Dựa trên kết quả hồi quy ARDL của 3 quốc gia, tác giả đi đến kết luận: thứ nhất thuế giá trị gia tăng có tác động cùng chiều và có ý nghĩa đến tỷ lệ chi thường xuyên trên GDP tại Chile và Áo, thứ hai thuế giá trị gia tăng có tác động ngược chiều đến tỷ lệ chi đầu tư phát triển tại Chi Lê và Dominica.
Kết quả này là hoàn toàn phù hợp với cơ sở lý thuyết đã trình bày ở phần trước, cho thấy việc tăng thuế giá trị gia tăng, tăng nguồn thu của Chính phủ sẽ giúp tăng quy mô chi thường xuyên, tăng chi cho bộ máy nhà nước, tăng chi cho giáo dục, y tế và các vấn đề phúc lợi an sinh xã hội. Đây là một mặt tích cực của việc tăng thuế giá trị gia tăng. Tuy nhiên bên cạnh đó, khơng như chúng ta kỳ vọng khi tăng thu thuế giá trị gia tăng sẽ giúp tăng chi đầu tư phát triển, cải thiện cơ sở hạ tầng, thúc đẩy phát triển kinh tế xã hội, kết quả hồi quy của 3 nước đều cho chúng ta thấy giữa thuế giá trị gia tăng và tỷ lệ chi đầu tư phát triển trên GDP tồn tại một mối quan hệ ngược chiều, cả trong ngắn hạn và dài hạn. Đây là vấn đề đã được nêu lên trong lý thuyết lựa chọn công của Buchanan
vô cùng nghiêm trọng mà các quốc gia cho dù đang phát triển hay đã phát triển vẫn đang đối mặt. Việc tăng nguồn thu từ thuế giá trị gia tăng đồng thời phải tăng cường công tác quản lý và sử dụng nguồn lực của Nhà nước một cách hiệu quả, trách hiện tượng tham ơ, lãng phí, sử dụng sai mục đích, thiếu hiệu quả.
Kết luận chương 4
Kết quả hồi quy có được từ dữ liệu của 3 quốc gia trong mẫu nghiên cứu hoàn toàn thống nhất với giả thuyết nghiên cứu đặt ra. Mặc dù vẫn cịn một số hạn chế như có hiện tượng phương sai thay đổi nhưng kết quả nghiên cứu vẫn vững, hiệu quả và đáng tin cậy. Thuế giá trị gia tăng có tác động cùng chiều với tỷ lệ chi thường xuyên trên GDP và có tác động ngược chiều với tỷ lệ chi đầu tư phát triển trên GDP.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ Kết luận Kết luận
Bài nghiên cứu phân tích ảnh hưởng của thuế giá trị gia tăng đến quy mô chi thường xuyên và quy mô chi đầu tư phát triển ở 3 quốc gia Chile, Áo và Dominica. Dựa trên kết quả hồi quy từ mơ hình ARDL trên dữ liệu thu thập được của 3 quốc gia, tác giả đi đến kết luận như sau:
- Thuế giá trị gia tăng có tác động cùng chiều và có ý nghĩa đến tỷ lệ chi thường xuyên trên GDP, hay nói cách là có tác động cùng chiều và có ý nghĩa đến quy mơ chi thường xuyên tại Chile và Áo. Kết quả thống nhất với nghiên cứu trước và phù hợp với lý thuyết quy mơ chính phủ của Meltzer và
Richard (1983). Hơn nữa, tác động cùng chiều này tồn tại trong cả ngắn hạn
và dài hạn tại Chile và Áo.
- Thuế giá trị gia tăng có tác động ngược chiều và có ý nghĩa đến tỷ lệ chi đầu tư phát triển trên GDP tại Chile và Dominica. Kết quả này phù hợp với lý thuyết lựa chọn công của Buchanan (1976). Hơn nữa, tác động ngược chiều này tồn tại trong cả ngắn hạn và dài hạn tại Chile và Dominica.
Kết quả nghiên cứu đạt được cũng thống nhất với các kết quả của các nghiên cứu liên quan trước đây. Mohamadiyan và cộng sự (2013) cũng đã nghiên cứu tại 103 quốc gia và đưa ra kết luận rằng thuế gian thu có ảnh hưởng tích cực đến chi thường xun của chính phủ. Ngồi ra thì kết quả của tác giả cũng thống nhất với kết quả của
Stockfisch (1985) khi ông kết luận rằng thuế giá trị gia tăng sẽ làm tăng chi tiêu chính
phủ.
Khuyến nghị
Dựa theo kết quả hồi quy, nghiên cứu cho thấy rằng có tồn tại tác động ngược chiều giữa tăng thuế giá trị gia tăng và tỷ lệ chi đầu tư phát triển trên GDP ở Chile và Dominica. Nói cách khác là việc tăng thu thuế giá trị gia tăng khơng mang lại tác động
tích cực cho nền kinh tế khi khơng tăng số chi đầu tư phát triển của quốc gia, gây ảnh hưởng xấu cho nền kinh tế quốc gia, sử dụng không hiệu quả nguồn lực của xã hội. Mối quan hệ tiêu cực này tồn tại ở cả quốc gia đang phát triển như Dominica và cả quốc gia đã phát triển như Chile. Do đó qua kết quả của nghiên cứu này, tác giả đề xuất cho các quốc gia khác nói chung và Chile, Dominica nói riêng cần tăng cường việc thanh tra giám sát các cơ quan Nhà nước trong việc sử dụng và phân phối các nguồn lực của xã hội một cách tiết kiệm, có hiệu quả, tránh tình trạng tham nhũng, lợi ích nhóm gây thất thốt, thiệt hại cho nền kinh tế quốc gia. Việc chi tiêu công phải đảm bảo các nguyên tắc tập trung dân chủ, công khai minh bạch và hiệu quả.
Bên cạnh đó, tăng thu thuế giá trị gia tăng cũng có tác động tích cực khi giúp gia tăng tỷ lệ chi thường xuyên trên GDP ở Chile và Áo. Đây là một tác động tốt cho nền kinh tế nếu việc tăng chi thường xuyên này là nằm ở chi cho giáo dục, y tế, an sinh xã hội, phúc lợi công cộng…nhưng sẽ là tác động xấu cho nền kinh tế nếu việc tăng chi thường xuyên là nằm ở chi cho quản lý bộ máy Nhà nước, tăng quỹ lương của cán bộ công chức, điều này cho thấy bộ máy Nhà nước ngày càng cồng kềnh, hoạt động không hiệu quả. Do đó mặc dù việc tăng thu thuế giá trị gia tăng nhìn chung có tác động tốt đến nền kinh tế, giúp tăng chi thường xuyên nhưng Chính phủ các nước Chile, Áo cũng như các nước khác nên phân tích rõ khoản chi nào gia tăng trong chi thường xun, từ đó có những chính sách kinh tế phù hợp, nâng cao chất lượng cuộc sống người dân, phát triển kinh tế xã hội.
Những đóng góp mới của đề tài
Nghiên cứu đã đóng góp vào kho tàng nghiên cứu khoa học về mối quan hệ giữa thuế giá trị gia tăng đến quy mô chi thường xuyên và quy mô chi đầu tư phát triển. Cách tiếp cận theo mơ hình tự hồi quy và phân phối trễ có nhiều ưu điểm, đồng thời kiểm định các khuyết tật của mơ hình trên một bộ dữ liệu tại các quốc gia chưa nghiên cứu
nên kết quả nghiên cứu được đo lường một cách đáng tin cậy và có tính mới cho bài nghiên cứu về mặt phạm vi dữ liệu.
Thông qua kết quả nghiên cứu, chúng ta có thể thấy rằng việc tăng cường thu ngân sách Nhà nước, cụ thể hơn là thuế giá trị gia tăng chưa chắc giúp tăng cường chi đầu tư phát triển đất nước, thậm chí có thể làm giảm ngân sách cho chi đầu tư phát triển. Việc này có thể lý giải theo lý thuyết lựa chọn cơng là do lợi ích cá nhân của các cơ quan hành chính Chính phủ, đồng thời do cơ chế kiểm sốt chưa chặt chẽ của người dân. Do đó khi Chính phủ ban hành chính sách tăng thuế thì đồng thời cũng phải tăng cường cơ chế giám sát việc sử dụng ngân sách và có chế tài thích hợp cho những quan chức hành động vì lợi ích cá nhân.
Song song đó, việc tăng thuế giá trị gia tăng vẫn có những tác động tích cực khi giúp tăng quy mô chi thường xuyên. Tuy nhiên Chính phủ và người dân cũng phải tăng cường kiểm tra giám sát lý do của việc tăng chi thường xuyên. Việc tăng chi thường xuyên chỉ là tốt khi tăng chi cho an sinh xã hội, giáo dục y tế, phúc lợi …, nâng cao đời sống người dân. Tuy nhiên nếu chi thường xuyên tăng do tăng chi lương cho bộ phận cán bộ cơng chức thì có thể là do bộ máy Nhà nước cồng kềnh, hoạt động không hiệu quả, cần xem xét tinh giảm biên chế để nâng cao chất lượng hoạt động và sử dụng hiệu quả các nguồn lực của đất nước.
Hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo
Bên cạnh một số yếu tố cùng chiều, bài nghiên cứu vẫn còn một vài điểm hạn chế cần khắc phục. Do hạn chế về mặt thời gian thực hiện cũng như số liệu có được, tác giả chỉ mới nghiên cứu ở 3 quốc gia chứ chưa mở rộng ra nhiều quốc gia hơn. Hơn nữa tác giả cũng chỉ mới nghiên cứu ở các quốc gia theo chế độ cộng hòa mà chưa tiến hành nghiên cứu ở các quốc gia theo thể chế khác. Ngoài ra kết quả của 3 quốc gia mặc dù có sự thống nhất với nhau và phù hợp với cơ sở lý thuyết nhưng mơ hình nghiên cứu vẫn còn tồn tại một vài vấn đề như có hiện tượng phương sai thay đổi ở Áo và
Dominica dẫn đến ước lượng có thể khơng hiệu quả mà chưa khắc phục được khi sử dụng ARDL hay kiểm định CUSUM ở Áo vượt ra khỏi đường biên. Thời gian tới, các nghiên cứu tiếp theo nên mở rộng hơn các quốc gia và kéo dài hơn thời gian nghiên cứu để có được bộ dữ liệu chuẩn hơn, khắc phục các hiện tượng phương sai thay đổi và kiểm định CUSUM ổn định hơn.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Danh mục tài liệu tiếng Việt
Hồng Ngọc Nhậm, 2008. Giáo trình Kinh tế lượng. Đại học Kinh tế TP.HCM. Nhà
xuất bản Lao động – Xã hội.
Sử Định Thành, 2008. Giáo trình Nhập mơn Tài chính – Tiền tệ. Đại học Kinh tế
TP.HCM. Nhà xuất bản Lao động – Xã hội.
Danh mục tài liệu tiếng Anh
Alizadeh, M, 2016. “Studying the effect of value added tax on the size of current government and construction government”. Procedia Economics and Finance, 336-
344.
Breusch, T. S, 1978. Testing for Autocorrelation in Dynamic Linear Models. Australian Economic Papers, 17, 334–355.
Breusch, T. S.; Pagan, A. R., 1979. A Simple Test for Heteroskedasticity and Random Coefficient Variation. Econometrica, 47 (5), 1287–1294.
Buchanan J, 1967. Public Finance in Democratic Processes. Dadgar, 2013. Public sector economy.
Dadgar, Y. và Nazari, R. ,2013. Government and optimized tax in public sector economy and function of government and tax in Iran. Journal of Applied economic studies, 1-29.
Durbin, J., và Watson, G. S., 1950. Testing for Serial Correlation in Least Squares Regression, I. Biometrika, 37, 409–428.
Godfrey, L. G., 1978. Testing Against General Autoregressive and Moving Average Error Models when the Regressors Include Lagged Dependent Variables. Econometrica, 46, 1293–1301.
J. A. Stockfisch, 1985. Value-added taxes and the size of government: some evidence.
National Tax Journal Vol. 38, No. 4 (December, 1985), pp. 547-552
Lee, Dongwon; Kim, Dongil; Borcherding, Thomas E. Tax structure and government spending: does the value-added tax increase the size of government?. National Tax Journal, Washington Vol. 66, Iss. 3, (Sep 2013): 541-569,506.
Meltzer, và Richard S., 1983. Test of Rationality Theory of the Size of government. Mohammadiyan, F. và cộng sự., 2013. Presenting and testing a new model of explaining government size. Economic research journal, 49, 117-150.
Ramsey, J. B., 1969. Tests for Specification Errors in Classical Linear Least Squares Regression Analysis. Journal of the Royal Statistical Society, 31 (2), 350–371.
PHỤ LỤC
1. Chile
a. Bảng kết quả kiểm định tính dừng
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -5.540 -3.628 -2.950 -2.608 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 43 . dfuller LVAT_CHL
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.2448
Z(t) -2.099 -3.628 -2.950 -2.608 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 43 . dfuller LCG_CHL
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.1727
Z(t) -2.298 -3.628 -2.950 -2.608 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 43 . dfuller LDG_CHL
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -6.980 -3.634 -2.952 -2.610 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 42 . dfuller d.LCG_CHL
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -6.518 -3.634 -2.952 -2.610 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 42 . dfuller d.LDG_CHL
b. Kết quả kiểm định đường bao Mơ hình 1:
Critical values from Pesaran/Shin/Smith (2001)
k: # of non-deterministic regressors in long-run relationship reject if t < critical value for I(1) regressors
accept if t > critical value for I(0) regressors
k_1 -2.57 -2.91 -2.86 -3.22 -3.13 -3.50 -3.43 -3.82 L_1 L_1 L_05 L_05 L_025 L_025 L_01 L_01 [I_0] [I_1] [I_0] [I_1] [I_0] [I_1] [I_0] [I_1] Critical Values (0.1-0.01), t-statistic, Case 3
reject if F > critical value for I(1) regressors accept if F < critical value for I(0) regressors
k_1 4.04 4.78 4.94 5.73 5.77 6.68 6.84 7.84 L_1 L_1 L_05 L_05 L_025 L_025 L_01 L_01 [I_0] [I_1] [I_0] [I_1] [I_0] [I_1] [I_0] [I_1] Critical Values (0.1-0.01), F-statistic, Case 3
t = -6.052 H0: no levels relationship F = 19.269
Pesaran/Shin/Smith (2001) ARDL Bounds Test
Root MSE = .02775008 Adj R-squared = .52719129 R-squared = .58940296 Log likelihood = 87.715093 Number of obs = 39 Sample: 1977 - 2015 Model: ec ARDL regression
Mơ hình 2:
Critical values from Pesaran/Shin/Smith (2001)
k: # of non-deterministic regressors in long-run relationship reject if t < critical value for I(1) regressors
accept if t > critical value for I(0) regressors
k_1 -2.57 -2.91 -2.86 -3.22 -3.13 -3.50 -3.43 -3.82 L_1 L_1 L_05 L_05 L_025 L_025 L_01 L_01 [I_0] [I_1] [I_0] [I_1] [I_0] [I_1] [I_0] [I_1] Critical Values (0.1-0.01), t-statistic, Case 3
reject if F > critical value for I(1) regressors accept if F < critical value for I(0) regressors
k_1 4.04 4.78 4.94 5.73 5.77 6.68 6.84 7.84 L_1 L_1 L_05 L_05 L_025 L_025 L_01 L_01 [I_0] [I_1] [I_0] [I_1] [I_0] [I_1] [I_0] [I_1] Critical Values (0.1-0.01), F-statistic, Case 3
t = -7.212 H0: no levels relationship F = 29.202
Pesaran/Shin/Smith (2001) ARDL Bounds Test
Root MSE = .03572745 Adj R-squared = .71241286 R-squared = .76538944 Log likelihood = 79.079697 Number of obs = 39 Sample: 1977 - 2015 Model: ec ARDL regression
c. Kết quả hồi quy ARDL dài hạn Mơ hình 1: _cons -.6211247 .2704952 -2.30 0.028 -1.171451 -.0707982 L2D. .6344448 .210746 3.01 0.005 .2056787 1.063211 LD. .2161054 .2056314 1.05 0.301 -.2022549 .6344657 D1. -.1212545 .2060573 -0.59 0.560 -.5404812 .2979722 LVAT_CHL SR --. .060092 .0265898 2.26 0.031 .0059947 .1141893 LVAT_CHL LR L1. -.9080364 .1500434 -6.05 0.000 -1.213302 -.6027708 dLCG_CHL ADJ D.dLCG_CHL Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Root MSE = .02775008 Adj R-squared = .52719129 R-squared = .58940296 Log likelihood = 87.715093 Number of obs = 39 Sample: 1977 - 2015 Model: ec ARDL regression
Mơ hình 2: _cons .9814378 .4062582 2.42 0.022 .1528688 1.810007 L3D. -.610644 .2895835 -2.11 0.043 -1.201253 -.0200345 L2D. -.7622602 .2785727 -2.74 0.010 -1.330413 -.1941074 LD. .4185907 .273472 1.53 0.136 -.1391591 .9763406 D1. -.2523283 .2787753 -0.91 0.372 -.8208942 .3162376 LVAT_CHL LD. .2895165 .1308428 2.21 0.034 .0226607 .5563722 dLDG_CHL SR LVAT_CHL -.0666532 .0294574 -2.26 0.031 -.126732 -.0065744 LR L1. -1.280365 .1775414 -7.21 0.000 -1.642463 -.9182665 dLDG_CHL ADJ D.dLDG_CHL Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Root MSE = .03572745 Adj R-squared = .71241286 R-squared = .76538944 Log likelihood = 79.079697 Number of obs = 39 Sample: 1977 - 2015 Model: ec ARDL regression
d. Kết quả hồi quy ARDL ngắn hạn Mơ hình 1: _cons -.6211247 .2704952 -2.30 0.028 -1.171451 -.0707982 L2D. .6344448 .210746 3.01 0.005 .2056787 1.063211 LD. .2161054 .2056314 1.05 0.301 -.2022549 .6344657 D1. -.1212545 .2060573 -0.59 0.560 -.5404812 .2979722 --. .0545657 .0238168 2.29 0.028 .00611 .1030215 LVAT_CHL L1. -.9080364 .1500434 -6.05 0.000 -1.213302 -.6027708 dLCG_CHL D.dLCG_CHL Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .061890888 38 .001628708 Root MSE = .02775