Chu kỳ kinh tế chính trị mối quan tâm về ngân sách

  • Số trang: 18 |
  • Loại file: PDF |
  • Lượt xem: 15 |
  • Lượt tải: 0
nganguyen

Đã đăng 34173 tài liệu

Mô tả:

Đ ẠI HỌ C K IN H TẾ TP.HC M KH O A T ÀI CH ÍNH D O ANH N GH IỆP -------- Chu kỳ kinh tế chính trị: Mối quan tâm về ngân sách Giáo viên h ướng dẫn : PGS. TS Sử Đình Thàn h Sinh viên th ực hi ện : Nhóm 9 Ng uyễ n Ho àng Thụy B í ch Tr âm Nguyễ n Th ành  n Vũ Thị Gia ng Phan Thị M ỹ Hiề n Đỗ Th ành Nhân Nguyễ n Hữ u N hân Lê Đặng Hu ỳnh Nh ư Nguyễ n Quang Sơn Nguyễ n Hoà ng Nhật Tân Nguyễ n Thị Th ùy L ớp : Cao Học Ngày 2 TP.HCM, 09/2012 Tóm tắt Chúng tôi xem xét mối quan hệ giữa bầu cử và các dạng điều hành k hác nhau của 30 nền kinh tế OECD từ năm 1993 đến 2007. Chúng tôi tập trung vào các chỉ tiêu điều hành bao gồm các ngành công nghiệp năng lượng, giao thông vận tải và thông tin liên lạc mà có nhiều sự đóng góp củ a khu vực công. Chúng tôi chỉ ra bằng chứng cho thấy rằng bầu cử có tác động tích cực đến nhữ ng hoạt động điều hành tổng thể của các lĩnh vực trên. Kết quả này được giải thích như là chiến lược thao túng trước bầu cử trên danh nghĩa của các nhà cầm quyền. Lợi ích kinh tế được duy trì thông qua các t ác động tích cực đóng vai trò như các công cụ chính sách thay thế cho việc chuyển giao tài khóa trư ớc khi bầu cử. Những phát hiện trên là tồn t ại và bền vững ngay cả ở các quốc gia có thể chế dân chủ lâu đời nơi mà chu kỳ ngân sách chính trị ít có khả n ăng xảy ra. 1. Giới thiệu: Những biến động theo chu kỳ trong chính sách tài khóa của chính phủ gây ra bởi các sắc lệnh hiến pháp trong các cuộc bầu cử định kỳ xảy ra được mô tả thông qua thuật ngữ chu kỳ kinh tế chính trị. Sự xuất hiện của những chu kì này là do hành vi cơ hội của những người đương nhiệm trước khi bầu cử. Các chính trị gia trong chính phủ thông qua việc thao túng có chiến lư ợc trong các công cụ chính sách và đặc biệt là mở rộng tài chính nhằm nỗ lự c t ạo ra các lợi thế kinh tế cho các cử tri. Nghiên cứu thực nghiệm gần đây đã xác định thao tú ng có chiến lư ợc các chính sách tài khóa trư ớc khi bầu cử, thay mặt Chính phủ, trong các nền dân chủ m ới thành lập (Brender và Drazen,2008). Một số các đ ặc điểm thể chế khác, như tham nhũng và không minh bạch đã được kiểm định thực nghiệm và tìm thấy ý nghĩa thống kê trong việc giải thích chu kỳ ngân sách chính trị và cũng có thể đúng cho những quốc gia có cơ chế chính trị còn non trẻ. Dưới sự sáng tỏ của những phát hiện này, một câu hỏi được đặt ra là liệu có là nhữ ng công cụ khác ngoài chính sách tài khóa có thể được áp dụng cho các thao túng bầu cử trư ớc cử tri mà không có rối loạn quá mứ c trong cân đối ngân sách của chính phủ và nó có tồn t ại trong nền dân chủ cũ hay không. Chúng tôi cho rằng quy định kinh tế và các lợi ích kinh tế theo sau được tạo ra thông qua sự can thiệp của chính phủ vào nền kinh tế có th ể là một công cụ. Alesina et al (2008) cung cấp bằng chứng yếu cho 21 quốc gia m à các cuộc cải cách xảy ra vào lúc bắt đầu của một nhiệm kỳ mới, kết quả là nó bị giới hạn trong các lĩnh vực nhất định của nền kinh tế và không liên hệ được với chu kỳ ngân sách chính trị. Họ gán các phát hiện của họ với hiệu ứng tuần trăng mật trong cải cách những năm qua đã gặp sự phản đối mạnh mẽ. Trong bài báo này, chúng tôi cung cấp bằng chứng m ạnh mẽ cho 30 nền kinh tế OECD trong đó xu hướng tổng thể tiến t ới bãi bỏ quy định làm k iềm hãm các hoạt động kinh tế trong những năm bầu cử và đ ó là sự lựa chọn mang t ính chiến thuật của nhữ ng nhà cầm quyền. Hơn nữa chúng tôi kiểm định điều này có phải là do cơ chế chính trị còn non trẻ và t ác động của nền dân chủ như m ô tả của B render & Drazen (2008) hay không. Kết quả của chúng tôi cho thấy sự kìm hãm các hoạt động kinh t ế cũng có mặt trong nền dân chủ đã đư ợc thành lập lâu đời một kết quả kiểm định giả thuyết những quy định của chính phủ đư ợc xem như là m ột công cụ thay thế cho những thao túng trư ớc bầu cử. Drazen & Eslava (2006) và Katsimi & Sarantides (2010) xem xét các h ình thức vận động bầu cử thông qua thao túng t ài khóa mà không ảnh hưởng đến thâm hụt tổng thể của quốc gia nhưng chủ yếu nhắm vào các thành phần chi tiêu của chính phủ. Các chính trị gia có thể không làm như vậy để tránh sự trừng phạt trong bầu cử của n hững cử tri. Như Drazen và Eslava (2006) cho rằng "chi tiêu ngân sách cho thịt lợn trong 'năm bầu cử như vậy có nghĩa là chính sách, pháp luật nhắm mục t iêu vào các nhóm cử tri cụ thể để đạt được sự ủng hộ chính trị của họ và được xem như là một thành phần đặc biệt quan tr ọng của việc thao túng trong bầu cử "(p.1). Họ phát triển một mô hình tập trung vào các thao túng bầu cử thông qua các khoản chi t iêu mục tiêu của chính phủ mặc dù họ đã xác định từ trước trư ờng hợp các hành động pháp lý đặc biệt thiên về ủng hộ cho một số nhóm lợi ích. Quy định đối với các hoạt động kinh tế là một ví dụ của m ột hành động pháp lý đặc biệt mà chính phủ nhắm mục tiêu vào một nhóm cử tri nào đó với chi phí của người khác. Quy định như một quá trình tạo ra lợi ích cho một số ít với toàn bộ chi phí của toàn xã hội và không chỉ bằng ngân sách của chính phủ. Blanchard & Giavazz i (2003) cho ví dụ liên quan đến lợi ích được tạo ra bởi quy định sản xuất m à cả hai bên là nhà cầm q uyền và liên đoàn lao động đều thích bởi vì liên đoàn lao động là m ột trở ngại trong quá trình bãi bỏ quy định. Hơn nữ a, như Hillamn & Riley (1985) lập luận "chính sách của chính phủ có thể tạo ra lợi ích và được bảo đảm, ví dụ các yếu tố đặc biệt trong ngành công nghiệp được hư ởng lợi từ sự bảo hộ của chính phủ, hoặc nhữ ng nhà sản xuất đòi thặng dư sản xuất là những ngư ời được hưởng lợi từ chính sách bảo hộ và điều chỉnh "(p.17). Mô hình giới thiệu khái niệm định giá phần thưởng bất đối xứ ng (trong khái niệm tranh dành lợi ích chính trị) của các đại lý cạnh tranh. Một giá trị lớn hơn cho phần thưởng chính trị bởi hành động của ngư ời tham gia nào đó đư ợc xem như một rào cản gia nhập cho những người tranh cử này chỉ nhận một giá trị thấp hơn cho nó. Vì vậy, theo các tác giả các nhà cầm quyền có lợi thế rõ rệt hơn các ứng cử viên tiềm năng của họ. M ột kết luận nổi bật quan trọng là " bảo vệ chuy ển giao thu nhập từ nhóm này sang nhóm khác, và người thua cuộc từ một chính sách bảo hộ phải chịu m ột mất mát ngay cả khi họ đã không hoạt động tích cự c trong việc chống lại vận động hành lang của những người hưởng lợi từ việc bảo hộ"(p.188). Nguyên do như vậy mà chu kì điều chỉnh 1 trong bối cảnh mô hình Drazen & Eslava (2006) không có thâm hụt tổng thể 1 Chu kỳ trong quy định là chỉ là m ột trong số lợi ích có thể được tạo ra trong thời gian trước bầu cử. Th uế quan và hạn chế thư ơng mại thay đổi theo chu kỳ bầu cử có mặt trong các tài liệu như biến động chính sách theo chu kỳ làm gia tăng vận động bầu cử. Trong bài báo này chúng tôi kiểm định sự tồn t ại của các hành vi thao túng trư ớc bầu cử trong 30 nền kinh tế OECD cho giai đoạn 19912007 bằng cách sử dụng một phương pháp tiếp cận dữ liệu bảng biến động. Chúng tôi kiểm tra giả thuyết rằng quá trình bãi bỏ quy định làm kiềm hãm các hoạt động kinh tế trong năm bầu cử do chính phủ sử dụng các kĩ thuật thao túng theo chiến lược 2. 2. Các nghiên cứu trước đây Bài nghiên cứ u này t ập trung vào thuật ngữ chu kỳ ngân sách chính trị bắt nguồn từ các tài liệu về chu kì kinh t ế chính trị xuất hiện vào giữa những năm bảy mươi. Các giả định trước đ ây của những tài liệu này là tác động của khái niệm bỏ phiếu kinh tế. Đó là biến kinh tế đóng vai trò quan trọng trong quá trình ra quyết định của cử tri trước cuộc bầu cử. M ột số nghiên cứu thự c n ghiệm đã xác định rằng điều kiện trước bầu cử này đã có ảnh hưởng lớn đến cuộc b ầu cử trong một loạt các quốc gia. Kramer (1971) tập trung vào cuộc b ầu cử quốc hội từ 1896 đến 1964 cho thấy rằng tổng số phiếu bầu cử cho đảng cầm quyền bị ảnh hư ởng tiêu cự c bởi tỷ lệ lạm phát như ng ảnh hư ởng tích cực bởi tốc độ t ăng trư ởng thu nhập thực tế bình quân đầu người. St igler (1973) đặt vấn đề tính bền vữ ng của những kết quả này cho cuộc bầu cử quốc hội một lập luận đư ợc giải thích bởi Crain, Deaton và T ollison (1978) như là m ột dấu hiệu cho th ấy rằng các cử tri không chịu trách nhiệm trước đại biểu quốc hội về hiệu suất kinh tế vĩ m ô. Fair (1978) (được cập nhật trong Fair 1982, năm 1988) lập luận rằng nếu một liên kết nhân quả giữa hiệu suất kinh t ế và đảng cầm quyền đư ợc thành lập thì điều này có thể được phát biểu trong bầu cử tổng t hống3 . Fair phát hiện ra rằng những thay đổi trong GNP thực bình quân đầu người hoặc tỷ lệ thất nghiệp đã t ác động đến bầu cử tổng thống. Một số nghiên cứu khác đã m ở rộng phân tích này cho các quốc gia khác và đã chứ ng minh thự c n ghiệm rằng bầu cử theo lợi ích kinh tế không chỉ xuất hiện trong cuộc bầu cử Mỹ. M adsen (1980) tìm thấy kết quả tương tự cho các nước Bắc Âu (Na Uy, Th ụy Điển và Đan Mạch), Lewis -Beck (1988) cho Anh, Pháp, Tây Đức, Ý và T ây Ban Nha. 2 Alesina et al (2008) thông qua ước lư ợng GLS đã cung cấp bằng chứng yếu (chỉ có 2 trong số 6 ngành theo nghiên cứ u cho kết quả có ý nghĩa thống kê ở mức 10%) cho 21 quốc gia trong đó nhữ ng cuộc cải cách diễn ra vào đầu m ột nhiệm kì m ới. Ông cho rằng kết quả này là do sự lo sợ rủi ro mất mát trong bầu cử vì kết quả của tự do hóa hoặc cải cách t ài chính bảo thủ. 3 Mueller (2003) kết luận sau khi có t ính đến một số nghiên cứu thực nghiệm rằng "kinh tế vĩ mô điều kiện chỉ ảnh hưởng đến công dân bỏ phiếu như thế nào khi các công dân khá có thể giữ một người hoặc một bên chịu trách nhiệm về những điều kiện "(p.437) Chúng t a p hải thừ a nhận rằng hoạt động kinh tế có ý nghĩa quan trọng trong cuộc bầu cử đã cung cấp khuyến khích các chính trị gia sử dụng các chiến thuật để thao túng nền kinh tế trư ớc khi bầu cử. Việc thao túng như vậy có mục t iêu chính là cải thiện phúc lợi của người dân và được xem như là một sản phẩm phụ làm t ăng cường khả năng t ái tranh cử . M ô hình đầu tiên về chính trị cơ hội là của Nordhaus (1975) và Lindbeck (1976). Trong mô hình Nordhaus, cũng như những mô hình gần đây về chu kì kinh tế chính trị cơ hội, các công cụ chính s ách đư ợc áp dụng là chính sách tiền tệ và các điều kiện kinh t ế có lợi cho cử tri được bắt nguồn thông qua khai thác đường cong Phillips ngắn hạn. Đó là với những kỳ vọng về lạm phát quá k hứ những nhà cầm quyền cơ hội có động cơ kích thích nền kinh tế giả tạo bằng cách gây ra một sự bùng nổ kinh tế trong giai đoạn trước bầu cử. Các mô hình cơ hội của chu kỳ kinh tế chính trị thì dựa vào chính sách tiền tệ đã được kiểm định thự c nghiệm rộng rãi. Các nghiên cứ u thực nghiệm đã kiểm tra cả hai công cụ chính sách và kết quả kinh t ế với kết quả không đủ mạnh để hỗ trợ cho mô hình này. M ột loạt các n ghiên cứu thự c nghiệm kiểm tra sự tồn tại của PBC trong hoạt động kinh t ế thong qua đo lường GNP và biến động thất nghiệp ở Mỹ và các quốc gia khác trư ớc khi tới cuộc b ầu cử. Alesina, Roubini và Cohen (1997) cung cấp m ột bản tóm tắt các kết quả về sự thao túng t ình trạng thất nghiệp và tăng trưởng kinh tế và kết luận rằng nghiên cứu thự c nghiệm cho thấy thiếu bằng chứng t hực n ghiệm để ùng hộ cho lý thuyết vì thế không có bằng chứng cho sự gia tăng các h oạt động kinh tế trước bầu cử . Lewis-Beck (1988) và P aldam (1979) mở rộng phân tích ra bên ngoài nước M ỹ một lần nữa không có kết quả có ý nghĩa để xác minh sự gia tăng trong hoạt động kinh tế. Lạm phát sau bầu cử m à các mô hình dự đoán đã m ở rộng mặc dù thiếu tính phổ biến đem lại tính bền vững cho lý thuyết. Alesina et. al. (1997) tìm thấy dấu hiệu của lạm phát cao hơn sau bầu cử ở các nước OECD và cho rằng lạm phát sau bầu cử ở M ỹ là một hiện tượng có thể đư ợc nhận thấy trong cuộc bầu cử trư ớc năm 1979. Bằng chứng về các công cụ chính sách tiền tệ phù hợp với những phát hiện về lạm phát sau bầu cử. Một số nghiên cứu đã điều tra cung t iền bằng cách đo lư ờng thay đổi về khối lượng M1. M ột lần nữa Alesina et. al. (1992) tìm thấy bằng chứng như vậy cho 18 nền kinh tế OECD, Berger và Woitek (1997) cho Đức, và Allen (1986) cho Mỹ. Grier (1989) và Beck (1987) đã đư a ra p hản chứng lên sự gia t ăng cung tiền M 1 và tranh luận rằng việc lựa chọn trong khoảng thời gian khảo sát thì quan trọng đối với mứ c ý nghĩa thống kê của kết quả. Ông kết luận rằng việc thao t úng như vậy được thể hiện trong dữ liệu cho khoảng thời gian từ năm 1960 và 1980. Fransese (2006) đã quy kết cho việc thiếu các bằng chứng thực nghiệm để hỗ trợ các ý tưởng của PBC trong kết quả thực được xem như là một bằng chứng cho thấy các nhà chính trị ưu tiên cho chính sách mục tiêu và đúng thời điểm (của những nhà ầm quyền đối với cử tri) chính sách có thể thao túng đư ợc (của những nhà cầm quyền), rõ ràng (cho cử tri) và có thể quy kết (bởi cử tri đối với người đư ơng nhiệm) (p.549). Các thiếu sót về thực n ghiệm trong nghiên cứu về các thao túng hoạt động tiền tệ để tăng cường khả năng t ái tranh cử kết hợp với việc xác định rằng các chính trị gia ưu ái cho các chính sách nhắm mục tiêu và rõ ràng được kết hợp với việc thao t úng chính sách tài khóa tạo ra chu kỳ kinh tế theo sự biến động chính trị. Tuft e (1978) xác định một số rắc r ối của các thao tác mang tính cơ hội trong các chính sách tài khóa trước bầu cử. T heo Tuft e những chính sách này bao gồm chuy ển giao t ài khóa trong thanh toán an sinh xã hội, phúc lợi cựu chiến binh, thuê mướn hay s a thải công, t ăng chi tiêu, trì hoãn cắt giảm. Tr ái ngược với các mô hình trư ớc của chu kỳ kinh doanh chính trị mang tính cơ hội, nay đường cong Phillips trở nên không thích hợp khi lợi ích kinh t ế của nhữ ng cử tri cũng đư ợc được cải thiện thông qua chuyển giao t ài chính trực tiếp và nhắm mục tiêu đến anh ta. Thuật ngữ chu kỳ ngân sách chính trị được dùng để mô tả biến động m ang tính chu kỳ trong các chính sách tài khóa và được xem như là một phần của chu kỳ bầu cử. Rogoff và Sibert (1988) m ở rộng mô hình chu kỳ kinh tế chính trị mang tính cơ hội ban đầu cho các cử tri lý trí. Các mô hình lựa chọn đối nghịch, họ thể hiện dự a trên giả định rằng mỗi ứng cử viên đều biết mức năng lự c của anh t a (t hấp hoặc cao). Thông t in này là bất đối xứng vì những cử tri không biết được điều này và kỳ vọng hợp lý đối với ứng cử viên đư ợc đánh giá dựa trên quan sát kết quả chính sách tài khóa. Trước bầu cử úng viên có năng lự c cao thư ờng phát ra tín hiệu về khả năng của họ bằng cách tham gia vào m ở rộng chính sách tài khóa. Cử tri nhận ra mứ c độ năng lực cao, vì thông qua những chính sách như vậy thì tốn kém n hiều chi ph í hơn những ứng cử viên có năng lự c thấp, và phần thư ởng dành cho họ là bằng cách bỏ phiếu ủng hộ. Rogoff (1990) lập luận rằng năng lực ra tín hiệu cũng có thể đạt được bằng cách thao túng các thành phần chi tiêu chính phủ. Đó là bằng cách t hay đổi chi tiêu chính phủ hướng tới thiết lập các chính sách đáng chú ý. Chuyển giao trực tiếp và chi tiêu tiêu dùng thường có kết quả ngay lập tức nên nó trở thành các chính sách được y êu thích của các chính trị gia có năng lực, hơn là đầu tư và những chính sách khó quan sát và cần nhiều thời gian để phát huy tác dụng. M ặc dù có thể xảy ra lạm phát sau bầu cử, xuất phát từ việc mở rộng t ài khóa, cử tri có lý trí sẽ phản ứng với nhữ ng thao t úng như vậy, vì vẫn còn tốt hơn là bầu cho ngư ời có năng lực về quản lý nền kinh tế. M ặc dù các yếu tố mới mà các mô hình nói trên đã kết hợp vào, đó là tính lý trí của cử tri và hành vi mang tính chiến lược của các chính trị gia v à toàn bộ cử tri, hạn chế nhất định về mặt lý thuyết được xác định. Cả Shi & Svensonn (2003) và Draze (2000) đều phân biệt điểm nổi bật nhất của những m ô hình dự đoán của một nền kinh tế bị bóp méo bởi các chính trị gia tài năn g. Hơn nữ a, chỉ có anh ấy s ẽ được b ầu lại. Nhưng bên cạnh nhữ ng câu hỏi lý thuyết, một hạn chế nghiêm trọng về nghiên cứu thực nghiệm được thự c hiện là bổ sung thông tin của các nhà chính trị cũng cần t hiết đưa vào để kiểm tra t ính dự báo của các mô hình. Những hạn chế này đã đư ợc giải quy ết thông qua một loạt các m ô hình dự a trên lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đứ c. Persson & Tabellini (2000) và Shi & Svensson (2002) giới thiệu các mô hình như vậy để phân biệt các mô hình này với từ các mô hình lự a chọn đối nghịch trước đó với hai vấn đề lớn. Thứ nhất mặc dù m ỗi chính trị gia đều có năng lự c r iêng, người ta cho rằng năng lực này không quan sát được kể cả toàn bộ cử tri và các chính trị gia đương thời. Thứ hai là các mô hình mới đưa ra phạm vi cho các hành động chính sách tài chính ẩn m à cử tri không thể quan sát được ngay lập tức. Vì vậy, các nhà cầm quyền có thể thay thế nhữ ng ngư ời thiếu năng lực bằng cách các công cụ t hao túng chính sách nhằm phát tín hiệu cho anh ta. Ví dụ vay mượn trước bầu cử và tăng chuyển giao tài khóa và cung cấp hàng hóa công như một công cụ làm tăng thu nhập trong hoạt động kinh t ế. Cuộc bầu cử diễn ra sau khi kết hợp các nỗ lực chìm của ngư ời đương nhiệm và cuộc sống trở nên sung túc hơn là kết quả của chính sách tài khóa. Tro ng trạng thái cân bằng và m ặc dù thực tế cử tri biết ý định của những nhà cầm quyền và động cơ cho các thao túng, vay mượn quá mức có thể được thể hiện như là sự gia tăng thâm hụt ngân sách trong thời gian trước khi bầu cử. Sự khác biệt đáng chú ý liên quan đến nghiên cứu thực nghiệm đó là sự tiên đoán của mô hình cho rằng sự thao túng tài khóa và sử dụng các công cụ chính sách liên quan không bị giới hạn bởi các ứng cử viên có thẩm quyền cấp độ cao nhưng có thể được sử dụng bởi t ất cả các loại của các chính trị gia. Các kết quả thự c nghiệm ủng hộ chu kỳ kinh t ế chính trị không được tin cậy với các kết quả ít có ý nghĩa thông kê và nói chung là thao túng t iền tệ tác động đến kinh tế thực thì không có mặt trong dữ liệu dưới sự kiểm định của mô hình. Mặt khác, nghiên cứu thực nghiệm về chu kỳ ngân sách chính trị đã hiểu rõ trong nhiều năm qua, với sự trợ giúp đỡ đắc lực của các kỹ thuật kinh tế lư ợng tiên tiến đã đưa ra các kết quả bền vững và có ý nghĩa thống kê cho thấy sự hiện diện của các thao túng tài khóa trước bầu cử dưới hình thứ c tăng thâm h ụt ngân sách. Tufte (1978) đưa ra bằng chứng đầu tiên về sự thao túng chính sách tài khóa trong bối cảnh chuyển giao trực tiếp. Frey & Schneider (1978a 1978b) đưa ra một số bằng chứng kinh tế lượng đầu tiên về sự gia t ăng chi tiêu chính phủ trước khi bầu cử cho cả Hoa Kỳ và Vư ơng quốc Anh. Đối với Keech & Pak (1989) tìm thấy chu kỳ bầu cử trong các khoản chuyển giao cựu chiến binh nhưng chỉ trong m ột khoảng thời gian giữa năm 1961 và năm 1978 và Alesina (1988) thông qua hồi quy OLS kết luận rằng có sự tồn t ại của chu kỳ bầu cử trong khoản chuy ển giao ròng tương đối so với GNP cho giai đoạn 1961 đến 1985. Bằng chứng về sự thao túng như vậy cũng là kết quả của nhiều nghiên cứ u ở m ột số quốc gia riêng rẽ. Krueger & T uran (1993) tìm thấy bằng chứng về các thao tún g tài khóa trước bầu cử cho Thổ Nhĩ Kỳ trong những năm từ 1950 đến 1980, Gonzalez (2002) nhận thấy kết quả tương tự về chu kỳ trong chi tiêu chính phủ của Mexico cho giai đoạn 1958-1997. M ột lần nữa các nghiên cứ u về chu kỳ ngân sách chính trị ở cấp độ đa quốc gia có kết quả ủng hộ chiến lư ợc mở rộng t ài chính trước bầu cử thay mặt cho ngư ời đương nhiệm. Ames (1987) đưa ra bằng chứ ng ủng hộ về sự gia tăng chi tiêu chính phủ ở 17 quốc gia Americal Lat in. Block (2002) đã khẳng định chính sách mở rộng tài khóa cho 44 nước Châu Phi tiểu sa mạc Sahara 4 . Schuknecht (1996) đã tìm thấy kết quả tương tự về chu kỳ tài khóa cho 35 nư ớc đ ang phát triển. Ông nhấn mạnh rằng cơ chế yếu kém và ít có sự kiểm tra và cân bằng cho thao túng tài chính ở quốc gia đang phát triển. Sự khác biệt về độ lớn của chu kỳ tài khóa cũng như sự khác biệt lớn ở các quốc gia hoặc nhóm các quốc gia trong các nghiên cứ u đã tạo ra các kết quả khác nhau đã chuyển sự chú ý đến việc từ nếu chu kỳ ngân sách chính trị tồn tại thì chu kỳ này xảy ra ở đâu và lý do tại sao có sự khác biệt giữ a các nước. Trong bối cảnh này, Shi & Svesson (2002, 2006) tìm thấy bằng chứng về chu kỳ ngân sách chính trị ở cả các nước phát triển và kém phát triển với độ lớn của hiện tượng này lớn hơn nhiều so với trước đây. Họ cũng chứ ng minh được sự khác biệt có thể là do sự khác biệt về cơ chế. PBCs có liên quan tích cực với lợi ích kinh tế của các chinh trị gia trong quốc hội và tương quan nghịch với thị phần của cử tri. Gonzales (2002) trong nghiên cứu ở 43 quốc gia trong giai đoạn này 1950-97 kết luận rằng có một mối tương quan dương giữa mức độ chu kỳ kinh doanh chính trị dân chủ và minh bạch là mạnh nhất trong các quốc gia có mức độ dân chủ vừa phải. Cùng với nghiên cứu Alt & Lassen (2006) cho thấy rằng thao túng t ài chính tồn tại giữa các nền dân chủ tiến bộ trong cơ chế minh bạch ngân sách cũng như sư phân cực của các đảng phái chính trị. Akhm edov & Zhuravsaya (2004) đư a ra kết luận tương tự về tính minh bạch trong một bối cảnh của một nền dân chủ "trẻ" với sự chuyển dịch lớn trong chi tiêu trước bầu cử tương ứng với các khu vự c Nga với tính minh bạch thấp hơn. Perss on & Tabellini (2003) trong một phân tích kết hợp 60 nền dân chủ từ 1960 đến 1998 nghiên cứ u làm thế nào chu kỳ ngân sách chính trị bị ảnh hưởng bởi các hình thứ c chính phủ, tổng thống hoặc quốc hội, và các quy tắc bầu cử , số đông hoặc tỷ lệ thuận. Họ cho rằng chính sách tài chính bị ảnh hưởng nặng nề bởi chính bản chất của hệ thống chính quyền như đặc trưng bởi sự khác biệt cơ bản nói trên. Kết quả của họ chứng minh rằng cắt giảm thuế trư ớc bầu cử là một hiện tượng phổ biến trong khi các điều chỉnh tài khóa sau bầu cử có thể được tìm thấy ở các nước có chế độ tổng t hống. N goài ra họ thấy rằng quy tắc bầu cử t heo tỷ lệ tư ơng quan với sự gia tăng chi phí trong chi tiêu phúc lợi trong thời gian trước bầu cử và sau bầu cử. Quy tắc bầu cử theo số đông thì tư ơng quan với cắt giảm chi tiêu trư ớc bầu cử. 4 Ông ta cũng tìm thấy bằng chứng thiên về thao túng chính sách tiền tệ Brender & Drazen (2005) trong một bài báo có ảnh hưởng cũng xác nhận sự tồn tại của chu kỳ ngân sách chính trị, như ng họ kết luận rằng kết quả này là do tác động của nền dân chủ m ới. Đó là bao gồm trong mẫu các nước có nền dân chủ mới có ý nghĩa thống kê đối với chu kỳ ngân sách chính trị. M ột khi các quốc gia này được loại bỏ khỏi mẫu kết quả xuất hiện là không có ý nghĩa thống kê. Trải qua nền dân chủ m ới là điều không thể tránh khỏi cho cả hai nền kinh tế phát triển và kém phát triển hơn và phản ánh mức độ kinh nghiệm của cử tri đối với cơ chế dân chủ. Cử tri nhiều kinh nghiệm hơn ít có khả năng tưởng thư ởng và các thao túng tài khóa trước bầu cử là "điều ngạc nhiên" trong năm bầu cử đư ợc xử lý một cách tinh vi hơn. Mặt khác cử tri thiếu kinh nghiệm ở các nền dân chủ m ới cũng nhiều khả năng có ít dữ liệu có sẵn để rút ra những kết luận chính xác về chính sách có thể quan sát có thể sai lầm với những thao túng trư ớc bầu cử. Brender & Drazen (2005) cẩn thận thừa nhận thự c tế là các sự kiện trư ớc các t hao túng tài khóa đã có mặt trong các n ền dân chủ trư ởng thành chưa xảy ra ở các nền dân chủ mới thành lập đã lấy đi của cử tri kinh nghiệm hữ u ích và quan trọng cần thiết để xác định. Họ cũng kết hợp kết quả của họ với nghiên cứu thực nghiệm trước đó nhấn mạnh tầm quan trọng của tính minh bạch về việc giảm các thao túng chính sách tài khóa trong bầu cử. Dưới ảnh hư ởng của những phát hiện này đã nêu lên hiện tượng chu trình ngân sách chính trị không xuất hiện ở những quốc gia đã phát triển và có nền dân chủ lâu dài Draz en & Eslava (2006) đề xuất m ột mô hình chu kỳ tiền của chính phủ (chi cho các công trình địa phương nhằm để giành phiếu bầu). Trong m ô hình của họ các nhà cầm quyền cố gắng ảnh hưởng đến cử tri bằng cách chi tiêu trực tiếp và có mục tiêu đối với nhóm người cụ thể với chi phí của các cử tri khác. Họ cho rằng một chiến lư ợc chi t iêu nhắm mục tiêu bằng cách cắt giảm một số các chi tiêu khác để không làm t ăng thâm hụt ngân sách tổng thể. Chiến lư ợc này trở nên tối ư u cũng như thâm hụt ngân sách vư ợt quá bị trừng phạt bởi các cử tri làm giảm cơ hội tái đắc cử. Các thao túng trong mô hình này diễn ra trong các thành phần chi phí với thông tin bất đối xứng không được giới thiệu về năng lực của các chính trị gia như trư ớc, nhưng trong sự ưu đãi của những ngư ời đư ơng nhiệm trên các nhóm cử tri khác nhau. Vì vậy, chu kỳ ngân sách chính phủ có thể xuất hiện thậm chí khi có đầy đủ hiểu biết vế năng lự c của các nhà chính trị và hơn nữa là sự lựa chọn chính sách tài khóa của ngư ời. 3. Dữ liệu và kỹ thuật thực nghiệm 3.1 Dữ liệu Chúng tôi sử dụng dữ liệu t heo năm cho 30 nước OECD từ năm 1999 đến 5 2007 . Dữ liệu này đư ợc thu thập bởi Conway & Nicoletti (2006) 6 và ban đầu chỉ bao 5 Chúng tôi hạn chế cỡ mẫu thời gian vì nhiều lý do khác nhau.Thứ nhất, trong thời kỳ hậu Xô Viết đã bãi bỏ những luồng tư tưởng đối nghịch nhau, do đó ảnh hưởng đảng phái bị hạn chế. Thứ hai là vào thập kỷ thứ 19 là thập kỷ mà những quy định lạc gồm 21 quốc gia OECD trong khoảng thời gian từ năm 1975-2003. Cập nhật đến năm 2009, Nicoletti et al 2009 đã m ở rộng lên đến 30 quốc gia v à khoảng t hời gian đến năm 2007. Các quốc gia có sẵn dữ liệu theo năm là: Australia, Áo, Bỉ, C anada, Cộng hòa Séc, Đan M ạch, Phần Lan, Pháp, Đức, Hy Lạp, Hungary, Iceland, Ireland, Italy, Nhật Bản, Hàn Quốc, Luxembourg, Mexico, Hà Lan, New Zealand, Na Uy, Ba Lan, Bồ Đ ào Nha,Slovak Republic, T ây Ban Nha, T hụy Điển, Thụy Sĩ, Thổ Nhĩ Kỳ, Vương quốc Anh và Hoa Kỳ. Các chỉ số về quy định phi sản xuất bao gồm các lĩnh vực năn g lượng, vận tải và thông tin liên lạc (ET CR) 7. Các biến này được đo lư ờng theo thang điểm từ điểm 0 nghĩa là hoàn toàn không có sự điều chỉnh của chính phủ đến điểm 6 cho th ấy những quy định và hạn chế về kinh tế ở mứ c độ nghiêm khắc nhất. Chỉ số ETCR đư ợc tập hợp dựa trên bảy lĩnh vự c của nền kinh tế có sự đ óng góp lớm của nhà nước thông qua những doanh nghiệp sở hữ u công, doanh nghiệp độc quyền và khuôn khổ pháp luật quy định chặt chẽ ràng buộc. Các lĩnh vực này là điện, khí đốt, vận t ải hành khách đường hàng không, vận tải đường sắt, vận t ải hàng hóa đư ờng bộ, các dịch vụ bư u chính và viễn thông. Các chỉ số ước tính được lấy nguồn từ các quốc gia và các ấn phẩm đư ợc xuất bản và các chỉ số có số điểm thấp đại diện những đo lường khách quan đư ợc xây dựng trong bảng câu hỏi. Những chỉ số có số điểm thấp liên quan đến những quy định gia nhập ngành, sở hữ u công, hội nhập các thị trư ờng theo chiếu dọc và cơ cấu thị trư ờng tùy thuộc vào từng ngành nghề cụ thể với những rào cản gia nhập ngành và quyền sở hữu công áp dụng hầu hết các ngành nghề 8 . Những điếu này đư ợc tổng hợp trong các chỉ số liên quan đến các lĩnh vực hoạt động kinh tế hoặc tr ên các chỉ số tổng hợp đại diện cho quy định trong "rào cản gia nhập", "Tất cả nhưng ngoài quyền sở hữu công "," Quyền sở hữu công "và" ETC R tổng hợp " 9 . Vì chúng ta đang hậu đã được bãi bỏ. Trong những năm 80 diễn ra tiến trình xác định lại vùng ranh giới của một vài quốc gia với nhữ ng quốc gia còn lại theo từng bước chậm rãi đã trở thành lãnh t hổ chung vào những năm 90. Thứ ba, chúng tôi có thể kết hợp trong bộ dữ liệu nước cộng sản cũ bây giờ là thành viên của OECD và k iểm định thực nghiệm về t ác động của nền dân chủ mới. 6 Các tác giả đã mô tả các chỉ số được phân tích 7 Những chỉ số ET CR của O ECD được sử dụng để thực hiện trong nghiên cứu thực nghiệm. Ví dụ Potrafke (2010) sử dụng các chỉ số tổng hợp để nghiên cứ u tác động của đảng phái lên sự bãi bỏ quy định cho 21 quốc gia từ năm 1980 đến 2003. Alesina và cộng sự (2008) sử d ụng các chỉ số thành phần của từng khu vực để nghiên cứu tác động của việc t hông qua khu vực chung Euro trong cải cách cơ cấu. 8 9 ngoại trừ ngành vận t ải hàng hóa đường bộ dữ liệu Phụ lục cung cấp thêm t hông t in về các chỉ số. quan tâm đến mức độ quy định tổng thể thay đổi trong thời kỳ trước khi bầu cử, chúng tôi áp dụng các chỉ số tổng hợp cuối cùng trong điều tra thực nghiệm củ a chúng tôi. 3.2 Mô hình thực nghiệm Để đánh giá mối quan hệ giữa bầu cử và các chỉ số quy định, chúng tôi định rõ mô hình dữ liệu bảng biến động với cơ cấu như sau10 : Trong đó Yit biểu thị tốc độ tăng trư ởng (Δln) của mỗi bốn chỉ số tổng hợp điều tiết thị trường sản xuất trong nư ớc i và vào năm t. X it là một vector các biến kiểm soát, ELE một biến giả bầu cử (bằng m ột nếu trong năm có bầu cử và bằng không trong trường hợp ngư ợc lại), µit là các tác động riêng có của mỗi quốc gia mà không quan sát đư ợc và εit là sai số thống kê. Các biến phụ thuộc có độ trễ nhằm khắc phục tính dai dẳng của mức đ ộ điều chỉnh trong nền kinh tế để thiết lập bản chất biến động của mô hình thong qua các biến chỉ định trong mô hình. Biến kiểm soát của chúng tôi là tốc độ tăng trư ởng GD P thực tế để nắm bắt khả năng bãi bỏ quy định nhằm khắc phục khủng hoảng kinh tế, và tỷ lệ thất nghiệp để kiểm soát áp lự c của công đoàn chống lại quá trình bãi bỏ quy định này. Phương trình (1) là mô hình dữ liệu bảng dạng chuẩn. Sự hiện diện của biến phụ thuộc có độ trễ và các tác động riêng có của mỗi quốc gia trong hồi quy OLS làm cho ư ớc tính bị sai lệch. M ặc dù phương pháp ước lư ợng FE đã loại bỏ các tác động cố định của mỗi quốc gia, kết quả ư ớc lượng vẫn chệch do biến phụ thuộc có độ trễ đư ợc đặt trong mô hình để nói lên tác động dai dẳng của các biến. Ước lượng chệch là do dữ liệu ban đầu Yi0 tương quan với tác động riêng có của mỗi quốc gia , tạo ra mối tư ơng quan trật tự 1/T11 giữ a biến phụ thuộc có độ trễ và sai s ố thống kê. Vì ư ớc lượng chệch FE phụ thuộc vào độ dài chuỗi t hời gian nên T đi đến vô cùng thì ư ớc lượng FE sẽ bền vững (Nickel 1981; Kiviet 1995). 10 mô hình cấu trúc sau công việc của Shi & Svenss on (2002, 2006), Brender & Drazen (2005) và Potrafke (2009). 11 T tương ứ ng với chiều dài của bảng điều khiển. Để giải quyết vấn đề này, chúng tôi áp dụng ước lư ợng GMM phát triển bởi Arellano và Bond (1991), Arellano & Bover (1995) và Blundell và Bond (1998). Alvarez & Arellano (2003) đã thảo luận về các t ính chất tiệm cận của nhiếu phương pháp ước lư ợng cho một mô hình tự hồi quy khi cả T và N có xu hư ớng đi đến vô cùng và kết luận rằng ư ớc lư ợng GMM và LILM là bền vững như nhau và tiệm cận hiệu quả khi cả N và T có xu hướng tiến đến vô cùng. Hayakawa (2007) mở rộng phân tích nói trên bao gồm hệ thống ước lư ợng GMM được phát triển bởi Arellano / Bover-Blundell / Bond. Ông xuất phát từ tính chất tiệm cận của hệ thống GMM khi T và N tương đối lớn. Ông đã đưa ra kết luận với sự hỗ trợ của phư ơng pháp Monte Carlo mô phỏng hệ thống ư ớc lư ợng hai bước GMM ban đầu được phát triển cho N lớn và dữ liệu bảng T nhỏ và nay cũng được đề nghị sử dụng trong trườn hợp N và T đều lớn. N goài ra Soto (2010) đã cho rằng thông qua m ô phỏng M onte Carlo kiểm tra việc thực hiện các ư ớc tính t heo GMM khi N là tương đối nhỏ so với T và ông cũng kết luận rằng số lượng nhỏ của các cá nhân không có tác dụng quan trọng trên các thuộc tính của hệ thống GMM . Ông chứ ng minh rằng ước tính hệ thống GMM có sự sai lệch thấp nhất và hiệu quả cao nhất từ một tập hợp các ước lượng kết hợp trong phân tích của mình khi dãy số liệu có một độ trễ nhất định. Phân tích của Soto tập trung vào trư ờng hợp cỡ m ẫu nhỏ là tình trạng phổ biến trong dữ liệu bảng vĩ m ô trong đó cả N và T đ ều nhỏ và kết luận rằng sự chính xác và hiệu quả của hệ thống ước tính GMM làm cho nó trở thành một công cụ đáng t in cậy hơn cho nghiên cứu ứng dụng ngay cả khi tập hợp một p hần các biến công cụ đư ợc sử dụng cho việc ước lư ợng. 4. Kết quả thực nghiệm. 4.1 Mô hình cơ sở Những kết quả báo cáo ở Bảng 1 đã chỉ ra tỷ lệ gia tăng của 4 nhóm chỉ số quy định OECD là b iến số phụ thuộc. Để những kết quả đư ợc hiểu rõ hơn, chúng ta nhân chỉ số quy định với (-1), do đó, việc biến đổi chỉ số quy định để loại trừ chỉ số quy định. Giá trị cao hơn của chỉ số tương ứng với sự gia t ăng nhanh hơn trong việc loại bỏ biến số kinh tế. Kết quả chỉ ra rằng những cuộc bầu cử có ảnh hư ởng đáng kể đến tiến trình loại bỏ. Tất cả 4 chỉ số nhập vào phư ơng trình với một dấu âm và mức ý nghĩa cao ở mức 1%. Dấu âm đư ợc giải thích như là thuyết minh của quy trình loại bỏ. Các biến hạn chế không đưa vào phương trình vì ý nghĩa thống kê ngoại trừ tốc độ t ăng trưởng GDP thực trong nhóm chỉ số đo lư ờng phạm vi của nhà nước trong lĩnh vực năng lư ợng, giao thông vận tải và thông tin liên lạc. Trong trường hợp đặc biệt này, hệ số nhập vào với dấu âm biểu thị rằng một tỷ lệ tăng trư ởng GDP dương cung cấp sự không khuyến khích cho việc loại bỏ thêm nữa. Tình trạng thất nghiệp không đưa vào phương trình ý nghĩa thống kê. Điều này có thể được giải thích thông qua sự hiểu biết cơ cấu thị trư ờng lao động cho cả một số quốc gia chủ chốt ở Châu Âu cũng như các lĩnh vự c của nền kinh tế mà nhữ ng chỉ số quy định này được sư u tập t ài liệu. Những chỉ số quan tâm đến những lĩnh vự c của nền kinh tế nơi mà nhà nước có truyền thống gia tăng sự hiện diện: thông qua doanh nghiệp nhà nước, độc quyền và những quy định nghiêm ngặt về ràng buộc khuôn khổ pháp lý. Đối với một số quốc gia chủ yếu, sự cứ ng nhắc này được phạm vi rộng hơn, hiện diện dưới hình thứ c của m ột cấp độ cao hơn của chế độ bảo hộ cho ngư ời lao động làm việc trong lĩnh vự c này. Do đó và trong bối cảnh của “lý luận những người hay thứ khác của Alesina” , một sự gia tăng trong tình trạng thất nghiệp không có ảnh hưởng trong loại bỏ chỉ số vì những công nhân được bảo vệ không có bị ảnh hư ởng. Ở nhiều quốc gia Châu Âu, từ khi các công đoàn lao động thực sự trở thành công đoàn của những ngư ời công nhân lớn t uổi, công chức, những ngư ời về hưu (ví dụ ở Ý phần lớn các thành viên công đoàn đã nghỉ hưu) điều đó không xảy ra một sự ngạc nhiên rằng họ dung nạp hoặc thậm chí chấp thuận giới t hiệu các hợp đồng công việc tạm thời với những người trẻ, những công nhân m ới vào nghề sẽ được thuê theo ý của người sử dụng. Trong thư ơng m ại, họ giữ mứ c độ bảo hộ cao cho người lao động lớn tuổi trong thị trường lao động truyền thống. T ây ban nha, Ý, Pháp là những ví dụ hoàn hảo. Bảng 1: Chỉ số quy định O ECD (1991-2007): Phương pháp ước l ượng Arellano-Bove r/Blun dell-Bond hệ thống 2 bước GMM All but Public Puplic ET CR Entry Barriers Ownership Ow nership Variables (Biến số) (Hệ số (Rào cản (Tất cả trừ sở hữu (Sở hữu nhà chặn) nhập cảnh) nhà nước) nước) ETCR(-1) 0.031 Hệ số chặn (-1) ( 0.043) ETCR(-2) 0.009 Hệ số chặn (-2) ( 0.075) Unemployment -0.263 -0.190 -0.200 0.0687 Thất nghiệp ( 0.292) ( 0.244) ( 0.318) ( 0.149) RGDP Growth 0.0003 -0.0001 0.0001 -0.0007* Tỉ lệ t ăng trư ởng GDP ( 0.0008) ( 0.0006) ( 0.0007) ( 0.0004) thực ELE Entry Barriers (-1) Rào cản nhập cảnh (-1) -1.139** ( 0.299) -0.674*** ( 0.213) 0.260*** ( 0.069) -0.960*** (0.253) -0.628*** ( 0.239) Entry Barriers (-2) Rào cản nhập cảnh (-2) All but Public Ownership (-1) Tất cả trừ sở hữ u nhà nước(-1) All but Public Ownership (-2) Tất cả trừ sở hữ u nhà nước(-2) Puplic Ownership (-1) Sở hữu nhà nước(-1) Puplic Ownership (-1) Sở hữu nhà nước(-1) Hansen T est a Kiểm định Hansen Corr. Testb Kiểm định tương quan Observations Những quan sát Number of country Số quốc gia 0.175*** ( 0.054) 0.183** ( 0.076) 0.101* ( 0.057) 2.67 ( 0.615) 5.99 ( 0.200) 3.16 ( 0.531) 0.254** ( 0.101) 0.108 ( 0.099) 3.28 ( 0.512) 0.975 0.423 0.981 0.705 343 415 390 405 30 30 30 30 Ghi chú: Độ mạnh độ lệch chuẩn trong dấu ngoặc đơn với sự hiểu chỉnh giới hạn mẫu cho 2 bước ma trận hiệp phương sai được phát triển bởi Windmeijer(2005),biểu thị mức ý nghĩa tại mức 1, 5, 10% . Tất cả chỉ số quy định OECD được nhân với (-1)để lấy đư ợc sự loại bỏ những tỷ lệ tăng trư ởng. Sự biến đổi độ lệch trự c g iao được sử dụng như chư a từ ng bị mất thông tin như một số những quan sát bị mất tích từ dữ liệu. Các công cụ sử d ụng trong hồi quy bị tụt lại 1 cấp độ (1 thời k ỳ) cho phư ơng trình khác nhau và sự khá c biệt độ trễ (1 thời kỳ) cho phương trình các cấp. Các công cụ đư ợc tiếp tục cắt giảm thông qua thất bại sự lựa chọn trong xtabond2 for STATA. Tổng số lư ợng các công cụ 9 (a) Phân tích Hansen nhận ra sự hạn chế (overidentifying restriction), nơi mà giả thiết H 0 không có hiệu lực tương ứng v ới giá trị nhận ra sự hạn chế ( overidentifying restriction) (b) Phân tích Arellano – Bond cho bậc thứ hai (hệ s ố) chuỗi tương quan trong sự khác biệt những phần dư đầu tiên, H0 : Không có (hệ số) chỗi tương quan 4.2 Tác động của nền dân chủ mới Những kết luận đư ợc rút ra từ các kiểm tra trư ớc đây dựa trên m ẫu bao gồm các nền dân chủ mới, chúng t a sẽ kiểm tra riêng những nư ớc có nền dân chủ m ới. Bảng báo cáo thứ 2 là kết quả điều tra từ 26 nền dân chủ được thành lập lâu đời đã rất phù hợp với nhữ ng kết luận trư ớc. Một lần nữa thất nghiệp không trở thành một nhân t ố quan trọng được thống kê và GDP thực tế không t ác động đến chỉ số các hoạt động dỡ bỏ điều tiết (việc dỡ bỏ các luật và dưới luật của chính phủ trung ương hay địa phương hạn chế sự tham gia vào các hoạt động nhất định của nền kinh t ế mà điển hình là quá trình tư nhân hóa). Biến bầu cử đư ợc kì vọng mang dấu âm trong tất cả 4 trư ờng hợp nhưng nó chỉ có ý nghĩa t hống kê trong 3 m à thôi. Ở trư ờng hợp mà dữ liệu không xác minh sự kìm hãm trước bầu cử của quá trình dỡ bỏ điều tiết liên quan đến chỉ tiêu đo lư ờng sự mở rộng của khu vực công trong 7 ngành kinh tế m à dữ liệu đã có sẵn. Kết quả này có thể thấy rõ qua sự thiết hụt các phương tiện cần thiết cho một chiếc dịch vận động. Từ nhưng năm 80 trở đi chính phủ đã đưa ra kế hoạch tư nhân hóa rộng rãi làm giảm toàn bộ lư ợng sở hữu công. Hơn thế nữa ở nhiều nư ớc có tham gia điều hành của cả tư nhân và nhà nước làm cho các cuộc vận động hành lang trở nên khó khăn hơn nhất là nước thành lập thông qua cơ quan lập pháp trực tiếp. Những kiểm định sau này đư ợc thực hiện trên tổng 30 quốc gia chúng tôi dùng một biến giả tư ợng trư ng cho cuộc bầu cử được tổ chức ở các nền dân chủ mới. Kết quả cũng giống như 2 kiểm định trư ớc.Cả 2 biến giả cho cuộc bầu cử ở nền dân chủ cũ và bầu cử ở nền dân chủ mới đều mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê. Sự khác nhau là ở độ lớn của hệ số trong đó biến giả của các cuộc bầu cử ở nền dân chủ mới thì lớn hơn. Kết quả này nhât quán với các phát hiện thực nghiệm trong chu kỳ ngân sách chính trị là độ lớn cuả chu kì tài khóa giảm khi cơ chế dân chủ trưởng thành. (Bảng 3) Bảng 2: Chỉ số điều chỉnh O ECD (1991-2007): phương pháp ước l ượn g Arellano-Bove r/Blundell-Bond hệ thống GMM hai bước. Nền dân chủ mới đã được loại trừ. Bảng 3 chỉ số điều chỉnh ở các nước OECD (1991-2007): phương pháp ước lượng Arellano-Bove r/Blun dell-Bond hệ thống GM M hai bước. Cả biến giả O ldELE và Ne wELE được bao gồm 4.3 “Rent Effe ct” tạm dịch là ảnh hưởng của nhóm lợi ích kinh tế Trong trường hợp này, nó đư ợc hiểu như sự tác động của các nhóm kinh tế lên bộ máy chính trị của một quốc qua nhằm thự c hiện các sách lược kinh tế có lợi cho nhóm lợi ích đó, vấn đề này liên quan nhiều đến khái niệm tham thũng. Thông thường, trong học thuyết chu kì ngân sách chính trị, để kiểm tra tác động của nhóm lợi ích chính trị lên sự tồn t ại và mứ c độ mở rộng tài khóa trư ớc bầu cử. Ở đây, chúng tôi cũng t iến hành kiểm định tác động của lợi ích nhóm của n hững ngư ời làm chính trị bằng việc sử dụng hai chỉ số đại diện khác nhau nhưng có mối liên hệ khá m ật thiết với nhau. T heo Shi & Svenssion 2006, chúng tôi đã xây dựng hai biến từ hai chỉ s ố phổ biến được sử dụng đo lường những hận biết về tham nhũng. Biến đầu tiên được xây dựng thông qua chỉ s ố Nhận Biết Th am Nhũng (CPI) được công bố hàng năm bởi Tổ chứ c Minh Bạch Quốc Tế. Biến thứ hai được xây dựng thông qua các chỉ số WGIs (các chỉ s ố về Điều Hành Thế Giới) của W orld Bank và đặc biệt thêm m ột chỉ s ố Kiểm Soát Tham Nhũng. Nhữ ng chỉ số này liên quan đến vấn đề sử dụng các tài sản công phục vụ cho lợi ích cá nhân cũng như mức độ can thiệp của nhữ ng nhóm lợi ích trong hệ thống chính trị. Hai chỉ s ố trên đư ợc thể hiện dưới dạng chỉ số ELE*Corruption thay thế cho biến ELE trong mô hình 3.2. Chỉ số tham nhũng đư ợc t ính bằng cách lấy chỉ s ố tham những của từng quốc gia trừ đi mức trung bình của tất cả các nư ớc. Vì thế, những quốc gia có chỉ s ố tham nhũng bằng không thì nằm ở mức bình thường, trong khi đó những quốc gia có chỉ số này lớn hơn 0 thì đồng nghĩa với việc ít tham nhũng và n gư ợc lại nếu bé hơn 0. Mặc dù, dấu của nhữ ng kết quả này đúng như kì vọng của chúng tôi nhưng nó lại không có ý nghĩa thống kê. Lời giải thích hợp lí cho vấn đề này có thể là do sự kìm hãm các hoạt động kinh tế không xảy ra mặc dù các nhóm lợi ích đặc biệt gây áp lự c lên chính phủ, nhưng chính phủ sẽ chấp nhận các yêu sách của nhóm lợi ích này như là m ột giải pháp thay thế cho việc mở rộng tài khóa trư ớc thềm bầu cử. 4.4. Kiểm định độ mạnh M ột vấn đề thư ờng gặp phải khi ứng dụng m ô hình GMM để ước lư ợng đó là vấn đề về sử d ụng nhiều biến công cụ. Roodm an (2009) chỉ ra nhiều vấn đề bắt nguồn từ việc sử dụng quá nhiều biến công cụ. Trong bài viết của mình ông đã chia các vần đề thành 4 nhóm: sự phù hợp quá cao của các biến nội sinh, sự ước lư ợng thiếu chính xác cho ma trận trong số tối ưu, ước lượng bị chệch trong độ lệch chuẩn 2 bước, kết quả kiểm đ ịnh Hansen về tính phù hợp cùa biến công cụ yếu đem lại kết quả hệ số p value hoàn hảo 1,00 thiếu tin cậy. Các vần đề trên đư ợc đưa ra xem xét ngay từ đầu và các biến công cụ được sử dụng hạn chế trong bối cảnh m à Roodman đề xuất. Tuy nhiên kết quả là bền vững khi gia t ăng các biến công cụ như mong đợi. Việc sử dụng nhiều độ trễ như biến công cụ thì dự khác biệt và cấp độ của phương trình không làm biến đổi mức ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy. Việc bao gồm cả các tiêu chuẩn kiểm định phụ thêm như logarit tự nhiên của GDP thực tế trên đầu người không gây ảnh hưởng đến các ư ớc lượng hồi quy cho biến giả thể hiện các khác biệt do bầu cử. Chúng tôi cũng đã kiểm định tính phù hợp của kết quả bằng cách bỏ ra khỏi mô hình một s ố quốc gia nữ a. Vì thế b ên cạnh các nền dân chủ mới chúng tôi còn loại ra Hy Lạp, Tây Ban Nha và B ồ Đào Nha khỏi mẫu. Kết quả kiểm định vẫn không bị ảnh hư ởng và tương tự với trư ờng hợp loại ra các nền dân chủ mới. Hơn thế nữ a b iến giả thể hiện các khác biệt do bầu cử có hệ số hồi quy của chính nó đư ợc giữ nguyên tính hiệu lực ngay cả khi chuyển đổi sai phân được sử dụng thay cho độ lệch trực tiếp hay khi mô hình GMM 1 bước được sử dụng t hay cho 2 bước. 5. Kết luận Bài nghiên cứu này đư a ra bằng chứng trong việc giải thích các chu kỳ kinh tế. Câu hỏi đặt ra là có hay không việc tồn tại một sự liên kết trực tiếp của các chính sách khác bên cạnh việc m ở rộng tài khóa- cái có thể đư ợc sử dụng cho chiến lược vận động tranh cử với tư cách là lợi ích – có thể đại diện trực tiếp thay mặt cho chính phủ. Đáp án cho câu hỏi đó rất quan trọng vì nó mở ra ánh sáng để tìm ra các giải pháp (bên cạnh giải pháp đư ợc mô tả cho đến thời điểm này trong lý thuyết chu kỳ ngân sách chính trị) cho việc vận động tranh cử và vượt qua các chất vấn về tài chính công của các cử tri – ngư ời sẽ trừng phạt các nhà chứ c trách nếu để xảy ra tình trạng thâm hụt. Những kết quả theo kinh nghiệm của chúng tôi chỉ ra rằng quá trình thay đổi các điều luật trong lĩnh vực năng lượng, giao thông và thông tin của nền kinh tế sẽ bị chậm lại trong suốt năm diễn ra cuộc bầu cử, một kết quả đư ợc rút ra từ danh sách gồm 30 nước của khối OECD trong khoảng thời gian từ năm 1991-2007, kết quả là sự duy trì của rents đư ợc hư ởng ứng từ một bộ phận cử tri nào đó. Chúng ta cần có những cuộc kiểm tra sâu hơn vì kết quả này có thể chỉ là đặc trưng cho các nền dân chủ m ới trong chu kỳ ngân sách chính trị. Chúng tôi nhận thấy rằng việc thay đổi các điều luật diễn ra chậm hơn trong cả các nền dân chủ cũ và m ới trong việc thiết lập các luật lệ cho nền kinh tế - một công cụ trong vận động bầu cử - cái được sử dụng trước các nền dân chủ có sự trưởng thành trong thể chế bầu cử. Tuy nhiên các chất vấn của cử tri về vấn đề tài khóa có t hể đư ợc thông qua bằng việc thực thi các chiến lược tránh làm t ăng thêm tình trạng thâm hụt ngân sách. T hêm vào đó chúng tôi cũng cung cấp những bằng chứng để chứng minh rằng sự vận động tranh cử trong các nền dân chủ m ới có một kết quả chắc chắn hơn với lý thuyết chu kỳ ngân sách chính trị.
- Xem thêm -