận với nhau mặc dù sự đa dạng của các mẫu và chỉ số, và về những tác hại của sự bất ổn chính trị về hiệu quả kinh tế của các nước có liên quan.
Mặt khác, Afonso, Antonio, và Joao Tovar Jalles (2014) đánh giá tác động của thâm hụt ngân sách lên tăng trưởng. Trong hầu hết các nước (đặc biệt là nước đang phát triển), thâm hụt ngân sách lớn thường đi kèm với chi tiêu kém hiệu quả của chính phủ, bộ máy nhà nước cồng kềnh, và những chính sách kinh tế phản tác dụng. Do đó, trong số những yếu tố quyết định tăng trưởng kinh tế, chi tiêu chính phủ và chính sách tài khóa được đặc biệt quan tâm. Bài nghiên cứu xem xét các thành phần ngân sách có ảnh hưởng mạnh mẽ và ảnh hưởng tích cực hay tiêu cực lên tốc độ tăng trưởng GDP trên đầu người; sự thay đổi trong dấu và độ lớn của các hệ số với tỷ lệ thâm hụt ngân sách khác nhau; sự khác biệt giữa các nhóm nước; hướng đi của quan hệ nhân quả; bằng chứng ủng hộ hoặc không ủng hộ Keynes về ảnh hưởng của các thành phần tài chính (chính phủ có thể can thiệp vào nền kinh tế bằng các hoạt động chi tiêu đầu tư và chi khuyến khích tiêu dùng) hoặc hỗ trợ sự tồn tại của Luật Wagner (Quy luật Wagner cho rằng nước nào càng giàu chi tiêu công càng cao)? Kết quả cho thấy là: Đối với mẫu đầy đủ, các khoản thu ngân sách khơng có tác động đáng kể vào tăng trưởng trong khi chi tiêu chính phủ có tác động tiêu cực đáng kể; thuế thu nhập thường gây bất lợi cho tăng trưởng; tiền công, các khoản thanh toán lãi suất, trợ cấp và tiêu dùng của chính phủ có ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng sản lượng; chi tiêu cho an sinh xã hội và phúc lợi xã hội là bất lợi cho tăng trưởng; chi tiêu chính phủ về giáo dục và y tế thúc đẩy tăng trưởng; có bằng chứng yếu hỗ trợ quan hệ nhân quả cho các chi tiêu hoặc doanh thu của chính phủ so với GDP bình qn đầu người; có bằng chứng hỗ trợ Luật Wagner.
Chương 3
Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu 3.1 Nguồn dữ liệu
Mục đích của tơi là nghiên cứu tác động của tự do kinh tế, gánh nặng thuế và chất lượng quy định lên thu nhập thực tế bình qn đầu người ở các nước có thu nhập trung bình và thu nhập cao nhằm nghiên cứu mức độ phát triển của các quốc gia ảnh hưởng như thế nào đến vai trò của các biến quan sát lên thu nhập bình quân đầu người. Bài nghiên cứu chia mẫu thành hai nhóm: 30 nước thu nhập trung bình và 29 nước thu nhập cao (xem phụ lục 2). Thời kì nghiên cứu từ 2003-2013 do sự hiện hữu của dữ liệu.
Biến Kí hiệu Nguồn Đơn vị tính/cách tính GDP đầu người (PPP). RPCY Ngân hàng Thế giới % Chỉ số tự do kinh tế HFFREEDOM Heritage Foundation Chất lượng các quy định của chính phủ REGQUAL Ngân hàng Thế giới Gánh nặng thuế đo lường bằng tổng các loại thuế trong nước/ GDP TAXREVGDP Ngân hàng Thế giới, Tổng cục thống kê % Chỉ số ổn định chính trị POLSTAB Ngân hàng Thế giới Tỷ lệ thất nghiệp UR Ngân hàng Thế giới % Lãi suất thực LRINTR Ngân hàng Thế giới % Thâm hụt ngân sách/ GDP BUDDEF Ngân hàng Thế giới %
3.2 Phương pháp nghiên cứu
Dựa trên bài nghiên cứu của Richard J. Cebula và J.R. Clark (2014), bài nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy OLS với dữ liệu bảng nhằm ước lượng mối quan hệ giữa thu nhập bình quân đầu người với tự do kinh tế, chất lượng quy định, gánh nặng thuế và các các biến quan sát khác. Phân tích dữ liệu bảng có độ tin cậy cao hơn dữ liệu chéo và dữ liệu thời gian. Vì dữ liệu bảng cho phép kiểm sốt sự khác nhau khơng quan sát được giữa các nước và kiểm sốt các biến khơng quan sát được nhưng thay đổi theo thời gian (các hiện tượng vĩ mô). Hơn nữa dữ liệu bảng cung cấp nhiều thơng tin hơn, ít biến thiên hơn, ít sự đa cộng tuyến giữa các biến số và hiệu quả hơn.
Mơ hình với tác động cố định có thể kiểm sốt và tách ảnh hưởng của các đặc điểm cố định ra khỏi các biến giải thích để đạt được một ước lượng thực của biến giải thích lên biến phụ thuộc. Tuy nhiên mơ hình với tác động cố định lại thực hiện dựa trên giả định là có sự tương quan giữa phần dư của mỗi thực thể (có chứa các đặc điểm riêng) với các biến giải thích. Tuy nhiên nhược điểm của mơ hình này là q nhiều biến được tạo ra trong mơ hình, do đó, làm giảm bậc tự do và làm tăng khả năng đa cộng tuyến giữa các biến trong mơ hình. Ngồi ra mơ hình này khơng đo lường được tác nhân thay đổi theo thời gian.
Mơ hình với tác động ngẫu nhiên với giả định đặc điểm riêng giữa các thực thể được cho là ngẫu nhiên và khơng tương quan đến biến giải thích. Mơ hình với tác động ngẫu nhiên xem phần dư của mỗi thực thể là một biến giải thích mới và có ưu điểm hơn mơ hình tác động cố định là khơng làm giảm bậc tự do. Tuy nhiên, mơ hình này có hạn chế là mắc phải tích khơng đồng nhất của các hệ số từ các tác động riêng rẽ. Vì vậy bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman (Hausman1978) để lựa chọn mơ hình phù hơp với giả thiết Ho: mơ hình tác động ngẫu nhiên là phù hợp.
Đầu tiên, bài nghiên cứu thực hiện ước lượng với mẫu toàn bộ các quốc gia. Tiếp theo, nhằm nghiên cứu mức độ phát triển của các quốc gia ảnh hưởng như thế nào đến vai trị của các biến quan sát lên thu nhập bình quân đầu người, bài nghiên cứu chia mẫu thành hai nhóm: thu nhập trung bình và thu nhập cao.
Mơ hình được đưa ra như sau:
RPCYjt= f(HFFREEDOMj, REGQUALj, TAXREVGDPj, CONTRj,TR) (1)
RPCYjt= f(HFFREEDOMj, REGQUALj, TAXREVGDPj, POLSTABj,URj,
RLONGINTRj, BUDDEF, TR) (2)
Với các giả thuyết được đưa ra rằng:
fHFFREEDOMj>0, fREGQUALj>0, fTAXREVGDPj<0, fPOLSTABj>0, fURj<0, fRLONGINTRj<0, fBUDDEFj<0
Nghiên cứu này khác với các nghiên cứu liên quan trước đó là ước lượng trên bộ dữ liệu bảng với hiệu ứng ngẫu nhiên (giai đoạn nghiên cứu 2003-2013) trên cơ sở xây dựng một thước đo trung bình tổng thể của tự do kinh tế mà đã loại bỏ hai trong mười chỉ số về tự do kinh tế của Heritage Foundation (2014), cụ thể là, tự do tài khóa và tự do kinh doanh. Sở dĩ loại bỏ hai yếu tố này ra khỏi chỉ số tự do kinh tế tổng thể là để tránh các vấn đề đa cộng tuyến khi có sự hiện diện của chúng và một phần là để thay thế chúng bằng các biến số được cho là tốt hơn để đo lường tự do tài khóa và tự do kinh doanh. Các thước đo thay thế nói trên cụ thể là tỷ lệ phần trăm các loại thuế so với GDP một quốc gia và một thước đo chất lượng quy định, thành phần chủ yếu của tự do tài khóa và tự do kinh doanh. Những thay thế này được giải thích ngay sau đây.
Với hai trường hợp đáng chú ý đã nêu ở trên là tự do tài khóa và tự do kinh doanh, chỉ số tự do kinh tế tổng thể đo lường dựa trên các chỉ số tự do kinh tế thành phần Heritage Foundation (2014), ký hiệu HFFREEDOMjt, trong đó n biểu thị thành phần tự do kinh tế:
8
HFFREEDOMjt = ƩHECFRnjt/8, j=1,…,20, t=2003,…,2013 (3)
n=1
Bảng hệ số tương quan của 10 yếu tố thành phần của chỉ số tự do kinh tế Heritage foundation 2014 cho giai đoạn 2003-2013 của mẫu.
Bảng 3.1 Ma trận hệ số tương quan giữa 10 thành tố trong chỉ số tự do kinh tế
INVF LAF MONF PROF TRAF FIF FISF FCOR GOVF BUF
INVF 1.000 0.482 0.514 0.394 0.408 0.655 0.569 0.511 0.020 0.619 LABF 0.482 1.000 0.235 0.510 0.254 0.298 0.423 0.615 0.060 0.642 MONF 0.514 0.235 1.000 0.355 0.214 0.456 0.226 0.476 0.190 0.271 PROF 0.394 0.510 0.355 1.000 0.230 0.279 0.377 0.798 0.308 0.517 TRA 0.408 0.254 0.214 0.230 1.000 0.533 0.408 0.378 -0.293 0.378 FIF 0.655 0.298 0.456 0.279 0.533 1.000 0.436 0.290 -0.022 0.414 FISF 0.569 0.423 0.226 0.377 0.408 0.436 1.000 0.324 -0.097 0.582 FCOR 0.511 0.615 0.476 0.798 0.378 0.290 0.324 1.000 0.141 0.564 GOVF 0.020 0.060 0.190 0.308 -0.293 -0.022 -0.097 0.141 1.000 0.165 BUF 0.619 0.642 0.271 0.517 0.378 0.414 0.582 0.564 0.165 1.000
Trong đó, INVF là tự do đầu tư, LAR là tự do lao động, MONF là tự do tiền tệ, PROF là tự do quyền tài sản, TRAF là tự do thương mại, FIF là tự do tài chính, FISF là
tự do tài khóa, FCORF là hạn chế tham nhũng, GOVF là kích thước chính phủ, BUF là tự do kinh doanh.
Lý do chính mà việc xác định chỉ số tự do kinh tế hồn tồn khơng có tự do tài khóa là do nó có tương quan cao (r = 0.57) với tự do đầu tư, và do đó xảy ra vấn đề đa cộng tuyến. Ngoài ra cũng cần lưu ý rằng chỉ số tự do tài khóa được xây dựng một phần bởi sự vượt quá một tỷ lệ nhất định trên khung thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp và cá nhân. Vì vậy, nó khả năng có thể khơng cung cấp phần còn lại của cấu trúc thuế thu nhập doanh nghiệp một cách hệ thống và khách quan. Trên thực tế, cũng có nhiều hình thức thuế khác ngồi thuế thu nhập được xem xét một cách có hệ thống khi định lượng tự do tài khóa. Theo đó, tự do tài khóa được thay thế bằng một thước đo đơn giản là gánh nặng thuế tổng thể trong mỗi quốc gia, TAXREVGDPj. Thay thế này có hai lợi thế đó là đơn giản và tồn diện, nghĩa là, nó được tính chỉ đơn giản là tổng của tất cả các loại thuế trong quốc gia j thể hiện bằng số phần trăm của GDP, và mặt khác, nó khơng tương quan cao với tự do đầu tư (r=0.47). Theo tinh thần của tự do tài khóa, nghiên cứu dự đốn rằng thu nhập bình qn đầu người là một hàm giảm của TAXREVGDP, các yếu tố khác không đổi ( Clark và Lawson 2008, Yandle 2013).
Lý do cơ bản nhất để xác định chỉ số tự do tổng thể mà loại trừ tự do kinh doanh đơn giản là thước đo này có thành phần chủ yếu là quy định của chính phủ, nó có tương quan cao (r = 0,52) với sự tự do quyền tư hữu. Điều đó nói lên rằng, để phản ánh ít nhất một phần vai trị của chính phủ trong mơi trường kinh tế như mỗi một luật lệ, nghiên cứu này chấp nhận thay biến tự do kinh doanh bằng "chất lượng của các quy định của chính phủ" (cho bởi World Bank). Biến chất lượng quy định thể hiện bằng biểu tượng REGQUALj trong nghiên cứu này, là một chỉ số phản ánh "khả năng của chính phủ cung cấp các chính sách và các quy định đúng đắn cho phép và khuyến khích phát triển khu vực tư nhân "( World Bank ). Người ta đưa ra giả thuyết rằng mức độ chất lượng quy định tại quốc gia j, REGQUALj, càng lớn thì mức độ hoạt động kinh
tế càng lớn hơn và do đó mức thu nhập bình qn đầu người (GDP) trong nước j trong năm t sẽ lớn hơn, các yếu tố khác không đổi (Upadhyaya, Raymond, và Mixon, 1997; Ugur, 2009).
Ta có thể quan sát thấy rằng các biến thể hiện "chất lượng quy định" và "ổn định chính trị " trong thực tế là khác nhau. Biến được sử dụng để đo lường chất lượng quy định, REGQUAL, phản ánh khả năng của chính phủ của một quốc gia xây dựng và thực hiện những chính sách quy định đúng đắn, hợp lý, và có mục tiêu rõ ràng và những quy định này khơng chỉ cho phép mà cịn thúc đẩy khu vực tư nhân phát triển và hiệu quả (World Bank). Ngược lại, biến được sử dụng để phản ánh sự ổn định chính trị, POLSTAB, đo lường khả năng nhận thức được rằng chính phủ của một quốc gia dễ bị tổn thương khi chính trị mất ổn định hoặc thậm chí lật đổ bởi một trong hai phương diện hiến pháp hay bạo lực, kèm theo sau đó là động cơ bạo lực chính trị và khủng bố (World Bank). Từ một góc độ, để minh họa một cách thống kê sự không liên quan các hai biến là, hệ số tương quan giữa chúng là thấp, tức là r = 0.41.
Biến tỷ lệ thất nghiệp có tác động dự kiến là tiêu cực lên mức thu nhập bình quân đầu người thực tế: tỷ lệ thất nghiệp càng cao, mức thu nhập bình quân đầu người càng thấp, các yếu tố khác không đổi (Cebula, Clark, và Mixon, 2013). Biến tiếp theo là lãi suất thực dài hạn, theo quan sát của Cecchetti (2006, p. 555), "các quyết định kinh tế của các hộ gia đình về tiết kiệm và của các cơng ty về đầu tư phụ thuộc vào lãi suất thực tế. " Tương tự như vậy, Mishkin (2013, p. 609) nhận xét rằng quan điểm truyền thống là "một sự sụt giảm trong lãi suất thực ... làm giảm chi phí vay vốn, từ đó tạo ra một sự gia tăng trong chi tiêu đầu tư và chi tiêu tiêu dùng hàng lâu bền. Theo quan điểm chung đó, một tỷ lệ cao hơn so với lãi suất thực dài hạn trước đó sẽ làm giảm giá trị hiện tại của việc đầu tư vào các doanh nghiệp và do đó giảm tỷ lệ đầu tư vào nhà máy và thiết bị mới, các yếu tố khác không đổi. Hơn nữa, trong việc tiêu thụ,
của lãi suất thực dài hạn, các yếu tố khác khơng đổi. Vì vậy, với một mức lãi suất thực dài hạn cao hơn, mức độ hoạt động kinh tế sẽ giảm đi và do đó mức GDP thu nhập thực tế bình quân đầu người cũng thấp hơn. Cuối cùng, thâm hụt ngân sách cao thường được lập luận là dẫn đến "lấn át" của đầu tư khu vực tư nhân và chi tiêu khác và do đó cũng làm giảm các hoạt động kinh tế và GDP thực tế bình quân đầu người vì vậy cũng giảm, các yếu tố khác không đổi (Carlson và Spencer, 1975; Cebula, 1978; Abrams và Schmitz, 1978).
Bài nghiên cứu cũng giới thiệu thêm một biến kiểm sốt chính trị trên thực tế cho mỗi quốc gia, POLSTABj, đó là một chỉ số của sự ổn định chính trị và sự vắng mặt của bạo lực của mỗi quốc gia. Một giả thuyết được đưa ra ở đây rằng sự thịnh vượng trong một nền kinh tế nói chung phải là một hàm tăng của ổn định chính trị bởi bản chất của chính trị là thúc đẩy trật tự hoặc làm giảm các rủi ro khi ra quyết định và làm cho thị trường trong một nền kinh tế hoạt động hiệu quả hơn (World Bank) và do đó nâng cao thu nhập thực tế bình quân đầu người, các yếu tố khác không đổi. Và TR là một biến xu hướng tuyến tính cho phép xu hướng của các biến trong phân tích theo thời gian.
Chương 4 Kết quả 4.1 Kết quả hồi quy với tất cả các quốc gia
Bảng 4.1.1 thể hiện ma trận hệ số tương quan của các biến được sử dụng trong