GIỚI THIỆU
 |
Chi tiêu ngân sách nhà nước luôn là vấn đề quan trọng trong nền kinh tế, do đó, trong những năm qua, các cơ quan quản lý ngân sách nhà nước từ địa phương tới Trung ương luôn cố gắng tiết kiệm chi tiêu nhằm giảm bớt bội chi ngân sách nhà nước. dự toán ngân sách dù được điều chỉnh năm sau luôn cao hơn năm trước tuy nhiên dự toán vẫn không sát được thực tiễn khi con số thực tế so với dự toán đều tăng cao. Như vậy, câu hỏi đặt ra là việc tăng thu ngân sách nhà nước, cụ thể là số thu từ thuế GTGT có mối quan hệ như thế nào đến quy mô số chi ngân sách nhà nước?
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Cơ sở lý thuyết
Các lý thuyết liên quan
Lý thuyết công dân: Quy mô chính phủ tăng lên dựa vào nhu cầu của người dân
Lý thuyết của Meltzer và Richard (1983) xem xét quy mô chính phủ trên quan điểm chính phủ chủ yếu tập trung vào việc phân bổ tài sản và thu nhập một cách công bằng. Lý thuyết của Meltzer và Richard (1983) hàm ý, quy mô của chính phủ phụ thuộc vào mối quan hệ giữa thu nhập trung bình với thu nhập của cử tri quyết định. Các nghiên cứu về phân phối thu nhập cho thấy, những người có thu nhập thấp hơn thu nhập trung bình sẽ khuyến khích việc tái phân phối lại thu nhập để đảm bảo cân bằng thông qua một thuế suất cao hơn. Ngoài ra, việc mở rộng nhượng quyền thương mại đối với nhiều người có thu nhập dưới mức trung bình có nghĩa là tăng thu nhập để tái phân phối và do đó tăng quy mô chính phủ. Vì vậy, với một mức thuế suất cao hơn, vừa làm tăng chi tiêu cho khu vực công, vừa phản ánh sự tăng trưởng của quy mô chính phủ.
Từ đó, nhóm tác giả đề xuất giả thuyết thứ nhất: Thuế GTGT làm tăng tỷ lệ chi thường xuyên của Chính phủ so với GDP.
Lý thuyết lựa chọn công: Tập trung vào các ưu đãi của chính phủ hơn là công dân
Buchanan (1976) – cha đẻ của lý thuyết lựa chọn công (đã đạt giải Nobel kinh tế năm 1986) cho rằng, sự can thiệp của chính phủ vào nền kinh tế có hợp lý hay không phụ thuộc vào việc các quan chức bị thúc đẩy bởi lợi ích cá nhân hay bởi lợi ích xã hội. Hành động của các nhà lập pháp theo đuổi lợi ích công cộng nhưng họ sẽ quyết định sử dụng các nguồn lực của người khác, chứ không phải là của riêng họ. Người nộp thuế là người phải cung cấp các nguồn lực này và sẽ là những người bị thiệt hại khi các nguồn lực không được sử dụng hiệu quả. Buchanan (1976) cho rằng, nếu chi tiêu Chính phủ được thực hiện từ cấp địa phương thì sẽ hiệu quả hơn. Người dân có thể giám sát việc chi tiêu của chính quyền địa phương hiệu quả, chính xác hơn. Như vậy, theo lý thuyết lựa chọn công, việc chi tiêu của Chính phủ có thể không hiệu quả do lợi ích cá nhân gây ra.
Do đó, nhóm tác giả đưa ra giả thuyết thứ 2: Thuế GTGT làm giảm tỷ lệ chi đầu tư phát triển của Chính phủ so với GDP.
Tổng quan nghiên cứu
Dựa trên số liệu thu thập từ Ngân hàng Thế giới ở Chi Lê, Áo, Dominica từ 1972-2015, Trương Hoàng Phúc (2017) xây dựng mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của thuế GTGT đến quy mô chính phủ (đại diện bởi chi thường xuyên) và chi đầu tư phát triển trên dữ liệu chuỗi thông qua phương pháp ARDL. Kết quả nghiên cứu cho thấy: Trong ngắn hạn và dài hạn, thuế GTGT đều có tác động cùng chiều và có ý nghĩa đến tỷ lệ chi thường xuyên trên GDP (hay quy mô chính phủ). Bên cạnh đó, trong ngắn hạn và dài hạn, thuế GTGT đều có tác động ngược chiều và có ý nghĩa đến tỷ lệ chi đầu tư phát triển trên GDP.
Trong khi đó, Mohammadiyan, F. và cộng sự (2013) sử dụng các biến cầu, cung và các biến khác, trình bày một mô hình khái niệm và ước lượng thực nghiệm cho 103 quốc gia được chọn. Kết quả cho thấy, thu nhập bình quân đầu người, bất bình đẳng và tỷ lệ đô thị hóa của các biến số cầu có ảnh hưởng lần lượt là ngược chiều, cùng chiều và cùng chiều và có ý nghĩa quan trọng đối với quy mô của chính phủ. Đối với các biến số cung của nền kinh tế, các loại thuế gián thu có tác động cùng chiều và ảnh hưởng đáng kể đến quy mô của chính phủ. Trong các yếu tố khác (các yếu tố khác ngoài cung và cầu), ba biến tỷ lệ độ tuổi của dân số, mức độ mở của nền kinh tế và tỷ lệ về sự tham gia của phụ nữ vào thị trường lao động đều có tác động cùng chiều và có ý nghĩa đến quy mô của chính phủ.
Dongwon Lee, Dongil Kim và Thomas E. Borcherding (2013) sử dụng dữ liệu 29 quốc gia OECD trong 38 năm (1970-2007) cho thấy, nhu cầu chi tiêu của chính phủ có ảnh hưởng lớn đến cấu trúc thuế của quốc gia. Đồng thời kết quả cho thấy việc tăng thuế GTGT trong thế kỷ 20 nên là một sự lựa chọn để đáp ứng nhu cầu ngày càng tăng của chi tiêu chính phủ. Nhưng ảnh hưởng giữa thuế GTGT đến quy mô chính phủ lại không có ý nghĩa thống kê. Nghiên cứu này đưa ra được một quan điểm vô cùng phù hợp với thực tiễn hiện nay bởi theo xu hướng giống nhau, chính sách thuế ở các nước hiện nay đang theo xu hướng giảm dần các khoản thuế trực thu và gia tăng các khoản thuế gián thu, nhưng đồng thời do kết quả không có ý nghĩa thống kê nên vẫn cần thực hiện kiểm chứng lại.
Dadgar, Y., Nazari, R., và Seyami Araghi, I. (2013) đã sử dụng 2 yếu tố là tỷ lệ tiêu dùng trên GDP và tỷ lệ thuế trên GDP, thêm vào đó là sự phân tích cấu trúc của thuế và cấu trúc của chính phủ. Kết quả là quy mô của chính phủ tối ưu dựa trên chỉ số chi tiêu của chính phủ trên GDP vượt quá mức tối ưu và trong khi nguồn thu từ thuế thì lại dưới mức tối ưu. Sự yếu kém trong việc điều hành đất nước là gốc rễ trong cấu trúc chính phủ. Do đó, việc thiết lập quy mô chính phủ tối ưu luôn nhất quán với hệ thống thuế tối ưu. Đặc biệt gần đây nhất, Mohammad Alizadeha và Masoume Motallabi (2016) nghiên cứu mối quan hệ giữa thuế GTGT và quy mô chi thường xuyên và chi đầu tư phát triển tại Iran. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng, tồn tại mối quan hệ đồng biến và có ý nghĩa cả trong ngắn hạn và dài hạn giữa thuế GTGT đến chi thường xuyên, nghịch biến và có ý nghĩa đến chi đầu tư phát triển. Trong đó, hệ số tác động của thuế GTGT đến chi thường xuyên là thấp, hệ số tác động đến chi đầu tư phát triển là cao.
Phương pháp và mô hình nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng phương pháp ARDL của Pesaran và cộng sự (1997), dựa theo mô hình nghiên cứu gốc của M. Alizadeh và M. Motallabi (2016), nhóm tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu như sau:
Mô hình 1: 1) LCTX = f(LGTGT)
Mô hình 2: 2) LCDT = f(LGTGT)
Với : LCTX: logarit của chỉ số chi thường xuyên/GDP;
LCDT: logarit của chỉ số chi đầu tư phát triển/GDP;
LGTGT: logarit của thuế GTGT.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Kiểm định tính dừng
Bảng 1: Kết quả kiểm định tính dừng
Biến | Thống kê t | P-value | Kết luận | Bậc dừng |
LGTGT | -5,874 | 0,000 | Chuỗi dừng | I(0) |
LCDT | -4,6348 | 0,0013 | Chuỗi dừng | I(0) |
LCTX | -4,121 | 0,0044 | Chuỗi không dừng | |
ΔLCTX | -7,6752 | 0,000 | Chuỗi dừng | I(1) |
Nguồn: Nghiên cứu của nhóm tác giả
Kết quả kiểm định tính dừng ở Bảng 1 cho thấy, biến thuế GTGT và Tỷ lệ chi đầu tư trên GDP dừng ở bậc 0. Còn lại tỷ lệ chi thường xuyên trên GDP dừng ở bậc 1.
Kiểm định đường bao (Bound test)
Bảng 2: Kết quả kiểm định đường bao giữa thuế GTGT và CTX/GDP
Số bậc | Giá trị thống kê | Giá trị giới hạn các đường bao | |||||||
k | F-statistic | 90% | 95% | 97,5% | 99% | ||||
I(0) | I(1) | I(0) | I(1) | I(0) | I(1) | I(0) | I(1) | ||
1 | 8,9591 | 4,04 | 4,78 | 4,94 | 5,73 | 5,77 | 6,68 | 6,84 | 7,84 |
Nguồn: Nghiên cứu của nhóm tác giả
Giá trị F bằng 8,9591 lớn hơn giá trị giới hạn đường bao trên (7,84 ứng với mức ý nghĩa 1%). Như vậy, có sự tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa thuế GTGT và tỷ lệ chi thường xuyên trên GDP ở mô hình 1 (Bảng 2).
Bảng 3: Kết quả kiểm định đường bao giữa thuế GTGT và CDT/GDP
Số bậc | Giá trị thống kê | Giá trị giới hạn các đường bao | |||||||
k | F-statistic | 90% | 95% | 97,5% | 99% | ||||
I(0) | I(1) | I(0) | I(1) | I(0) | I(1) | I(0) | I(1) | ||
1 | 10,5750 | 4,12 | 4,36 | 3,69 | 5,15 | 4,87 | 5,34 | 6,86 | 7,84 |
Nguồn: Nghiên cứu của nhóm tác giả
Giá trị thống kê F bằng 17,837 lớn hơn giá trị giới hạn đường bao trên ứng với mức ý nghĩa 1%. Như vậy có sự tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa thuế GTGT và tỷ lệ chi đầu tư phát triển trên GDP ở mô hình 2 (Bảng 3).
Kết quả tác động trong dài hạn
Bảng 4: Kết quả tác động trong dài hạn
Mô hình | Biến | Hệ số tác động dài hạn | P-value |
1 | LCTX | 0,0514 | 0,8208 |
2 | LCDT | -1,014 | 0,0004 |
Nguồn: Nghiên cứu của nhóm tác giả
Kết quả ở Bảng 4 cho thấy, trong dài hạn, thuế GTGT đều có ảnh hưởng đáng kể đến biến tỷ lệ chi thường xuyên và chi đầu tư trên GDP ở Việt Nam. Cụ thể, thuế GTGT có tác động cùng chiều và có ý nghĩa đến tỷ lệ chi thường xuyên trên GDP, điều này phù hợp với giả thuyết 1. Bên cạnh đó, thuế GTGT có tác động ngược chiều và có ý nghĩa đến tỷ lệ chi đầu tư phát triển trên GDP, kết quả này ủng hộ giả thuyết 2.
Kiểm định ngắn hạn
Bảng 5.1: Bảng kiểm định trong ngắn hạn đầy đủ của mô hình 1
|
| |||||||||||||||||||||||||||||
D.dLCTX | Coef. | Std. Err. | t | P>|t| | [95% Conf. | Interval] |
dLCTX | ||||||
L1. | -,90101 | ,1500434 | -6,05 | 0,000 | -1,213302 | -,6027708 |
LGTGT | ||||||
–. | ,0514400 | ,0238168 | 2,29 | 0,028 | ,00611 | ,1030215 |
D1. | -,0164013 | ,2060573 | -0,59 | 0,560 | -,5404812 | ,2979722 |
LD. | ,2431436 | ,2056314 | 1,05 | 0,301 | -,2022549 | ,6344657 |
L2D. | ,5472185 | ,210746 | 3,01 | 0,005 | ,2056787 | 1,063211 |
_cons | -,4625184 | ,2704952 | -2,30 | 0,028 | -1,171451 | -,0707982 |
Nguồn: Nghiên cứu của nhóm tác giả
Bảng 5.2: Bảng kiểm định ngắn hạn trong đầy đủ cho mô hình 2
|
| ||||||||||||||||||||||||||||
D.dLCDT | Coef. | Std. Err. | t | P>|t| | [95% Conf. | Interval] |
dCDT | ||||||
L1. | -1,2635731 | ,1775414 | -7,21 | 0,000 | -1,642463 | -,9182665 |
LGTGT | -,07816421 | ,0355967 | -2,40 | 0,023 | -,1579403 | -,0127404 |
dLCDT | ||||||
LD. | ,2895165 | ,1308428 | 2,21 | 0,034 | ,0226607 | ,5563722 |
LGTGT | ||||||
D1. | -,2693527 | ,2787753 | -0,91 | 0,372 | -,8208942 | ,3162376 |
LD. | ,4861328 | ,273472 | 1,53 | 0,136 | -,1391591 | ,9763406 |
L2D. | -,7625138 | ,2785727 | -2,74 | 0,010 | -1,330413 | -,1941074 |
_cons | ,7861378 | ,4062582 | 2,42 | 0,022 | ,1528688 | 1,810007 |
Bảng 5.3: Kết quả kiểm định trong ngắn hạn rút gọn
Biến | Mô hình 1 | Mô hình 2 |
LCTXt-1 | -0,9101 | |
LCDTt-1 | -1,2635 | |
LGTGTt | 0,5144 | -0.0781 |
ΔLGTGTt | -0,1640 | -0,2693 |
ΔLGTGTt-1 | 0,2431 | 0,4861 |
ΔLCDTt-1 | 0,2895 | |
ΔLGTGTt-2 | 0,5472 | -0,7625 |
ECt-1 | -0,9485 | -1,2437 |
Cons | -0,4625 | 0,7861 |
Nguồn: Nghiên cứu của nhóm tác giả
Kết quả ở Bảng 5.1, 5.2 và 5.3 cho thấy, Mô hình 1: Kết quả cho thấy cả trong ngắn hạn và dài hạn, thuế GTGT đều có tác động cùng chiều và có ý nghĩa đến tỷ lệ chi thường xuyên trên GDP, phù hợp với giả thuyết 1. Hệ số R2 hiệu chỉnh của mô hình là 56% thể hiện mô hình giải thích được 56% sự biến động của tỷ lệ chi thường xuyên trên GDP theo thuế GTGT.
Mô hình 2: Kết quả cho thấy cả trong ngắn hạn và dài hạn, thuế GTGT đều có tác động ngược chiều và có ý nghĩa đến tỷ lệ chi đầu tư phát triển trên GDP, phù hợp với giả thuyết 2. Hệ số R2 hiệu chỉnh của mô hình là 61% tức là mô hình giải thích được 61% sự biến động của tỷ lệ chi đầu tư phát triển trên GDP theo thuế GTGT.
Kiểm định một số khuyết tật của mô hình
Kiểm tra tự tương quan
Kiểm định Durbin-Watson với H0: không có tự tương quan
Bảng 6: Kết quả kiểm tra tự tương quan
Mô hình | Vie | P-value |
1 | 0,354 | 0,5583 |
2 | 0,175 | 0,6432 |
Nguồn: Nghiên cứu của nhóm tác giả
Kết quả kiểm định Durbin-Watson cho thấy, cả mô hình 1 và mô hình 2 đều chấp nhận giả thuyết H0, tức là không có tự tương quan bậc 1 (Bảng 6).
Kiểm định phương sai sai số
Kiểm định Breusch-Pagan với H0: phương sai không đổi
Bảng 7: Kết quả kiểm định phương sai sai số
Mô hình | P-value |
1 | 0,8950 |
2 | 0,7451 |
Nguồn: Nghiên cứu của nhóm tác giả
Kết quả kiểm định Breusch-Pagan cho thấy, cả mô hình 1 và mô hình 2 đều không có hiện tượng phương sai thay đổi (Bảng 7).
Kiểm định dạng sai của mô hình
Kiểm định RESET Ramsey với H0: mô hình phù hợp
Bảng 8: Kết quả kiểm định dạng sai của mô hình
Mô hình | F | P value |
1 | 1,5592 | 0,2269 |
2 | 0,1378 | 0,7146 |
Nguồn: Nghiên cứu của nhóm tác giả
Kết quả kiểm định RESET của Ramsey cho thấy cả mô hình 1 và mô hình 2 đều là mô hình phù hợp (Bảng 8).
Kiểm định đa cộng tuyến
Bảng 9: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến
Mô hình | Mean VIF |
1 | 1,0579 |
2 | 1,0687 |
Nguồn: Nghiên cứu của nhóm tác giả
Kết quả kiểm định đa cộng tuyến cho thấy giá trị VIF đều nhỏ hơn 10, do đó, cả mô hình 1 và mô hình 2 đều không có hiện tượng đa cộng tuyến (Bảng 9).
Sau khi tiến hành kiểm định, nhóm tác giả nhận thấy, thuế GTGT đã có tác động không nhỏ đến quy mô chi tiêu chính phủ. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Trương Hoàng Phúc (2017) cũng như giả thuyết ban đầu nhóm tác giả đưa ra. Điều này có thể giải thích được bởi vì hiện nay thuế GTGT sau hơn 20 năm ra đời và áp dụng ở Việt Nam dần dần cho thấy tầm ảnh hưởng đến nền kinh tế – xã hội nói chung cũng như quy mô chi tiêu Chính phủ nói riêng. Điều này cho chúng ta biết rằng, việc điều chỉnh thuế GTGT cần có những sự cân nhắc kỹ càng để không làm bất ổn định tới kinh tế cũng như ngân sách nhà nước.
KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
Kết quả cho thấy, thuế GTGT 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. Nói cách khác là, việc tăng thu thuế GTGT không mang lại tác động tích cực cho nền kinh tế khi không 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. Do đó, qua kết quả nghiên cứu, nhóm tác giả đề xuất, 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 thoát, thiệt hại cho nền kinh tế quốc gia. Bên cạnh đó, 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 GTGT cũng có tác động tích cực khi giúp gia tăng tỷ lệ chi thường xuyên trên GDP. 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 cồng kềnh, hoạt động không hiệu quả. Do đó, mặc dù việc tăng thu thuế GTGT nhìn chung có tác động tốt đến nền kinh tế, giúp tăng chi thường xuyên, nhưng Chính phủ nên phân tích rõ khoản chi nào gia tăng trong chi thường xuyên, từ đó có những chính sách kinh tế phù hợp, nâng cao chất lượng cuộc sống người dân, phát triển kinh tế – xã hội./.
Tài liệu tham khảo
1. Trương Hoàng Phúc (2017). Ảnh hưởng của Thuế GTGT đến quy mô chi thường xuyên và chi đầu tư phát triển, Luận văn thạc sĩ, Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh
2. Buchanan J. (1976). Public Finance in Democratic Processes, Chapel Hill. NC: University of North Carolina Press
3. Breusch, T. S.; Pagan, A. R. (1979). A Simple Test for Heteroskedasticity and Random Coefficient Variation, Econometrica, 47 (5), 1287–1294
4. Dadgar, Y., Nazari, R., Seyami Araghi, I. (2013). Government and optimized tax in public sector economy and function of government and tax in Iran, Journal of Applied economic studies, 1-29
5. Durbin, J., Watson, G. S. (1950). Testing for Serial Correlation in Least Squares Regression, I, Biometrika, 37, 409–428
6. Dongwon Lee, Dongil Kim and Thomas E. Borcherding (2013). Tax Structure and Government Spending: Does the Value-Added Tax Increase the Size of Government?, National Tax Journal, 66(3), 541-570
7. J. A. Stockfisch (1985). Value-added taxes and the size of government: some evidence, government and construction government, Procedia Economics and Finance, 336- 344
8. Meltzer, Richard S. (1983). Test of Rationality Theory of the Size of government
9. Mohammadiyan, F. et al. (2013). Presenting and testing a new model of explaining government size, Economic research journal, 49, 117-150
9. Mohammad Alizadeha, Masoume Motallabi (2016). Studying the effect of value added tax on the size of current government and construction government, Procedia Economics and Finance, 36, 336 – 344
11. Pesaran, M.H., Pesaran, B. (1997). Working with Microfit 4.0: Interactive Econometric Analysis, United Kingdom: Oxford University Press
Vũ Xuân Thủy
Nguyễn Thị Vân Anh
Trường Đại học Thương mại
(Bài được đăng trên Tạp chí Kinh tế và Dự báo số 11, tháng 4/2021)
