GIỚ I THI Ệ U
M ụ c tiêu nghiên c ứ u
Bài nghiên cứu này khám phá mối quan hệ giữa cấu trúc thuế và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam, dựa trên các nghiên cứu thực nghiệm từ nhiều quốc gia Mục tiêu là tìm hiểu tác động của thuế đối với sự phát triển kinh tế trong bối cảnh nội sinh của hai yếu tố này.
Bài viết trình bày sự phát triển của thuế Việt Nam và mối liên hệ giữa cấu trúc thuế với tăng trưởng kinh tế Tác giả tổng hợp các nghiên cứu trước đó để làm nền tảng cho nghiên cứu của mình về ảnh hưởng của cấu trúc thuế đến tăng trưởng kinh tế trong giai đoạn 2007-2012 Bằng cách sử dụng dữ liệu thu thuế và tăng trưởng kinh tế trong khoảng thời gian này, tác giả áp dụng mô hình hồi quy để tìm kiếm bằng chứng về sự tương quan giữa hai yếu tố này.
Nghiên cứu này nhằm phân tích tác động của thuế đối với tăng trưởng kinh tế Việt Nam, dựa trên mối quan hệ nội sinh giữa thuế và tăng trưởng kinh tế, cùng với các nghiên cứu thực nghiệm từ các quốc gia khác Để đạt được mục tiêu này, các câu hỏi nghiên cứu sẽ được đặt ra để làm rõ hơn về ảnh hưởng của thuế đối với sự phát triển kinh tế trong bối cảnh Việt Nam.
Tổng gánh nặng thuế có ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam, và tác động này có thể được phân tích dưới hai khía cạnh: tích cực và tiêu cực Các chính sách thuế hợp lý có thể thúc đẩy đầu tư và tiêu dùng, từ đó góp phần vào sự phát triển kinh tế Ngược lại, gánh nặng thuế cao có thể làm giảm động lực kinh doanh và hạn chế khả năng cạnh tranh của các doanh nghiệp Do đó, việc cân nhắc giữa mức thuế và sự phát triển kinh tế là rất quan trọng để đảm bảo sự tăng trưởng bền vững cho Việt Nam.
Trong bối cảnh kinh tế Việt Nam, việc phân tích tác động của các loại thuế đến tăng trưởng kinh tế là rất quan trọng Một số loại thuế có thể thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, trong khi những loại khác lại có thể cản trở sự phát triển Cần xác định rõ loại thuế nào mang lại ảnh hưởng tích cực và loại nào gây ra tác động tiêu cực, đồng thời đánh giá mức độ mạnh yếu của các mối tương quan này Điều này sẽ giúp hiểu rõ hơn về ý nghĩa của từng loại thuế trong việc định hình chính sách kinh tế của quốc gia.
Kết luận và khuyến nghị được đưa ra nhằm hoàn thiện chính sách thuế, từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế hiệu quả hơn ở từng địa phương.
Ph ạ m vi nghiên c ứ u
Nghiên cứu này tập trung vào ảnh hưởng của thuế đối với tăng trưởng kinh tế trong khuôn khổ mô hình tăng trưởng nội sinh Chúng tôi xây dựng hàm ước lượng tác động của các biến thuế đến tăng trưởng, bao gồm tốc độ tăng trưởng kinh tế (biến phụ thuộc), cấu trúc thuế và các biến kiểm soát như lạm phát, vốn đầu tư khu vực tư nhân, vốn đầu tư khu vực nhà nước và tốc độ tăng dân số Việc lựa chọn các biến kiểm soát được thực hiện dựa trên các lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm cho thấy mối quan hệ giữa thuế, vốn đầu tư và lạm phát.
Phương pháp nghiên cứ u
Đề tài được thực hiện trên cơ sở dữ liệu thứ cấp được thu thập từ các nguồn: Tổng cục Thống kê, Bộ Tài chính giai đoạn 2007 – 2012.
Tác giả áp dụng phương pháp nghiên cứu định lượng thông qua mô hình hồi quy để phân tích mối quan hệ giữa thu thuế và tăng trưởng kinh tế Đầu tiên, tác giả thiết lập mô hình nghiên cứu với các biến bao gồm tăng trưởng kinh tế, thu thuế và các biến kinh tế tài chính khác Sau đó, tác giả thực hiện chạy mô hình hồi quy nhằm ước lượng mối tương quan giữa thuế và tăng trưởng kinh tế, đồng thời tiến hành các kiểm định cần thiết để đảm bảo tính chính xác của kết quả nghiên cứu.
Ý nghĩa thự c ti ễ n c ủa đề tài
Tác giả hy vọng nghiên cứu này sẽ cung cấp cái nhìn toàn diện về vai trò của thuế đối với tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam, từ đó hỗ trợ các nhà hoạch định chính sách trong việc đưa ra quyết định cải cách thuế hiệu quả hơn, nhằm hoàn thiện hệ thống thuế trong tương lai.
Ngoài ra, kết quả của nghiên cứu góp phần bổ sung vào cơ sở lý thuyết về mối quan hệ giữa thuế và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam.
B ố c ụ c c ủa đề tài nghiên c ứ u
Nội dung đề tài nghiên cứu được kết cấu thành 5 chương :
Chương 2: Tổng quan lý thuyết
Chương 3: Mô hình và phương pháp nghiên cứu Chương 4: Kết quả nghiên cứu.
Chương 5: Kết luận và hàm ý chính sách.
TỔ NG QUAN LÝ THUY Ế T
Lý thuy ế t v ề thu ế
Thuế đã tồn tại từ lâu, nhưng khoa học về thuế chỉ bắt đầu phát triển vào cuối thế kỷ XVII Các nhà kinh tế học chủ yếu nghiên cứu về việc phân chia gánh nặng thuế, xác định ai là đối tượng chịu thuế và ai không, cũng như tính công bằng của hệ thống thuế và các phương pháp thu thuế hiệu quả.
Adam Smith (1723-1790) được coi là một trong những người sáng lập lý thuyết thuế, phát triển trong bối cảnh chủ nghĩa tư bản tự do cạnh tranh, với khái niệm “bàn tay vô hình” điều tiết nền kinh tế Ông đã đề xuất những nguyên tắc cơ bản về đánh thuế, tạo nền tảng cho các chính sách thuế hiện đại.
Mỗi công dân trong một quốc gia có trách nhiệm đóng góp vào sự phát triển của chính phủ, tùy thuộc vào khả năng và nỗ lực cá nhân của mình.
- Phần đóng góp về thuế mà mỗi người phải nộp phải rõ ràng và không được áp đặt một cách độc đoán.
- Mọi thuế phải được thu đúng hạn và theo một thể thức thuận lợi nhất cho người đóng thuế.
Để đảm bảo người dân chỉ phải đóng thuế tối thiểu, cần tính toán mọi khoản thuế một cách hợp lý Số tiền thuế thu được nên được sử dụng trong công quỹ công cộng trong thời gian ngắn nhất có thể, nhằm tối ưu hóa lợi ích cho cộng đồng.
Theo Adam Smith, nếu thuế quá nặng, trật tự xã hội sẽ bị xáo trộn và hoạt động của các lực lượng thị trường sẽ bị suy yếu Vì vậy, lý thuyết của ông nhấn mạnh sự cần thiết của thuế, tính công bằng và cách phân chia gánh nặng thuế trong xã hội.
John Maynard Keynes nhấn mạnh rằng thuế (T) và chi tiêu tài chính của chính phủ (G) là hai công cụ quan trọng để can thiệp vào chu kỳ kinh tế và khắc phục khủng hoảng.
Nếu C là tiêu dùng của gia đình và S là tiết kiệm của họ và Y là GDP thì
Gọi X là xuất khẩu, M là nhập khẩu, I là đầu tư thì
Hay I = S + (T-G) + (M-X) Điều này có nghĩa: Đầu tư = Tiết kiệm tư nhân + Tiết kiệm của chính phủ + Vay của nước ngoài
Tỷ lệ thu ngân sách so với GDP, ký hiệu là T = t.Y, cho thấy tổng thuế thu được phụ thuộc vào thu nhập quốc dân Khi thu nhập quốc dân tăng, số thuế nộp cũng tăng theo Ngược lại, trong thời kỳ khủng hoảng, khi thu nhập quốc dân giảm, tổng thuế cũng sẽ giảm Để khắc phục tình trạng này, thuế sẽ được cắt giảm tự động nhằm kích thích tăng trưởng thu nhập, từ đó thúc đẩy tiêu dùng và khuyến khích đầu tư.
Tỷ lệ tiết kiệm tư nhân, hay còn gọi là khuynh hướng tiết kiệm biên, được ký hiệu là s, và được tính theo công thức S = s(Y-T) Theo quan điểm này, con người có xu hướng tăng tiêu dùng tương ứng với sự gia tăng thu nhập, nhưng mức tăng tiêu dùng không bằng mức tăng thu nhập Điều này dẫn đến việc tốc độ tiết kiệm tăng nhanh hơn so với tốc độ tăng thu nhập Do đó, cần thiết phải thực thi chính sách thuế nhằm thu hút phần tiết kiệm vào đầu tư phát triển kinh doanh.
Keynes cho rằng những người có thu nhập thấp có khuynh hướng tiêu dùng biên cao hơn so với người có thu nhập cao Do đó, ông đề xuất rằng nhà nước nên áp dụng thuế thu nhập theo biểu thuế suất lũy tiến nhằm phân phối lại thu nhập từ những người giàu có, để giảm thiểu tiết kiệm và tăng cường tiêu dùng trong xã hội.
2.1.3.Arthur Laffer và lý thuyết đường cong Laffer:
Vào những năm 1980, Arthur Laffer cùng với Jude Winniski và Norman Ture đã phát triển một học thuyết kinh tế mới tại Mỹ và Anh, dựa trên các luận điểm của các nhà kinh tế trọng cung Học thuyết này đã gây ảnh hưởng lớn đến cách hiểu và áp dụng chính sách kinh tế trong thời kỳ đó.
Trường phái trọng cung cho rằng giảm thuế là yếu tố quan trọng kích thích cung, vì thuế suất biên tế cao dẫn đến các vấn đề như tiết kiệm thấp, năng suất lao động kém và lạm phát cao Do đó, họ đề xuất các biện pháp như cắt giảm thuế, giảm chi tiêu của chính phủ và kiểm soát lượng tiền lưu thông thông qua các chính sách tín dụng nhà nước, đồng thời định mức tốc độ phát hành tiền.
- Khi tỷ lệ thu thuế 0%, ngân sách nhà nước không thu được đồng nào.
- Khi tỷ lệ thu thuế 100%, không có sản xuất kinh doanh, nên không thu được thuế.
- Tốt nhất thuế suất nên |z| [95% Conf Interval] lngtgt 1837793 0279689 6.57 0.000 1289612 2385974 lntndn -.0081909 0129318 -0.63 0.526 -.0335367 017155 lnttdb 0013123 0060319 0.22 0.828 -.0105101 0131347 lnmb -.014912 0151854 -0.98 0.326 -.0446748 0148508 lntn 0156534 0062185 2.52 0.012 0034654 0278415 lndat -.0820646 0172153 -4.77 0.000 -.115806 -.0483233 lnxnk 0139703 0064081 2.18 0.029 0014106 02653 lntncn 0767352 0105198 7.29 0.000 0561167 0973538 lnvonnn 0094765 0226862 0.42 0.676 -.0349876 0539406 lnvontn 0720017 0263438 2.73 0.006 0203688 1236347 lntongchi 3836096 0327082 11.73 0.000 3195027 4477164 gpop 4240824 6363559 0.67 0.505 -.8231523 1.671317 lncpi 1806901 0526645 3.43 0.001 0774695 2839106 _cons -1.790258 2804808 -6.38 0.000 -2.33999 -1.240526 sigma_u 10658
Phụ lục 3: Kết quả hồi quy FE
3.1 FE Khi chưa có biến thuế
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 378
Group variable: id Number of groups = 63
F(5,310) = 521.39 corr(u_i, Xb) = -0.4287 Prob > F = 0.0000 lrgdp Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] lnvonnn 0544587 0238272 2.29 0.023 0075752 1013422 lnvontn 1819948 0283347 6.42 0.000 1262421 2377475 lntongchi 6033599 0335244 18.00 0.000 5373957 6693241 gpop 6783739 7480796 0.91 0.365 -.7935819 2.15033 lncpi 1676836 0540976 3.10 0.002 0612386 2741285 _cons -2.659446 2770803 -9.60 0.000 -3.204642 -2.11425
3.2 FE Khi có biến tổng thuế
F(6,309) = 515.63 corr(u_i, Xb) = -0.5444 Prob > F = 0.0000 lrgdp Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] lntotax 1602583 0220899 7.25 0.000 1167926 203724 lnvonnn 0464162 0220886 2.10 0.036 0029531 0898792 lnvontn 1688214 0262969 6.42 0.000 1170778 220565 lntongchi 4719739 0359361 13.13 0.000 4012635 5426843 gpop 2054925 6956804 0.30 0.768 -1.163378 1.574363 lncpi 1464966 0501721 2.92 0.004 0477744 2452188 _cons -2.509203 2573732 -9.75 0.000 -3.015628 -2.002777
The regression analysis results indicate a significant model fit with an F-statistic of 285.75 and a p-value of 0.0000 Among the variables, lngtgt shows a positive and significant coefficient of 0.158227 (p < 0.000), while lntn also presents a positive effect with a coefficient of 0.0142363 (p = 0.019) In contrast, lndat has a negative and significant impact with a coefficient of -0.0606934 (p < 0.000) Additionally, lntncn and lnvontn exhibit strong positive coefficients of 0.0570739 (p < 0.000) and 0.0924122 (p = 0.001), respectively The constant term is -2.132816 (p < 0.000), and the model demonstrates a high rho value of 0.92711901, indicating a substantial fraction of variance attributed to the unobserved effects.
3.4 Kết quả kiểm định Hausman
= 0.6201 max = 6 lngtgt 158227 1837793 -.0255522 lntndn -.0092608 -.0081909 -.0010699 lnttdb 0041351 0013123 0028228 lnmb -.0063354 -.014912 0085766 lntn 0142363 0156534 -.0014172 lndat -.0606934 -.0820646 0213713 lnxnk 0163302 0139703 0023599 lntncn 0570739 0767352 -.0196614 lnvonnn 0278481 0094765 0183716 lnvontn 0924122 0720017 0204105 0005393 lntongchi 4252753 3836096 0416657 0067519 gpop 5849799 4240824 1608975 1015964 lncpi 1987688 1806901 0180788 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(13) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 128.10 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite)
Kết quả kiểm định tự tương quan
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
Kết quả kiểm định phương sai thay đổi
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (63) = 5856.94
Phụ lục 4: Kết quả hồi quy FGLS
4.1 FGLS Khi chưa có biến thuế
Cross-sectional time-series FGLS regression
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.7779)
Estimated covariances = 63 Number of obs = 378
Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 63
Wald chi2(5) = 1375.60 Prob > chi2 = 0.0000 lrgdp Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] lnvonnn 0816649 021257 3.84 0.000 040002 1233278 lnvontn 2213597 020853 10.62 0.000 1804884 2622309 lntongchi 4206744 0281029 14.97 0.000 3655937 4757551 gpop 1.665459 5526217 3.01 0.003 5823406 2.748578 lncpi 1489913 0333025 4.47 0.000 0837196 2142631
4.2 FGLS khi có biến tổng thuế
Estimated covariances = 63 Number of obs = 378
Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 63
Wald chi2(6) = 1415.21 Prob > chi2 = 0.0000 lrgdp Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] lntotax 1230091 0172246 7.14 0.000 0892494 1567687 lnvonnn 0366366 0213333 1.72 0.086 -.005176 0784492 lnvontn 175091 0223521 7.83 0.000 1312817 2189004 lntongchi 3585729 0287956 12.45 0.000 3021347 4150112 gpop 5744848 5059159 1.14 0.256 -.4170922 1.566062 lncpi 1262732 0345831 3.65 0.000 0584915 1940549
4.3 FGLS khi tách biến thuế lrgdp Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] lngtgt 1838606 02819 6.52 0.000 1286093 2391119 lntndn 0120721 010487 1.15 0.250 -.0084821 0326262 lnttdb -.004558 005075 -0.90 0.369 -.0145049 0053889 lnmb -.008816 0145147 -0.61 0.544 -.0372644 0196323 lntn 0124674 0055406 2.25 0.024 0016081 0233268 lndat -.0771204 013825 -5.58 0.000 -.1042169 -.050024 lnxnk -.0021758 0046491 -0.47 0.640 -.011288 0069364 lntncn 1074995 010429 10.31 0.000 0870589 12794 lnvonnn -.0332046 0196191 -1.69 0.091 -.0716574 0052481 lnvontn 067894 0214524 3.16 0.002 0258481 1099399 lntongchi 2662122 0262883 10.13 0.000 2146881 3177363 gpop 0853927 4777854 0.18 0.858 -.8510494 1.021835 lncpi 1524323 0364116 4.19 0.000 0810668 2237978_cons -1.119059 1978009 -5.66 0.000 -1.506741 -.731376
Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM
Group variable: id Number of obs = 189
Time variable : year Number of groups = 63
Number of instruments = 7 Obs per group: min = 3
Prob > F = 0.000 max = 3 grow_gpp Coef.
Corrected Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] lrgdp
-.8649742 0731318 -11.83 0.000 -1.011117 -.7188319 L1. lnvonnn 0386983 0414005 0.93 0.353 -.0440341 1214306 lnvontn 1517232 0303344 5.00 0.000 0911047 2123417 lntongchi 4259425 0734741 5.80 0.000 2791164 5727687 gpop -.3249056 6472098 -0.50 0.617 -1.618251 9684399 lntotax 1034254 0400977 2.58 0.012 0232966 1835542
Instruments for first differences equation
D.(lnvonnn lnvontn lntongchi gpop L.lncpi lntotax)
GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L3.L.lrgdp
Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.12 Pr > z = 0.261 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.10 Pr > z = 0.921
Sargan test of overid restrictions: chi2(1) = 0.10 Prob > chi2 = 0.746 (Not robust, but not weakened by many instruments.)
Hansen test of overid restrictions: chi2(1) = 0.13 Prob > chi2 = 0.721
5.2 Kết quả hồi quy GMM với các biến thuế thành phần
