Trong phần này, vì khơng có mơ hình lý thuyết hay khn khổ thống nhất để giải quyết mối quan hệ giữa các biến số kinh tế và chính trị với điều chỉnh tài chính sách tài khóa, mơ hình được xây dựng theo ước tính thực nghiệm của Mierau và cộng sự (2007), thay vì tập trung vào một lý thuyết cụ thể, sẽ mở rộng cho nhiều biến giải thích. Tuy nhiên, 2 biến chính trong mơ hình vẫn là "sự khơng thể dự báo tỉ lệ giải ngân ODA" và " kiều hối", vì vậy những biến kiểm sốt được đưa vào cũng có ảnh hưởng đến một trong hai biến trên hoặc cả hai. Do đó, có thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Để khắc phục hiện tượng này, bài nghiên cứu sử dụng những hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF) được tính tốn bằng 1/(1- Ri2
) với Ri2
là giá trị R2
của phương trình hồi quy phụ của biến độc lập thứ i theo những biến độc lập còn lại. Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình logit nhị phân cố định có điều kiện sau đây:
• yit = 1 nếu 𝑦𝑦𝑖𝑖𝑡𝑡∗ > 0 • yit = 0 nếu 𝑦𝑦𝑖𝑖𝑡𝑡∗ ≤0
𝑦𝑦𝑖𝑖𝑡𝑡∗ =𝑥𝑥𝑖𝑖𝑡𝑡′ 𝛽𝛽+𝜀𝜀𝑖𝑖𝑡𝑡
Trong đó:
• i = 1,…,n: kí hiệu cho quốc gia trong mẫu nghiên cứu, • t = 1,…, Ti:là giai đoạn nghiên cứu của quốc gia thứ i .
• yit: biến phụ thuộc đại diện cho sự điều chỉnh tài khóa. yit = 1 nếu quốc gia y trong năm t áp dụng các biện pháp nhằm cải thiện tài khóa, ngượi lại yit = 0.
• xit là véctơ của các biến giải thích (rút ra từ các bài nghiên cứu thực nghiệm) được sử dụng trong bài nghiên cứu này, bao gồm: kiều hối, biến đo lường sự không thể
dự báo của các dòng viện trợ, ODA giải ngân ròng, tỷ giá hoái đối thực hiệu quả (REER), thâm hụt ngân sách cơ bản, thoái vốn (capital flight), , nợ nội địa, taxrev, nontaxrev, lạm phát, tốc độc tăng trưởng GDP hàng năm, , chênh lệch sản lượng (output gap), chất lượng quản lý của chính phủ, biến giả thể hiện quốc gia kí kết các chương trình với IMF trong các năm tài khóa trước đó.
• 𝜀𝜀𝑖𝑖𝑡𝑡: sai số
Bài nghiên cứu này sử dụng mơ hình hồi quy nhị phân hiệu ứng cố định vì khơng thu thập đủ dữ liệu của tất cả các quốc gia đang phát triển. Tuy nhiên, với mỗi quốc gia trong mẫu nghiên cứu, đều có những đặc điểm kinh tế, chính trị và thể chế riêng có khả năng có mối tương quan với các biến giải thích của mơ hình. Vì vậy có khả năng phần dư Eit sẽ tương quan với các biến giải thích, điều này sẽ đến hiện tượng nội sinh. Để giải quyết vấn đề nội sinh cho các biến và tránh kết quả ước lượng bị lệch, tơi sẽ lần lượt trình bày ba mơ hình với ba phương pháp khác nhau như dưới đây.
3.3 Phương pháp nghiên cứu
Để đáp ứng mục tiêu định lượng được tác động của kiều hối và sự không thể dự báo tỷ lệ giải ngân ODA đến việc điều chỉnh chính sách tài khóa, đồng thời giải quyết vấn đề nội sinh, bài nghiên cứu sử dụng hai phương pháp chính:
Phương pháp 1: Ước lượng biến phụ thuộc theo giá tri độ trễ là một năm của các biến nội sinh. Việc này sẽ dẫn đến mơ hình sau:
Mơ hình 1:
FC = α0 + α1LnRemitt-1 + α2Unpredictability + α3LnNetODAt-1 + α4LnREERt-1 + α5Priexpt-1 + α6Capitalflightt-1 + α7DomDebtt-1 + α8TaxRevt-1 + α9NontaxRevt-1 +
Phương pháp 2: Ước lượng biến phụ thuộc theo các biến cơng cụ của các biến nội sinh. Có hai cách tiếp cận cho phương pháp này.
• Cách tiếp cần đầu tiên:
Sử dụng phương pháp 2SLS (phương pháp hồi quy 2 giai đoạn). Trong đó, các biến công cụ là những biến nội sinh trong mơ hình 1 lấy giá trị độ trễ 1, 2, 3 năm. Ở giai đoạn đầu, sẽ tính ra giá trị dự báo của các biến nội sinh để sử dụng trong phương trình chính ở giai đoạn 2 (mơ hình logit có điều kiện), sau đó ước lượng biến phụ thuộc theo giá trị độ trễ 1, 2, 3 năm của biến nội sinh và các biến còn lại trong mơ hình.
Mơ hình 2:
FC = α0 + α1predict(LnRemitt-1) + α2Unpredictability + α3predict(LnNetODAt-1) + α4predict(LnREERt-1) + α5Priexpt-1 + α6predict(Capitalflightt-1) + α7predict(DomDebtt-1) + α8TaxRevt-1 + α9NontaxRevt-1 + α10predict(Inft-1) + α11Growtht-1 + α12 predict(Outputgapt-1) + α13IMF + α14Qog + 𝜀𝜀𝑖𝑖𝑡𝑡
• Cách tiếp cận thứ hai:
Phương pháp 2SLS giả định mơ hình ước lượng trong giai đoạn thứ hai phải là tuyến tính, ngược lại mơ hình trong bài nghiên cứu này là phi tuyến (mơ hình Logit có điều kiện), điều này có thể gây ra việc ước lượng các hệ số khơng vững. Vì vậy mơ hình 3 với phương pháp IV-2SLS bao gồm phần dư được đưa vào bài nghiên cứu để giải quyết vấn đề này. Theo Blundell & Smith (1989, 1993), đối với các phương trình hồi quy có biến phụ thuộc là nhị phân, tính vững của các hệ số ước lượng có thể đạt được bằng cách thêm giá trị dự báo của phần dư được ước lượng từ giai đoạn đầu vào phương trình giai đoạn hai.
Bài nghiên cứu sẽ tập trung vào kết quả của mơ hình 3 vì đây là mơ hình ước lượng tốt nhất trong cả ba mơ hình.
Mơ hình 3:
FC = α0 + α1predict(LnRemitt-1) + α2Unpredictability + α3predict(LnNetODAt-1) + α4predict(LnREERt-1) + α5Priexpt-1 + α6predict(Capitalflightt-1) + α7predict(DomDebtt-1) + α8TaxRevt-1 + α9NontaxRevt-1 + α10predict(Inft-1) + α11Growtht-1 + α12 predict(Outputgapt-1) + α13IMF + α14Qog + α15residual(LnRemitt-1) + α16residual(LnNetODAt-1) + α17residual(LnREERt-1) + α18residual(Capitalflightt-1) + α19residual(DomDebtt-1) + α20residual(Inft-1) + α21residual(Outputgapt-1) + 𝜀𝜀𝑖𝑖𝑡𝑡
Chương 4:
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 Thống kê mô tả Bảng 4.1 Thống kê mô tả Tên biến Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị Min Giá trị Max Logremit 252 -4.22106 1.62671 -8.10042 -1.55978 Unpredictability 252 0.00257 0.01007 -0.01855 0.07542 Lognetoda 252 -4.86183 2.32881 - 12.36872 0.00000 Logreer 252 -0.01022 0.16345 -0.41653 0.81702 Primaryexpend 252 0.25679 0.10441 0.13410 0.72382 Capitalflight 252 0.27014 0.20797 -0.22380 1.06313 Domesdebt 252 0.01906 0.32252 -1.21020 0.66366 Taxrevenue 252 0.13130 0.03932 0.05518 0.28710 Nontaxrevenue 252 0.10511 0.12918 -0.00996 0.97379 Inflation 250 7.01342 5.58726 -1.71034 39.26636 Growth 250 0.06448 0.04501 -0.14150 0.34500 Outputgap 251 0.23721 0.91087 -0.33472 10.47374 Imf 252 0.71825 0.45075 0.00000 1.00000 Qog 252 0.45768 0.39023 -1.21023 0.46232
4.2 Kết quả phân tích hồi quy
Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan và nhân tử phóng đại phương sai VIF
Hệ số VIF của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 10. Điều đó có thể kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong bài nghiên cứu.
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 Logremit 1 Unpre -0.0953 1 Outputgap -0.0239 -0.1291 1 Inflation -0.0565 0.0268 0.0539 1 Growth 0.0487 -0.1210 0.0489 -0.0905 1 Logreer 0.0254 -0.1893 0.3987 0.1131 -0.1107 1 Lognetoda 0.0735 0.2382 0.0395 -0.1248 -0.0548 -0.0295 1 Priexpend -0.1576 0.1480 0.1571 0.0668 0.1984 0.1696 0.0901 1 Capital -0.1239 -0.0691 0.1765 -0.2948 0.2699 0.0357 0.0683 0.1589 1 Dom 0.3226 -0.0535 0.0325 -0.1601 0.0264 -0.1240 -0.0294 -0.4194 1 Qog 0.0228 0.0714 0.3575 -0.3584 -0.0649 -0.0626 0.0746 0.2675 0.2757 0.0429 1 Imf -0.0508 -0.1333 0.0195 -0.0815 0.0307 -0.0274 -0.0360 0.0990 -0.0383 -0.0640 1 TaxRev -0.0875 0.0615 -0.0337 -0.1334 0.0176 -0.0084 0.4178 0.3382 0.4285 -0.3990 0.3298 0.1057 1 NontaxRev -0.0604 0.0511 -0.0345 0.1324 0.2433 0.2154 -0.1602 0.6543 0.2195 -0.0454 -0.0357 1.0173 0.0285 1 R 0.2251 0.1929 1.5300 0.2378 0.2487 0.2867 0.2922 0.6766 0.4590 0.4648 0.3802 0.0745 0.5565 0.6500 Nhân tử phóng đại phương sai 1.29 1.25 0.07 1.32 1.33 1.41 1.41 3.09 1.85 1.88 1.62 1.09 2.25 2.65
Bảng 4.3 Kết quả mơ hình 1 Mơ hình 1 FCA FCH Hệ số P-value Hệ số P-value LnRemit 1.01250** 0.027 0.776069* 0.067 Unpredictability 26.46306 0.438 22.04947 0.454 Outputgap -2.57978** 0.015 -2.46798** 0.021 Inflation -0.07235 0.233 -0.16409*** 0.009 Growth -4.79952 0.457 -10.4002 0.104 LnREER 0.95401 0.573 -2.27986 0.163 LnNetODA -0.26143 0.264 0.114166 0.418 Primaryexpend 34.87929*** 0.001 16.01416*** 0.005 Capitalflight 5.59950* 0.058 -0.51191 0.783 Domesdebt 0.30674 0.872 1.367476 0.489 Qog -3.76048* 0.076 -0.4145 0.805 Imf 21.42059 0.988 4.659237*** 0 Taxrevenue -10.64343 0.527 26.40931 0.119 Nontaxrevenue -11.58762** 0.014 -0.11016 0.973
* p<0.1 (mức ý nghĩa 10%); ** p<0.05 (mức ý nghĩa 5%); *** p<0.01 (mức ý nghĩa 1%)
Bảng 4.2 trình bày kết quả hồi quy logit hiệu ứng cố định có diều kiện theo phương pháp lấy độ trễ của các biến nội sinh.
Kết quả cho thấy biến LnRemit có mối tương quan dương với cả hai biến FCA và FCH. Hệ số tương quan giữa FCA và LnRemit là 1.01250 ở mức ý nghĩa 5% và hệ số
tương quan giữa FCH và LnRemit là 0.776069 ở mức ý nghĩa 10%. Điều này cho thấy kiều hối có tác động đến việc điều chỉnh chính sách tài khóa nhanh hoặc từ từ, theo đúng kỳ vọng ban đầu. Điều đó có ý nghĩa kều hối có ảnh hưởng tích cực đến việc điều chỉnh tài khóa. Đối với biến Unpredictability, sự không thể dự báo tỷ lệ giải ngân ODA không tác động lên cả hai biến FCA và FCH, ngụ ý rằng sự sai biệt giữa ODA giải ngân thực tế và ODA cam kết trong quá khứ khơng ảnh hưởng điều chỉnh chính sách tài khóa.
Ngồi hai biến độc lập chính, bài nghiên cứu cịn đề cập đến mối quan hệ giữa các biến kiểm sốt đối với điều chỉnh tài khóa. Trong đó, biến Outputgap có mối tương quan âm với cả hai biến FCA và FCH ở mức ý nghĩa 5%. Đặc biệt, biến Priexpend có ý nghĩa (mức ý nghĩa 1%) và hệ số tương quan dương rất cao trong ngắn hạn và cả dài hạn. Điều này đúng với kỳ vọng dấu ban đầu, khi chi tiêu cơ bản của chính phủ các quốc gia châu Á càng tăng sẽ làm tăng khả năng điều chỉnh của chính sách tài khóa nhanh hoặc từ từ trong dài hạn. Bên cạnh chi tiêu cơ bản, bài nghiên cứu xem xét thành phần còn lại cấu thành ngân sách cơ bản, về biến nguồn thu phi thuế và rút ra kết luận, khi nguồn thu phi thuế của các quốc gia châu Á trong ngắn hạn tăng lên sẽ làm tăng khả năng điều chỉnh chính sách tài khóa.
Bên cạnh đó, biến thối vốn và chất lượng quản lý của chính phủ cũng có tác động đến sự điều chỉnh tài khóa trong ngắn hạn, lạm phát và các chương trình hỗ trợ của IMF thì tác động đến điều chỉnh chính sách tài khóa trong dài hạn và hai biến này có mối tương quan rất cao đến việc điều chỉnh chính sách tài khóa, với mức ý nghĩa 1%. Trong đó lạm phát có mối tương quan âm với hệ số -0.16409 và các chương trình hỗ trợ IMF có mối tương quan dương với hệ số 4.659237. Điều này cũng đúng với kỳ vọng ban đầu, khi chính sách tiền tệ thắt chặt, chính sách tài khóa sẽ mở rộng để bù đắp cho mức sản lượng bị giảm. Ngồi ra lãi suất do chính sách tiền tệ thắt chặt sẽ làm
cho những khoản nợ cơng của chính phủ hấp dẫn hơn những kênh đầu tư nhân. Vì vậy, chính phủ sẽ dễ dàng có được nguồn thu từ khu vực tư nhân.
Bảng 4.4 Kết quả mơ hình 2 Mơ hình 2 FCA FCH Hệ số P-value Hệ số P-value LnRemit 1.43406** 0.015 0.98838** 0.039 Unpredictability 13.12444 0.770 24.09805 0.552 Outputgap -0.47269 0.475 -1.28665 0.104 Inflation -0.01717 0.885 0.02618 0.798 Growth -1.49774 0.850 -10.97432 0.108 LnREER -5.40211 0.140 -2.37085 0.446 LnNetODA -0.58568 0.156 -0.37760 0.277 Primaryexpend 58.01926*** 0.000 12.42073* 0.071 Capitalflight 8.05543** 0.038 -0.89060 0.777 Domesdebt 2.58839 0.218 1.42980 0.460 Qog -4.54568 0.121 1.83075 0.450 Imf 49.48381 0.977 4.35472*** 0.009 Taxrevenue -19.48393 0.434 12.86574 0.472 Nontaxrevenue -64.01831*** 0.001 -6.62060 0.137
* p<0.1(mức ý nghĩa 10%); ** p<0.05 (mức ý nghĩa 5%); *** p<0.01(mức ý nghĩa 1%)
Tương tự mơ hình 1, kết quả hồi quy cho thấy biến LnRemit có mối tương quan dương với cả hai biến FCA và FCH. Tuy nhiên, hệ số trong mơ hình 2 lớn hơn mơ hình 1. Theo đó, hệ số tương quan giữa biến LnRemit với biến FCA là 1.43406 > 1.01250 và hệ số tương quan giữa biến LnRemit với biến FCH là 0.98838 > 0.776069. Điều này khẳng định một lần nữa lượng kiều hối của các quốc gia đang phát triển ở châu Á có tác động đến sự điều chỉnh chính sách tài khóa.
Theo mơ hình 2, biến Unpredictability khơng vẫn khơng có ý nghĩa, khẳng định sự khơng thể dự đốn tỷ lệ giải ngân ODA khơng có tác động đến việc điều chỉnh chính sách tài khóa nhanh hay dần dần.
Đối với các biến kiểm sốt:
Biến Primaryexpend giữ ngun dấu, có mối tương quan dương với biến điều chỉnh tài khóa, riêng biến Outputgap khơng có ý nghĩa cả trong ngắn hạn và dài hạn như mơ hình 1.
Trong ngắn hạn, sự thối vốn và nguồn thu phi thuế vẫn tác động đến điều chỉnh tài khóa và giữ ngun dấu như mơ hình 1, chất lượng quản lý của chính phủ khơng tác động đến điều chỉnh tài khóa.
Trong dài hạn, biến IMF vẫn giữ mối tương quan dương với điều chỉnh tài khóa ở mức ý nghĩa cao (mức ý nghĩa 1%), riêng biến Imf khơng cịn ý nghĩa như mơ hình 1.
Bảng 4.5 Kết quả mơ hình 3 Mơ hình 3 FCA FCH Hệ số P-value Hệ số P-value LnRemit 1.78205** 0.012 1.46267** 0.022 Unpredictability 56.82520 0.312 57.29168 0.211 Outputgap -0.22681 0.775 -0.54982 0.515 Inflation 0.00354 0.979 0.08353 0.461 Growth 4.28261 0.650 -8.07891 0.312 LnREER -6.00635 0.136 -3.35898 0.338 LnNetODA -0.83254 0.128 -0.55236 0.240 Primaryexpend 61.42382*** 0.002 8.93885 0.235 Capitalflight 5.75711 0.218 -4.19848 0.305 Domesdebt -0.22695 0.944 -0.01871 0.994 Qog -6.95687* 0.058 0.86715 0.755 Imf 49.66913 0.976 4.24983*** 0.008 Taxrevenue -19.75515 0.484 11.80416 0.514 Nontaxrevenue -59.37810*** 0.008 -3.36732 0.448
* p<0.1(mức ý nghĩa 10%); ** p<0.05 (mức ý nghĩa 5%); *** p<0.01(mức ý nghĩa 1%)
Kết quả hồi quy ở cả ba mơ hình khá tương đồng với nhau. Chỉ khác nhau hệ số và mức ý nghĩa. Kết quả ở mơ hình 3 lại một lần nữa khẳng định kiều hối tác động tích cực lên điều chỉnh chính sách tài khóa ở các nước đang phát triển khu vực châu Á. Điều này có thể giải thích bằng việc khi kiều hối gửi về một quốc gia tăng, chính phủ quốc gia đó có xu hướng nới lỏng "khơng gian tài khóa" (chênh lệch giữa tỷ lệ nợ quốc
gia trên GDP của một nước và giới hạn nợ của quốc gia đó) dẫn đến chính phủ sẽ không tuân thủ các nguyên tắc tài khóa và do đó khơng tránh khỏi việc điều chỉnh chính sách tài khóa vào năm t. Đối với biến sự không thể dự báo của ODA giải ngân, tương tự như kết quả mơ hình 1 và mơ hình 2, biến này khơng có tác động đến việc điều chỉnh chính sách tài khóa của các nước đang phát triển châu Á.
Liên quan đến các biến kiểm soát, bảng 4.4 đưa ra kết quả như sau:
Biến Primaryexpend có tác động tích cực lên việc điều chỉnh tài khóa trong ngắn hạn. Điều này có ý nghĩa rằng khi chính phủ các quốc gia đang phát triển khu vực Châu Á tăng chi tiêu cơ bản sẽ làm tăng khả năng thực hiện điều chỉnh tài khóa trong ngắn hạn. Bên cạnh chi tiêu, thành phần còn lại cấu thành ngân sách cơ bản là nguồn thu thuế, kết quả về biến nguồn thu phi thuế cho thấy mối tương quan âm với điều chỉnh tài khóa với hệ số -59.37810***, kết quả này khẳng định khi nguồn thu phi thuế của các quốc gia châu Á trong ngắn hạn tăng lên sẽ làm tăng khả năng điều chỉnh chính sách tài khóa.
Chất lượng quản lý của chính phủ trong ngắn hạn có mối tương quan âm đối với điều chỉnh chính sách tài khóa, thể hiện qua giá trị hệ số ước lượng âm -6.95687*ở mức ý nghĩa 10%. Điều này đúng với dự đoán ban đầu, chất lượng thể chế cao sẽ thúc đẩy khu vực công làm việc hiệu quả hơn và giảm tham nhũng, dẫn đến gia tăng nguồn thu của chính phủ (trong đó có thu thuế) từ đó giảm việc điều chỉnh tài khóa. Tiếp theo là biến IMF, biến này có tác động tích cực lên việc điều chỉnh tài khóa. Điều này có thể khẳng định việc ký kết các chương trình hỗ trợ của IMF sẽ giúp các quốc gia đang phát triển khu vực Châu Á điều chỉnh chính sách tài khóa dần trong dài hạn để cải thiện vị thế tài khóa của các nước này.
Các biến cịn lại đều khơng có tác động đến điều chỉnh tài khóa. Trong đó, đáng chú ý ở cả ba mơ hình biến LnNetODA khơng có ý nghĩa thống kê, trái với kỳ vọng ban đầu.