Tiểu luận Chu kỳ kinh tế chính trị: Mối quan tâm về ngân sách

ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM 
KHOA TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP 
-------- 
Chu kỳ kinh tế chính trị: Mối quan tâm về 
ngân sách 
 Giáo viên hướng dẫn : PGS.TS Sử Đình Thành 
 Sinh viên thực hiện : Nhóm 9 
Nguyễn Hoàng Thụy Bích Trâm 
 Nguyễn Thành Ân 
 Vũ Thị Giang 
 Phan Thị Mỹ Hiền 
 Đỗ Thành Nhân 
 Nguyễn Hữu Nhân 
 Lê Đặng Huỳnh Như 
 Nguyễn Quang Sơn 
 Nguyễn Hoàng Nhật Tân 
 Nguyễn Thị Thùy 
 Lớp : 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 của khu vực công. Chúng tôi chỉ ra bằng chứng cho 
thấy rằng bầu cử có tác động tích cực đến những 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 trước 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 năng 
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 lược trong các công cụ chính sách và đặc biệt là mở 
rộng tài chính nhằm nỗ lực t ạo ra các lợi thế kinh tế cho các cử tri. Nghiên cứu thực 
nghiệm gần đây đã xác định thao túng có chiến lược các chính sách tài khóa trước khi 
bầu cử, thay mặt Chính phủ, trong các nền dân chủ mới thành lập (Brender và 
Drazen,2008). Một số các đặc 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 những công cụ khác ngoài chính sách tài khóa có thể được áp dụng cho các thao 
túng bầu cử trước cử tri mà không có rối loạn quá mức 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 thể là một công cụ. Alesina et al (2008) cung cấp bằng 
chứng yếu cho 21 quốc gia mà 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 tr ị. 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 mạnh mẽ cho 30 nền kinh tế OECD trong đó 
xu hướng tổng thể tiến tới bãi bỏ quy định làm kiềm hãm các hoạt động kinh tế trong 
những năm bầu cử và đó là sự lựa chọn mang t ính chiến thuật của những 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 Brender & Drazen (2008) hay không. 
Kết quả của chúng tôi cho thấy sự kìm hãm các hoạt động kinh tế cũng có mặt trong 
nền dân chủ đã được thành lập lâu đời một kết quả kiểm định giả thuyết những quy 
định của chính phủ được xem như là một công cụ thay thế cho những thao túng trước 
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 những 
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 trọng 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 trường 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 một 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 mà cả hai bên là nhà cầm quyền và liên đoàn lao động đều thích bởi vì 
liên đoàn lao động là một trở ngại trong quá trình bãi bỏ quy định. 
Hơn nữa, 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 hưởng lợi từ sự bảo hộ của chính phủ, hoặc những nhà sản xuất đòi thặng dư sản 
xuất là những người 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 xứng (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 người tham gia nào đó được 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 một mất mát ngay 
cả khi họ đã không hoạt động tích cực 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 
chỉnh1 trong bối cảnh mô hình Drazen & Eslava (2006) không có thâm hụt tổng thể 
1 Chu kỳ trong quy định là chỉ là một trong số lợi ích có thể được tạo ra trong 
thời gian trước bầu cử. Thuế quan và hạn chế thương 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 trước bầu cử trong 30 nền kinh tế OECD cho giai đoạn 1991-
2007 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 lược2. 
2. Các nghiên cứu trước đây 
Bài nghiên cứu 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 đây 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 thực nghiệm đã xác định rằng điều 
kiện trước bầu cử này đã có ảnh hưởng lớn đến cuộc bầu cử trong một loạt các quốc 
gia. Kramer (1971) tập trung vào cuộc bầu cử quốc hội từ 1896 đến 1964 cho thấy 
rằng tổng số phiếu bầu cử cho đảng cầm quyền bị ảnh hưởng tiêu cực bởi tỷ lệ lạm 
phát nhưng ảnh hưởng tích cực bởi tốc độ t ăng trưởng thu nhập thực tế bình quân đầu 
người. St igler (1973) đặt vấn đề tính bền vững của những kết quả này cho cuộc bầu cử 
quốc hội một lập luận được giải thích bởi Crain, Deaton và Tollison (1978) như là một 
dấu hiệu cho thấy rằng các cử tri không chịu trách nhiệm trước đại biểu quốc hội về 
hiệu suất kinh tế vĩ mô. Fair (1978) (được cập nhật trong Fair 1982, năm 1988) lập 
luận rằng nếu một liên kết nhân quả giữa hiệu suất kinh tế và đảng cầm quyền được 
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 mở rộng phân tích này cho 
các quốc gia khác và đã chứng minh thực nghiệm 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, Thụy Điển và Đan Mạch), Lewis-Beck (1988) cho Anh, 
Pháp, Tây Đức, Ý và Tây Ban Nha. 
2 Alesina et al (2008) thông qua ước lượng GLS đã cung cấp bằng chứng yếu 
(chỉ có 2 trong số 6 ngành theo nghiên cứu cho kết quả có ý nghĩa thống kê ở mức 
10%) cho 21 quốc gia trong đó những cuộc cải cách diễn ra vào đầu một nhiệm kì mới. 
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 phải thừa 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 trước 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 sách được 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 khứ 
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 thực nghiệm rộng rãi. Các nghiên cứu thực nghiệm đã kiểm tra cả 
hai công cụ chính sách và kết quả kinh tế với kết quả không đủ mạnh để hỗ trợ cho 
mô hình này. M ột loạt các nghiên cứu thực nghiệm kiểm tra sự tồn tại của PBC trong 
hoạt động kinh tế thong qua đo lường GNP và biến động thất nghiệp ở Mỹ và các quốc 
gia khác trước khi tới cuộc bầu cử. Alesina, Roubini và Cohen (1997) cung cấp một 
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 thực nghiệm cho thấy thiếu bằng chứng t hực nghiệm để ùng 
hộ cho lý thuyết vì thế không có bằng chứng cho sự gia tăng các hoạt 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 mà các mô hình dự đoán đã mở 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 được nhận thấy trong cuộc bầu cử trước 
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 lường 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 đưa ra phản 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 mức 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 được (của những nhà cầm quyền), rõ ràng 
(cho cử tri) và có thể quy kết (bởi cử tri đối với người đương nhiệm) (p.549). 
Các thiếu sót về thực nghiệm 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 túng 
chính sách tài khóa tạo ra chu kỳ kinh tế theo sự biến động chính trị. Tuft e (1978) xác 
định một số rắc rối của các thao tác mang tính cơ hội trong các chính sách tài khóa 
trước bầu cử. Theo Tuft e những chính sách này bao gồm chuy ển giao t ài khóa trong 
thanh toán an s inh xã hội, phúc lợi cựu chiến binh, thuê mướn hay s a thải công, t ăng 
chi tiêu, trì hoãn cắt giảm. Trái ngược với các mô hình trước 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 những cử tri cũng được 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 mang 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) mở 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 dựa trên 
giả định rằng mỗi ứng cử viên đều biết mức năng lực 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 được đánh giá dựa trên quan sát kết quả chính sách tài 
khóa. Trước bầu cử úng viên có năng lực cao thường phát ra tín hiệu về khả năng của 
họ bằng cách tham gia vào mở rộng chính sách tài khóa. Cử tri nhận ra mức độ năng 
lực cao, vì thông qua những chính sách như vậy thì tốn kém nhiều chi phí hơn những 
ứng cử viên có năng lực thấp, và phần thưởng 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 yêu 
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 những thao túng 
như vậy, vì vẫn còn tốt hơn là bầu cho người 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 tr ị gia và 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 mô hình dự đoán của một nền kinh 
tế bị bóp méo bởi các chính trị gia tài năng. Hơn nữa, chỉ có anh ấy sẽ được bầu lại. 
Nhưng bên cạnh những câu hỏi lý thuyết, một hạn chế nghiêm trọng về nghiên cứu 
thực nghiệm được thực 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 được giải quy ết thông qua một loạt các mô hình dựa trên 
lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đức. 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 lựa chọn đối nghịch trước đó với hai vấn đề lớn. Thứ nhất mặc dù mỗi 
chính trị gia đều có năng lực 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 mà cử tri không thể quan sát 
được ngay lập tức. Vì vậy, các nhà cầm quyền có thể thay thế những người 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 người đương nhiệm và cuộc sống trở nên sung túc hơn là 
kết quả của chính sách tài khóa. Trong trạng thái cân bằng và mặc 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 thực 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 lượng 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 thức tăng thâm hụt 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 Vương quốc Anh. Đối với Keech & Pak (1989) tìm thấy chu kỳ bầu 
cử trong các khoản chuyển giao cựu chiến binh nhưng chỉ trong một khoảng thời gian 
giữa năm 1961 và năm 1978 và Alesina (1988) thông qua hồi quy OLS kết luận rằng 
có sự tồn tại 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 cứu ở một số quốc gia riêng rẽ. Krueger & Turan (1993) tìm thấy bằng 
chứng về các thao túng 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 cứu về chu kỳ ngân sách chính trị ở cấp độ đa quốc gia 
có kết quả ủng hộ chiến lược mở rộng t ài chính trước bầu cử thay mặt cho người 
đương nhiệm. Ames (1987) đưa ra bằng chứng 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 Sahara4. Schuknecht (1996) đã tìm thấy kết 
quả tương tự về chu kỳ tài khóa cho 35 nước đang 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 cứu 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 giữa 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 chứng 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. Akhmedov & Zhuravsaya (2004) đưa 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 vực Nga với t ính minh bạch thấp hơn. 
Persson & Tabellini (2003) trong một phân tích kết hợp 60 nền dân chủ từ 
1960 đến 1998 nghiên cứu làm thế nào chu kỳ ngân sách chính trị bị ảnh hưởng bởi 
các hình thức 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 trước 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 tương 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 tương quan với cắt giảm chi tiêu trước 
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, nhưng họ kết luận rằng kết quả này là do tác động 
của nền dân chủ mới. 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 mới 
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 thưởng và các thao túng tài khóa trước bầu cử là 
"điều ngạc nhiên" trong năm bầu cử được xử lý một cách tinh vi hơn. Mặt khác cử tri 
thiếu kinh nghiệm ở các nền dân chủ mới 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 trước bầu cử. Brender & Drazen (2005) cẩn thận thừa nhận thực tế là các sự 
kiện trước các t hao túng tài khóa đã có mặt trong các nền dân chủ trưởng thành chưa 
xảy ra ở các nền dân chủ mới thành lập đã lấy đi của cử tri kinh nghiệm hữu 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 hưởng 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 một mô hình chu kỳ tiền của chính phủ (chi cho 
các công trình địa phương nhằm để giành phiếu bầu). Trong mô 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 lược 
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 lược này trở nên tối ưu cũng như thâm hụt ngân 
sách vượt 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 trước, nhưng trong sự ưu 
đãi của những người đương 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 lực của 
các nhà chính trị và hơn nữa là sự lựa chọn chính sách tài khóa của người. 
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 
20075. Dữ liệu này được 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 và khoảng t hời gian đến 
năm 2007. Các quốc gia có sẵn dữ liệu theo năm là: Australia, Áo, Bỉ, Canada, 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, Tây Ban Nha, Thụy 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 năng lượng, 
vận tải và thông tin liên lạc (ETCR)7. Các biến này được đo lường theo thang điểm từ 
điểm 0 nghĩa là hoàn toàn không có sự điều chỉnh của chính phủ đến điểm 6 cho thấy 
những quy định và hạn chế về kinh tế ở mức độ nghiêm khắc nhất. Chỉ số ETCR được 
tập hợp dựa trên bảy lĩnh vực của nền kinh tế có sự đóng góp lớm của nhà nước thông 
qua những doanh nghiệp sở hữu 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 bưu 
chính và viễn thông. Các chỉ số ước tính được lấy nguồn từ các quốc gia và các ấn 
phẩm được xuất bản và các chỉ số có số điểm thấp đại diện những đo lường khách 
quan được xây dựng trong bảng câu hỏi. Những chỉ số có số điểm thấp liên quan đến 
những quy định gia nhập ngành, sở hữu công, hội nhập các thị trường theo chiếu dọc 
và cơ cấu thị trường 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 nghề8. Những điếu này được 
tổng hợp trong các chỉ số liên quan đến các lĩnh vực hoạt động kinh tế hoặc trên 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" ETCR tổng hợp "9. Vì chúng ta đang 
hậu đã được bãi bỏ. Trong những năm 80 diễn ra t iến trình xác định lại vùng ranh giới 
của một vài quốc gia với những 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 ETCR 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 cứu 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 dụng 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
 ngoại trừ ngành vận t ải hàng hóa đường bộ 
9 dữ liệu Phụ lục cung cấp thêm thông 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 của 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 trưởng (Δln) của mỗi bốn chỉ số tổng hợp điều tiết thị 
trường sản xuất trong nước i và vào năm t. Xit là một vector các biến kiểm soát, ELE 
một biến giả bầu cử (bằng một nếu trong năm có bầu cử và bằng không trong trường 
hợp ngược lại), µit là các tác động riêng có của mỗi quốc gia mà không quan sát được 
và εit là sai số thống kê. Các biến phụ thuộc có độ trễ nhằm khắc phục tính 
dai dẳng của mức độ 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 trưởng GDP 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 lực 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 ước tính bị sai lệch. 
M ặc dù phương pháp ước lượng FE đã loại bỏ các tác động cố định của mỗi 
quốc gia, kết quả ước lượng vẫn chệch do biến phụ thuộc có độ trễ được 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 tương quan trật 
tự 1/T11giữa biến phụ thuộc có độ trễ và sai số thống kê. Vì ước lượng chệch FE phụ 
thuộc vào độ dài chuỗi t hời gian nên T đi đến vô cùng thì ước lượng FE sẽ bền vững 
(Nickel 1981; Kiviet 1995). 
10 mô hình cấu trúc sau công việc của Shi & Svensson (2002, 2006), Brender & 
Drazen (2005) và Potrafke (2009). 
11 T tương ứng với chiều dài của bảng điều khiển. 
Để giải quyết vấn đề này, chúng tôi áp dụng ước lượng 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 lượng cho một mô hình tự hồi quy khi cả T và N có xu hướng đi đến vô cùng 
và kết luận rằng ước lượng 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 lượng 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 phương pháp Monte Carlo mô phỏng hệ 
thống ước lượng 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 mô phỏng M onte Carlo kiểm tra việc thực hiện các ước 
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 chứng 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 trường hợp cỡ mẫu 
nhỏ là tình trạng phổ biến trong dữ liệu bảng vĩ mô trong đó cả N và T đều 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 phần 
các biến công cụ được sử dụng cho việc ước lượng. 
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 được 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 hưởng đáng kể đến 
tiến trình loại bỏ. Tất cả 4 chỉ số nhập vào phương trình với một dấu âm và mức ý 
nghĩa cao ở mức 1%. Dấu âm được 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 lường phạm vi của nhà nước trong lĩnh 
vực năng lượng, 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 trưởng 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 trường lao động cho cả một số quốc gia chủ chốt ở Châu Âu cũng 
như các lĩnh vực của nền kinh tế mà những chỉ số quy định này được sưu tập t ài liệu. 
Những chỉ số quan tâm đến những lĩnh vực 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 cứng nhắc này được phạm vi rộng hơn, hiện diện dưới hình thức của một 
cấp độ cao hơn của chế độ bảo hộ cho người lao động làm việc trong lĩnh vực 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 hưởng. 
Ở nhiều quốc gia Châu Âu, từ khi các công đoàn lao động thực sự trở thành 
công đoàn của những người công nhân lớn tuổi, công chức, những người 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 mới vào nghề sẽ được thuê theo ý của 
người sử dụng. Trong thương mại, họ giữ mức độ bảo hộ cao cho người lao động lớn 
tuổi trong thị trường lao động truyền thống. Tây ban nha, Ý, Pháp là những ví dụ hoàn 
hảo. 
Bảng 1: Chỉ số quy định O ECD (1991-2007): Phương pháp ước lượng 
Arellano-Bove r/Blundell-Bond hệ thống 2 bước GMM 
Variables (Biến số) 
ETCR 
(Hệ số 
chặn) 
Entry Barriers 
(Rào cản 
nhập cảnh) 
All but Public 
Ownership 
(Tất cả trừ sở hữu 
nhà nước) 
Puplic 
Ownership 
(Sở hữu nhà 
nước) 
ETCR(-1) 
Hệ số chặn (-1) 
 0.031 
( 0.043) 
ETCR(-2) 
Hệ số chặn (-2) 
0.009 
( 0.075) 
Unemployment 
Thất nghiệp 
 -0.263 
( 0.292) 
-0.190 
( 0.244) 
-0.200 
( 0.318) 
0.0687 
( 0.149) 
RGDP Growth 
Tỉ lệ t ăng trưởng GDP 
thực 
 0.0003 
( 0.0008) 
-0.0001 
( 0.0006) 
0.0001 
( 0.0007) 
-0.0007* 
( 0.0004) 
ELE 
 -1.139** 
( 0.299) 
 -0.674*** 
( 0.213) 
-0.960*** 
(0.253) 
-0.628*** 
( 0.239) 
Entry Barriers (-1) 
Rào cản nhập cảnh (-1) 
0.260*** 
( 0.069) 
Entry Barriers (-2) 
Rào cản nhập cảnh (-2) 
 0.175*** 
( 0.054) 
All but Public 
Ownership (-1) 
Tất cả trừ sở hữu nhà 
nước(-1) 
0.183** 
( 0.076) 
All but Public 
Ownership (-2) 
Tất cả trừ sở hữu nhà 
nước(-2) 
0.101* 
( 0.057) 
Puplic Ownership (-1) 
Sở hữu nhà nước(-1) 
0.254** 
( 0.101) 
Puplic Ownership (-1) 
Sở hữu nhà nước(-1) 
 0.108 
( 0.099) 
Hansen Testa 
Kiểm định Hansen 
 2.67 
( 0.615) 
5.99 
( 0.200) 
3.16 
( 0.531) 
3.28 
( 0.512) 
Corr. Testb 
Kiểm định tương quan 
 0.975 0.423 0.981 0.705 
Observations 
Những quan sát 
343 415 390 405 
Number of country 
Số quốc gia 
 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 được sự loại bỏ những tỷ lệ tăng trưởng. Sự biến đổi 
độ lệch trực g iao được sử dụng như chưa từng bị mất thông tin như một số những 
quan sát bị mất tích từ dữ liệu. Các công cụ sử dụng trong hồi quy bị tụt lại 1 cấp độ 
(1 thời k ỳ) cho phương tr ình khác nhau và sự khác biệt độ trễ (1 thời kỳ) cho phương 
trình các cấp. Các công cụ được tiếp tục cắt giảm thông qua thất bại sự lựa chọn 
trong xtabond2 for STATA. Tổng số lượng các công cụ 9 (a) Phân tích Hansen nhận 
ra sự hạn chế (overidentifying restr iction), nơi mà giả thiết H0 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 được rút ra từ các kiểm tra trước đây dựa trên mẫu bao gồm các 
nền dân chủ mới, chúng t a sẽ kiểm tra riêng những nước có nền dân chủ mới. 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 những kết luận trước. Một lần nữa thất nghiệp không trở thành một nhân tố 
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 được kì vọng mang dấu âm trong tất cả 4 trường hợp nhưng nó chỉ 
có ý nghĩa t hống kê trong 3 mà thôi. Ở trường 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 lường sự mở 
rộng của khu vực công trong 7 ngành kinh tế mà 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 lượng sở hữu công. Hơn thế nữa ở nhiều nước 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 được thực hiện trên tổng 30 quốc gia chúng tôi dùng 
một biến giả tượng trưng cho cuộc bầu cử được tổ chức ở các nền dân chủ mới. Kết 
quả cũng giống như 2 kiểm định trước.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 OECD (1991-2007): phương pháp ước l ượng 
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/Blundell-Bond hệ thống GMM hai bước. Cả biến giả 
OldELE và NewELE được bao gồm 
4.3 “Rent Effe ct” tạm dịch là ảnh hưởng của nhóm lợi ích kinh tế 
Trong trường hợp này, nó được hiểu như sự tác động của các nhóm kinh tế lên 
bộ máy chính trị của một quốc qua nhằm thực 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 tr ị lên sự tồn tại và mức độ mở rộng tài khóa trước bầu cử. Ở 
đây, chúng tôi cũng t iến hành kiểm định tác động của lợi ích nhóm của những người 
làm chính trị bằng việc sử dụng hai chỉ số đại diện khác nhau nhưng có mối liên hệ 
khá mật thiết với nhau. Theo Shi & Svenssion 2006, chúng tôi đã xây dựng hai biến từ 
hai chỉ số phổ biến được sử dụng đo lường những hận biết về tham nhũng. Biến đầu 
tiên được xây dựng thông qua chỉ số Nhận Biết Tham Nhũng (CPI) được công bố hàng 
năm bởi Tổ chức Minh Bạch Quốc Tế. Biến thứ hai được xây dựng thông qua các chỉ 
số WGIs (các chỉ số về Điều Hành Thế Giới) của World Bank và đặc biệt thêm m ột 
chỉ số Kiểm Soát Tham Nhũng. Những 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 những nhóm lợi 
ích trong hệ thống chính trị. 
Hai chỉ số trên được thể hiện dưới dạng chỉ số ELE*Corruption thay thế cho 
biến ELE trong mô hình 3.2. Chỉ số tham nhũng được t ính bằng cách lấy chỉ số tham 
những của từng quốc gia trừ đi mức trung bình của tất cả các nước. Vì thế, những quốc 
gia có chỉ số 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 ngược lại 
nếu bé hơn 0. Mặc dù, dấu của những 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 lực lên chính phủ, nhưng chính phủ sẽ chấp nhận các yêu sách của nhóm lợi ích 
này như là một giải pháp thay thế cho việc mở rộng tài khóa trước thềm bầu cử. 
4.4. Kiểm định độ mạnh 
M ột vấn đề thường gặp phải khi ứng dụng mô hình GMM để ước lượng đó là 
vấn đề về sử dụng nhiều biến công cụ. Roodman (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 lượng thiếu chính 
xác cho ma trận trong số tối ưu, ước lượng bị chệch trong độ lệch chuẩn 2 bước, kết 
quả kiểm định 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 được đưa ra xem xét ngay từ đầu và 
các biến công cụ được sử dụng hạn chế trong bối cảnh mà 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 ước 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 nữa. Vì thế bên cạnh các nền 
dân chủ mới chúng tôi còn loại ra Hy Lạp, Tây Ban Nha và Bồ Đào Nha khỏi mẫu. 
Kết quả kiểm định vẫn không bị ảnh hưởng và tương tự với trường hợp loại ra các nền 
dân chủ mới. 
Hơn thế nữa b iến giả thể hiện các khác biệt do bầu cử có hệ số hồi quy của 
chính nó được 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 được 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 được 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 – người sẽ trừng phạt các nhà chức 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 được 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 được hưởng 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 mới 
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 mới 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 thể được thông qua bằng việc thực thi các chiến lược tránh làm t ăng 
thêm tình trạng thâm hụt ngân sách. Thêm vào đó chúng tôi cũng cung cấp những 
bằng chứng để chứng minh rằng sự vận động tranh cử trong các nền dân chủ mới có 
một kết quả chắc chắn hơn với lý thuyết chu kỳ ngân sách chính trị.