Tiểu luận tài chính công CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ SỰ PHÁT TRIỂN CHỨNG MINH TỪ CÁC QUỐC GIA OECD

Tiểu luận tài chính công CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ SỰ PHÁT TRIỂN CHỨNG MINH TỪ CÁC QUỐC GIA OECD Có phải bằng chứng phù hợp với dự đoán của các mô hình tăng trưởng nội sinh là cấu trúc thuế và chi tiêu công có thể ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng ổn định? Nhiều nghiên cứu trước đây cần phải được đánh giá lại bởi vì nó bỏ qua những sai lệch liên quan phương pháp kỹ thuật không hoàn thiện của ràng buộc ngân sách nhà nước.

TRƯỜNG ĐH KINH TẾ TP HỒ CHÍ MÍNH

GV phụ trách: GVC.Sử Đình Thành Học phần: TÀI CHÍNH CÔNG

Chủ đề bài nghiên cứu:

CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ SỰ PHÁT TRIỂN CHỨNG MINH TỪ CÁC QUỐC GIA OECD

MỤC LỤC

TÓM TẮT 1

GIỚI THIỆU 1

2 GIẢ THIẾT NGHIÊN CỨU 3

3 BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM HIỆN CÓ 6

4 PHƯƠNG PHÁP VÀ KẾT QUẢ 7

4.1 Dữ liệu và phương pháp: 7

4.2 Kết quả thực nghiệm: 13

4.2.1 Mis-specifying the budget constraint 15

4.3 Thử nghiệm Robustness 18

4.3.1 GDP ban đầu 18

4.3.2 Thay thế những khoảng thời gian 5 năm 18

4.3.3 Ước lượng biến công cụ 20

4.3.4 Phân loại lại các biến tài chính 22

5 KẾT LUẬN 26

TÓM TẮT

Có phải bằng chứng phù hợp với dự đoán của các mô hình tăng trưởng nội sinh là cấutrúc thuế và chi tiêu công có thể ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng ổn định? Nhiềunghiên cứu trước đây cần phải được đánh giá lại bởi vì nó bỏ qua những sai lệch liênquan phương pháp kỹ thuật không hoàn thiện của ràng buộc ngân sách nhà nước.Chúng tôi chỉ ra những sai lệch quan trọng và điều chỉnh chúng, tìm thấy hỗ trợ mạnh

mẽ cho mô hình Barro (1990, Chi tiêu chính phủ trong một mô hình đơn giản của tăngtrưởng nội sinh Tạp chí Kinh tế Chính trị 98 (1), trang 103-117, cho một nhóm 22quốc gia OECD, 1970-1995 Cụ thể chúng tôi phát hiện ra rằng: (1) sự bóp méo thuếhạn chế tăng trưởng, trong khi không bóp méo thuế thì không, và (2) chi tiêu chínhphủ cho sản xuất thúc đẩy sự tăng trưởng, trong khi chi tiêu chính phủ phi sản xuất thìkhông 1999 Elsevier Science SA Tất cả các quyền được giữ kín

Trong mô hình tăng trưởng nội sinh, ngược lại, đầu tư vào vốn vật chất và conngười làm ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng ổn định, và do đó có phạm vi rộng hơntrong các mô hình ít nhất là một số yếu tố cơ bản thuế và chi tiêu chính phủ đóng một vaitrò trong quá trình tăng trưởng Vì những đóng góp tiên phong của Barro (1990), King vàRebelo (1990) và Lucas (1990), một số nghiên cứu đã mở rộng việc phân tích thuế, chi

tiêu công và tăng trưởng, thể hiện các điều kiện khác nhau mà theo đó các biến tài chính

có thể ảnh hưởng đến tăng trưởng dài hạn (xem, ví dụ, Jones và cộng sự, 1993; Stokey

và Rebelo, 1995; Mendoza và cộng sự, 1997)

Nếu lý thuyết là khá rõ ràng, nhưng bằng chứng thực nghiệm thì không phải vậy.Theo Stokey và Rebelo (1995, trang 519), “ước tính gần đây của sự phát triển tiềm năngdưới tác động của cải cách mạnh mẽ về thuế khác nhau, khoảng từ 0 đế-8%’' Trên thực

tế, hầu như không có nghiên cứu đã được thiết kế để kiểm tra các dự đoán của mô hìnhtăng trưởng nội sinh đối với cấu trúc của cả thuế và chi tiêu với cách mà chúng ta làm ởđây ((1996) Devarajan và các cộng sự làm như vậy với chỉ khía cạnh chi tiêu) Hơn nữa,vài nhà nghiên cứu đã nhận ra rằng nghiên cứu một phần (ví dụ như những người tậptrung đặc biệt ở một khía cạnh của ngân sách và bỏ qua những phần khác) trải qua nhữngsai lệch có hệ thống với các tham số ước tính kết hợp với các giả định tài chính tuyệt đối.Quan điểm này đã được chứng minh bởi Helms (1985), Mofidi cùng với Stone (1990) vàMiller cùng với Russek (1993) cho bộ dữ liệu khác nhau Chúng tôi khám phá ý nghĩacủa lập luận này với các phương pháp kỹ thuật hồi quy và cho thấy rằng, nếu điều này bị

bỏ qua, những sai số ước tính sự tăng trưởng dưới tác động của các biến tài chính có thể

là đáng kể Vấn đề này giả định quan trọng hơn là lý thuyết ngày càng trở nên tinh chếtrong dự báo của nó dưới tác động của từng phần của chi tiêu và thuế đối với tăng trưởng

Trong bài báo này, chúng tôi kiểm tra những dự đoán cụ thể của mô hình tăngtrưởng nội sinh gần đây về chính sách công như là Barro (1990) và Mendoza cùng cáccộng sự (1997), chú ý cẩn thận tránh sai lệch nguồn gốc đã được đề cập Sử dụng các tiêuchuẩn đề xuất của các mô hình này để phân loại dữ liệu tài khóa, chúng ta xem xét hiệuquả tăng trưởng của chính sách tài khóa đối với bảng danh sách của 22 quốc gia OECDtrong 1970-1995 Chúng ta thấy: (i) Sự hỗ trợ lớn cho các dự đoán của Barro (1990) liênquan các tác động với của cấu trúc thuế và chi tiêu lên tăng trưởng; (ii) sai số kỹ thuật củangân sách chính phủ dẫn đến ước lượng tham số rất khác nhau, trong khi các nghiên cứutrước đó đã làm được sai sót không rõ nét, và (iii) kết quả của chúng tôi có một số thayđổi rõ nét trong việc phân loại dữ liệu hoặc hồi quy kỹ thuật

Phần còn lại của bài báo được tổ chức như sau: Trong phần 2 chúng tôi tóm tắtnhững dự báo quan trọng của mô hình tăng trưởng nội sinh gần đây về chính sách công

và thảo luận những tác động của sự hạn chế ngân sách nhà nước qua kiềm tra trong thựcnghiệm Các nghiên cứu thực nghiệm có liên quan được trình bày trong phần 3 Sau đóphần 4 thảo luận về phương pháp thực nghiệm và kết quả cho mẫu OECD của chúng tôi,

và phần 5 là một số kết luận

2 GIẢ THIẾT NGHIÊN CỨU

Như chúng ta biết, mô hình tăng trưởng tân cổ điển của chính sách công( theo ví dụcủa Judd năm 1985 và Chamley năm 1986) cho rằng chính sách tài khóa quyết định sảnlượng hơn là tỷ lệ tăng trưởng dài hạn Tỷ lệ tăng trưởng được quyết định bởi các nhân tốngoại sinh của sự tăng trưởng dân số và sự phát triển công nghệ kỹ thuật Trong khi đóchính sách tài khóa chỉ có thể tác động đến cách chuyển đổi đối với trạng thái ổn địnhnày

Ngược lại, mô hình tăng trưởng nội sinh của chính sách công của Barro (1990),việc chính sách tài khóa quyết định cả sản lượng và tỷ lệ tăng trưởng ổn định

Những mô hình từ sự tăng trưởng nội sinh này được xuất phát từ các nhân tố phânloại của ngân sách chính phủ vào một trong bốn loại: thuế bóp méo, thuế không bóp méo,chi tiêu sản xuất và chi tiêu phi sản xuất Những loại thuế trong nội dung này là nhữngloại mà ảnh hưởng đến quyết định đầu tư của khách hàng ( trong vốn vật chất và vốn conngười), tạo ra thuế và tỷ lệ tăng trưởng ổn định Thuế không gây bóp méo không ảnhhưởng đến quyết định tiết kiệm/ đầu tư bởi vì bản chất giả định của chức năng ưu tiên, và

do đó không ảnh hưởng đến tỷ lệ tăng trưởng Chi phí chính phủ khác biệt cho dù chúngthuộc lập luận trong chức năng sản xuất tư nhân hay không Nếu có, thì sau đó chúngđược phân loại như chi tiêu sản xuất và do đó có một ảnh hưởng trực tiếp đến tỷ lệ tăngtrưởng Nếu không, chúng được phân loại như chi tiêu phi sản xuất và không ảnh hưởngđến tỷ lệ tăng trưởng ổn định( theo Barro và Sala-i-Martin,1995, trong sự trình bày lýthuyết rõ ràng)

Những kết quả này có thể được mở rộng trong nhiều cách khác nhau, ví dụ chophép hàng hóa của chính phủ là chi tiêu sản xuất trong thị trường ổn định hơn là thịtrường động ( theo Glomm va Ravikumar, 1994,1997) hoặc đối với các loại thuế khácnhau là thuế bóp méo ( hay đối với chi tiêu sản xuất) theo các cấp độ khác nhau( theoDevarajan et al.,1996; Mendoza et al., 1997) Dĩ nhiên có thể có một vài tranh luận về sựphân loại của những chi tiêu đặc biệt như chi tiêu sản xuất và chi tiêu phi sản xuất, hoặcthuế bóp méo hoặc thuế không gây bóp méo, và đây là mốc mà chúng ta quay về phầnthực nghiệm

Những mô hình này dự đoán rằng sự thay đổi trong lập trường doanh thu từ hìnhthức thuế gây bóp méo đến hình thức thuế không gây bóp méo có ảnh hưởng hiệu lựctăng trưởng, trong khi đó sự thay đổi chi tiêu từ chi tiêu sản xuất qua chi tiêu phi sản xuất

là tăng trưởng chậm Sự tăng lên của thuế không gây bóp méo trong chi tiêu sản xuấtđược dự đoán có một tác động tích cực trong tỷ lệ tăng trưởng Trong khi đó đối với thuếgây bóp méo hiệu quả tăng trưởng được dự đoán là không rõ ràng Cuối cùng chi tiêu phisản xuất được đánh đổi bởi thuế gây bóp méo có một ảnh hưởng tăng trưởng chậm.Nhưng một ảnh hưởng bằng 0 được dự đoán nếu thuế không gây bóp méo được sử dụng (theo Barro, 1990)

Trong nghiên cứu thực nghiệm một đặc điểm riêng biệt của một số tầm quan

trọng-và một đặc điểm mà thường xuyên bị bỏ qua-là tài chính rõ ràng hoặc không rõ ràng củamột sự thay đổi đơn vị trong một yếu tố của ngân sách chính phủ sẽ ảnh hưởng đến hệ sốước tính Đặt trong điểm chính thức, gỉa định sự tăng trưởng git trong đất nước I tại thờiđiểm t là một biến điều kiện chức năng( hoặc phi tài khóa), Yit và một vectơ biến tài khóa

Xjt

Giả định rằng tất cả các nhân tố của ngân sách ( bao gồm thâm hụt và thặng dư),để:

Một yếu tố của X phải được bỏ qua trong sự dự đoán của phương trình để tránhcộng tuyến hoàn hảo Biến bỏ qua hiệu quả đối với yếu tố bồi thường trong giới hạn ngânsách chính phủ Vì vậy, nếu chung ta viết lại phương trình:

Và sau đó bỏ qua Xmt để tránh đa cộng, xác định:

Ngụ ý rằng phương trình thật sự được ước tính là:

Thử nghiệm giả thuyết chuẩn mực của hệ số 0 của X jt , là giả thiết vô giá trị trongthử nghiệm thực tế rằng ( yj - ym ) =0 hơn yj =0 Điều đó cho phép rằng giả thiết đúng của

hệ số trên mỗi loại tài chính như là ảnh hưởng của mỗi thay đổi đơn vị trong sự bù đắpbiến liên quan bởi một thay đổi đơn vị trong biến bỏ qua, tiềm ẩn yếu tố tài chính Nếubiến chọn bị bỏ qua được thay đổi, hệ số ước tính của biến sẽ thay đổi Điều này cónghĩa rằng các điều tra viên phải cẩn thận trong việc lựa chọn một biến bỏ qua trung lập (

ví dự biến nơi lý thuyết yêu cầu ym = 0 ).

Ngụ ý rằng có thể kiểm tra trên sự khác nhau giữa hai gía trị y , chứ không phải làmỗi loại giá trị y độc lập, không loại trừ khả năng kiểm tra liệu hai giá trị y có bằng nhaukhông Điều này phù hợp khi lý thuyết cho rằng có nhiều hơn một loại trung tính ( trongtrường hợp này, thuế không gây bóp méo và chi tiêu phi sản xuất) trong trường hợp cảhai giá trị y được mong đợi bằng 0 Nếu giả thiết bình đẳng không thể dược từ chối, cáctham số ước tính chính xác hơn có thể đạt được bằng cách bỏ qua cả hai giá trị Nói cách

khác, thủ tục chính xác nhất là kiểm tra các đặc điểm kỹ thuật hoàn hảo nhất của han chếngân sách chính phủ đối với các đặc điểm kỹ thật yếu hơn, cẩn thận bỏ qua các yếu tố mà

lý thuyết cho rằng sẽ có ảnh hưởng không đáng kể Nếu điều này không được thực hiện,các biến chi phí bị bỏ qua từ hồi quy và bao gồm chỉ những biến thuế ( theo Mendoza etal.m 1997), và vì vậy các kết quả sẽ có sự thiên vị bời vì khoản tài chính một phần tiềm

ẩn bởi các yếu tố không trung tính của ngân sách chính phủ Trong trường hợp trích dẫn,

vì sự tăng lên một đơn vị thuế sẽ một phần tài trợ cho chi phí sản xuất, ước tính tác động

sẽ thiên về 0 ( chúng tôi sẽ trình bày chứng minh điều này sau đó)

3 BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM HIỆN CÓ

Nhiều nghiên cứu thực nghiệm kiểm tra mối quan hệ giữa tốc độ tăng trưởng kinh

tế và những biến tài chính đã có trước mô hình tăng trưởng nội sinh chính sách công đềcập phía trên, và thay đổi về tập dữ liệu, chất lượng và kỹ thuật kinh tế Nhiều tài liệutrước năm 1990 theo từng sự vụ tự nhiên đã cung cấp kết quả tốt nhất nhưng chỉ là kiểmtra thô về giá trị thực nghiệm của mô hình tăng trưởng nội sinh (cũng như đang chịunhững định kiến đã đề cập từ trước đó) và kết quả là biến đặc biệt

Theo Kneller và cộng sự (1998), chúng tôi lập bảng nghiên cứu chính và có đượcnhững kết quả quan trọng, phân loại chúng theo biến tài chính trong hàm hồi quy (thuế,chi phí chi tiêu chính phủ, chi phí phúc lợi/chi phí chuyển nhượng, đầu tư chính phủ) Cótính không vững mạnh trên diện rộng của dấu hiệu hệ số và mức ý nghĩa, thậm chí trongmột vài trường hợp những biến tương tự rõ ràng nằm trong những hàm hồi quy được xácđịnh tương tự, quan điểm này cũng được chứng minh bởi Levine và Renelt (1992).Easterly và Rebelo (1993) cung cấp bằng chứng tương lai về tính không mạnh mẽ củabiến tài chính thông qua sự phụ thuộc của chúng dựa trên tập hợp các biến điều kiện vànhững điều kiện ban đầu

Tính không mạnh mẽ này có lẽ phản ánh một phần khuynh hướng mở rộng thêmvào các biến tài chính để hồi quy trong từng phương pháp cụ thể có liên quan mà khôngchú ý đến những hạn chế tuyến tính được ngụ ý bởi sự hạn chế ngân sách Chính phủ Chỉ

có Heims (1985), Mofidi và Stone (1990) và Miller và Russek (1993) đã giải quyết vấn

đề Ví dụ như Miller và Russek tìm thấy (bảng dữ liệu hàng năm của 39 quốc gia, 84) ảnh hưởng tăng trưởng của thay đổi trong chi tiêu phụ thuộc vào điều quan trọng là

1975-thay đổi trong chi tiêu được tài trợ Thông thường, kết quả cho thấy 1975-thay đổi trong chitiêu được tài trợ bằng thuế tạo ra các ảnh hưởng tăng trưởng không đáng kể, và tại đâynhững ảnh hưởng tiêu cực có khuynh hướng liên quan đến thâm hụt ngân sách thay đổitrong thuế và chi tiêu Họ không làm điều này, tuy nhiên, phân biệt sự khác nhau giữa cácloại chi tiêu và thu nhập bằng những mô hình tăng trưởng nội sinh.

Tầm quan trọng của một đặc điểm kỹ thuật hoàn chỉnh của các giới hạn ngân sáchcủa chính phủ được đưa ra bởi kết quả thực nghiệm gần đây Mendoza và cộng sự (1997)kết luận rằng kết hợp nhiều thứ thuế không có tác động đáng kể đến sự phát triển (mặc dù

nó ảnh hưởng đáng kể đến đầu tư tư nhân) nhưng kể từ khi hàm hồi quy bao gồm nhữngbiến không chi tiêu, các ước tính của họ chịu ảnh hưởng bởi một phần tài chính tiềm ẩncủa chi phí sản xuất Kocherlakota và Yi (1997) lại cho rằng đo lường thuế tác động đáng

kể đến tăng trưởng chỉ khi chi tiêu vốn công bao gồm trong hàm hồi quy Nhìn lại bằngchứng của Kneller và cộng sự (1998) cũng bật lên hàng loạt các ước tính về ảnh hưởngtăng trưởng của chi tiêu chính phủ Tuy nhiên, hầu hết các nghiên cứu không bao gồmcác biến thuế Có một vài sự hỗ trợ cho thấy đầu tư chính phủ vào giao thông vận tải vàthông tin liên lạc có tác động tích cực đến tăng trưởng, trong khi thuế thu nhập cũng cókhuynh hướng tạo nên một hệ số tiêu cực đáng kể tuy nhiên ít nhất quán về các kết quảnghiên cứu

4 PHƯƠNG PHÁP VÀ KẾT QUẢ

4.1 Dữ liệu và phương pháp:

Theoretical classification Functional classification Lý thuyết phân loại chức

năng phân loạiDistortionary taxation Taxation on income and profit Thuế thuế

bóp méo

trên thu nhập và lợi nhuận

Social security contributions Đóng góp an sinh xã hội

Taxation on payroll and manpower Thuế trong biên chế và nhân lực

Non-distortionary taxation Taxation on domestic

goods and services

Thuế thuế không gây bóp méo

đối với hàng hóa và dịch vụ trong nước

Other revenues Taxation on international trade Các khoản

thu khác

Thuế về thương mại quốc tế

Productive expenditures General public services

expenditure

Chi phí sản xuất

chi phí dịch vụ công cộng chung

y tế

Transport and communication expenditure Chi phí vận tải và thông tin liên

lạcUnproductive expenditures Social security and

welfare expenditure

Chi phí không sản xuất

an sinh xã hội và phúc lợi xã hội chi tiêu

Expenditure on

recreation

Chi phí cho giải trí

Expenditure on economic services Chi sự nghiệp kinh tế

Other expenditures Other expenditure

(unclassified)

Chi phí khác chi phí khác (không phân loại)

Note: functional classifications refer to the

classifications given in the data source

Lưu ý: phân loại chức năng tham khảo các phân loại được đưa ra trong các nguồn dữ liệu

Như đã nói ở trên, trong loại của mô hình tăng trưởng nội sinh có liên quan đến nghiên cứu này, kết quả được thúc đẩy bởi sự phân loại của các biến tài chính vào mộttrong bốn loại Từ đó chúng ta thêm thặng dư ngân sách nhà nước và các khoản thu vàchi phí mà chúng ta phân loại không rõ ràng (chúng ta gọi chúng là những nguồn thukhác và "chi phí khác) Chúng tôi tổng hợp phân loại chức năng của IMF

dữ liệu tài chính thành bảy loại chính được mô tả trong Bảng 1 và sau đó kiểm tranhạy cảm, kết quả để chúng tôi phân loại dữ liệu Một vấn đề quan trọng là việc phân bổcác khoản thuế và chi phí, tương ứng bóp méo / không gây bóp méo và sản xuất / loại phisản xuất trong khi tất cả các loại thuế chính được sử dụng trong các nước OECD là bópméo trong một số khía cạnh, trong thử nghiệm mô hình tăng trưởng nội sinh sự biến dạngliên quan là để khuyến khích đầu tư (trong vốn vật chất và / hoặc con người) Sau Barro(1990), chúng tôi xử lý thu nhập và thuế bất động sản là 'bóp méo' và thuế tiêu dùng (chitiêu cơ bản) là "không gây bóp méo ', với lý do sau này không làm giảm việc tái đầu tư,mặc dù họ có thể ảnh hưởng đến sự lựa chọn lao động / nghỉ ngơi Tất nhiên, trong nhiều

mô hình phức tạp (như Mendoza et al., 1997) thuế tiêu thụ làm sai lệch các quyết địnhđầu tư (gián tiếp) đến mức mà chúng ảnh hưởng đến sự lựa chọn các tác nhân như laođộng, giáo dục, giải trí Tuy nhiên lưu ý, chúng tôi xử lý thuế tiêu thụ "không gây bópméo" là một giả thuyết (chúng tôi sẽ thử nghiệm sau),chứ không phải là một giả địnhtrong các mô hình thực nghiệm của chúng tôi Phân bổ chi phí thành loại sản xuất / phisản xuất theo Barro và Sala-i-Martin (Năm 1995); Devarajan et al (1996) và coi như chiphí là đáng kể (vật chất hoặc con người) thành phần vốn là 'sản xuất' Phần lớn chi tiêu

‘phi sản xuất’ là chi phí an sinh xã hội

Tập hợp dữ liệu của chúng tôi bao gồm 22 quốc gia phát triển cho giai đoạn

1970-1995, từ hai nguồn: dữ liệu ngân sách nhà nước của GFSY và TheWorld Bank (Phụ lụcA) Những số liệu này hàng năm, nhưng chúng tôi thực hiện lấy trung bình 5 năm để loại

bỏ những ảnh hưởng của kinh doanh chu kỳ, và chúng tôi áp dụng các kỹ thuật kinh tếbảng tĩnh Thông qua cách tiếp cận này làm cho nó dễ dàng hơn để so sánh kết quả củachúng tôi khi công bố ở những nơi khác Ở giai đoạn sau, chúng tôi xem xét mức độ nhạy

cảm để tìm hiểu sự khác biệt về thời gian quy tụ của dữ liệu Bảng 2 đưa ra một số thống

kê mô tả cho dữ liệu Tập hợp các biến điều kiện bao gồm tỷ lệ đầu tư, tốc độ tăng trưởnglực lượng lao động và GDP ban đầu Có thể thấy rằng các quốc gia mẫu mà chúng tôi đưa

ra phát triển trung bình khoảng 2,8% bình quân đầu người mỗi năm, với tỷ lệ đầu tư vượtquá 20% và tăng trưởng lực lượng lao động khoảng 1% p.a Trong số các biến tài chính,thuế bóp méo của chúng tôi gấp hai lần doanh thu (18% GDP trung bình) thuế không gâybóp méo, trong khi mỗi hai loại chi phí chính tạo khoảng 15% GDP Phương trình hồiquy của chúng tôi theo phương trình (3) ở trên Chúng tôi ban đầu coi năm hình thứckhác nhau của bảng dữ liệu ước lượng cho mỗi hồi quy: gộp OLS, một chiều (countrydummies) cố định (bằng OLS) và ngẫu nhiên (bằng GLS) và hai chiều (hiệu ứng nước vàthời gian) cố định và ngẫu nhiên hiệu ứng mô hình

Bảng 2:

Variable Mean Độ

lệch chuẩn

Minimum (country)

1995 (Pháp), 1970-1990 (Bỉ), 1970-1985 (Hy Lạp, Thụy Sĩ), 1975-1990 (Ý, Bồ ĐàoNha) và 1980-1995 (Ai-len).

(Lựa chọn dựa trên các log-likelihood và R2 điều chỉnh cho OLS gộp và các môhình hiệu ứng cố định (cả hai đều một chiều và các mô hình lỗi hai chiều) Kể từ khiHausman kiểm tra bác bỏ giả thuyết không có sự tương quan giữa các cá nhân ảnh hưởng

và hạn lỗi, chúng tôi chỉ báo cáo kết quả từ các mô hình hiệu ứng cố định Trong tất cảcác trường hợp, các hình thức hai chiều của phương trình hồi quy (cho phép cả thời gian

cụ thể và đánh chặn một quốc gia cụ thể) nhận được hỗ trợ lớn nhất từ chẩn đoán (vớiđiều chỉnh R cao nhất), và đây là kết quả báo cáo ở đây)

Trong phần này, chúng tôi kiểm tra sự chính xác của các kết quả trên khi có bốn sựthay đổi trong dữ liệu và phương trình hồi quy Trước hết chúng ta bỏ qua GDP ban đầu

từ hồi quy để xác định các hệ số trên biến tài chính rất nhạy cảm khi đưa biến GDP banđầu vào để tính toán, theo như báo cáo của Easterly và Rebelo (1993)

Thứ hai, chúng tôi xem xét liệu các kết quả của chúng tôi rất nhạy cảm với lựachọn khoảng thời gian Chúng ta bắt đầu bằng sự thay đổi khoảng thời gian 5 năm vì thếnăm bắt đầu đến năm kết thúc trong ví dụ này là 1 và 6 thay vì là 0 và 5 Sau đó chúng tôi

sử dụng các biến công cụ để kiểm tra khả năng đồng thời giữa các biến số tài chính vàtăng trưởng Cuối cùng chúng ta xem xét các nhóm thay thế các dữ liệu tài chính