BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH TRƯƠNG HỒNG PHÚC ẢNH HƯỞNG CỦA THUẾ GIÁ TRỊ GIA TĂNG ĐẾN QUY MÔ CHI THƯỜNG XUYÊN VÀ QUY MÔ CHI ĐẦU TƯ PHÁT TRIỂN LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh – Năm 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH TRƯƠNG HOÀNG PHÚC ẢNH HƯỞNG CỦA THUẾ GIÁ TRỊ GIA TĂNG ĐẾN QUY MÔ CHI THƯỜNG XUYÊN VÀ QUY MÔ CHI ĐẦU TƯ PHÁT TRIỂN Chuyên ngành: Tài Chính – Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS.TS Nguyễn Ngọc Hùng Tp Hồ Chí Minh – Năm 2017 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu khoa học riêng Các số liệu sử dụng phân tích luận án có nguồn gốc rõ ràng, công bố theo quy định Các kết nghiên cứu luận văn tơi tự tìm hiểu, phân tích cách trung thực, khách quan Tất tham khảo trích dẫn tham chiếu đầy đủ MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG DANH MỤC HÌNH CHƯƠNG 1: MỞ ĐẦU Bối cảnh nghiên cứu Lý nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu phạm vi liệu 1.4.1 Đối tượng nghiên cứu 1.4.2 Phạm vi liệu Phương pháp nghiên cứu Những điểm đề tài Cấu trúc đề tài CHƯƠNG 2: ĐẾN ĐỀ TÀI TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN Tổng quan lý thuyết 2.1.1 Lý thuyết công dân: 2.1.2 Lý thuyết lựa chọn công: lý thuyết tập trung vào ưu đãi phủ cơng dân 10 Các nghiên cứu trước liên quan đến đề tài 12 Kết luận chương 14 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 15 Phương pháp nghiên cứu 15 Mơ hình nghiên cứu 16 Dữ liệu nghiên cứu 19 Kết luận chương 20 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 21 Chile 21 4.1.1 Kiểm định tính dừng 21 4.1.2 Kiểm định đường bao (Bound test) 21 4.1.3 Kết tác động dài hạn 22 4.1.4 Kết tác động ngắn hạn 23 4.1.5 Kiểm định mơ hình 24 Áo 28 4.2.1 Kiểm định tính dừng 28 4.2.2 Kiểm định đường bao (Bound test) 28 4.2.3 Kết tác động dài hạn 29 4.2.4 Kết tác động ngắn hạn 30 4.2.5 Kiểm định mô hình 31 Dominica 35 4.3.1 Kiểm định tính dừng 35 4.3.2 Kiểm định đường bao (Bound test) 35 4.3.3 Kết tác động dài hạn 36 4.3.4 Kết tác động ngắn hạn 37 4.3.5 Kiểm định mơ hình 38 Tổng hợp kết nghiên cứu 42 Kết luận chương 43 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 44 Kết luận 44 Khuyến nghị 44 Những đóng góp đề tài 45 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 46 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Ký hiệu viết tắt ARDL Nghĩa đầy đủ Từ gốc tiếng Anh Mơ hình tự hồi quy phân AutoRegressive Distributed phối trễ Lag ECM Mơ hình hiệu chỉnh sai số Error Correction Model GDP Tổng sản phẩm nội địa Gross Domestic Product DANH MỤC BẢNG Bảng 4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF - Chile 21 Bảng 4.2 Kiểm định đường bao Mơ hình - Chile 21 Bảng 4.3 Kiểm định đường bao Mơ hình - Chile 22 Bảng 4.4 Kết tác động dài hạn - Chile 22 Bảng 4.5 Kết tác động ngắn hạn - Chile 23 Bảng 4.6 Kiểm định tự tương quan bậc - Chile 24 Bảng 4.7 Kiểm định tự tương quan bậc cao - Chile 24 Bảng 4.8 Kiểm định phương sai thay đổi - Chile 25 Bảng 4.9 Kiểm định dạng sai mơ hình - Chile 25 Bảng 4.10 Kiểm định đa cộng tuyến - Chile 26 Bảng 4.11 Kiểm định tính dừng phần dư - Chile 27 Bảng 4.12 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF - Áo 28 Bảng 4.13 Kiểm định đường bao Mơ hình 1- Áo 28 Bảng 4.14 Kiểm định đường bao Mơ hình - Áo 29 Bảng 4.15 Kết tác động dài hạn - Áo 29 Bảng 4.16 Kết tác động ngắn hạn - Áo 30 Bảng 4.17 Kiểm định tự tương quan bậc - Áo 31 Bảng 4.18 Kiểm định tự tương quan bậc cao - Áo 31 Bảng 4.19 Kiểm định phương sai thay đổi - Áo 32 Bảng 4.20 Kiểm định dạng sai mơ hình - Áo 32 Bảng 4.21 Kiểm định đa cộng tuyến - Áo 33 Bảng 4.22 Kiểm định tính dừng phần dư - Áo 34 Bảng 4.23 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF - Dominica 35 Bảng 4.24 Kiểm định đường bao Mơ hình - Dominica 35 Bảng 4.25 Kiểm định đường bao Mơ hình - Dominca 36 Bảng 4.26 Kết tác động dài hạn - Dominica 36 Bảng 4.27 Kết tác động ngắn hạn - Dominica 37 Bảng 4.28 Kiểm định tự tương quan bậc - Dominica 38 Bảng 4.29 Kiểm định tự tương quan bậc cao - Dominica 38 Bảng 4.30 Kiểm định phương sai thay đổi - Dominica 39 Bảng 4.31 Kiểm định dạng sai mơ hình - Dominica 39 Bảng 4.32 Kiểm định đa cộng tuyến Dominica 40 Bảng 4.33 Kiểm định tính dừng phần dư - Dominica 41 Bảng 4.34 Tổng hợp kết nghiên cứu 42 DANH MỤC HÌNH Hình 4.1 Kiểm định CUSUM CUSUMSQ - Chile 27 Hình 4.2 Kiểm định CUSUM CUSUMSQ - Áo 34 Hình 4.3 Kiểm định CUSUM CUSUMSQ - Dominica 41 CHƯƠNG 1: MỞ ĐẦU Bối cảnh nghiên cứu Theo số liệu báo cáo Bộ Tài năm 2015, tình hình thu chi ngân sách Nhà ước Việt Nam phải đối mặt với nhiều khó khăn thử thách lớn với nỗ lực khơng ngừng, ngành Tài vượt qua khó khăn, thực thắng lợi nhiệm vụ thu chi ngân sách Nhà nước Những khó khăn kinh tế biến động giá dầu giảm mạnh tạo khơng thách thức cho việc thực nhiệm vụ thu ngân sách Nhà nước 2015 Năm 2015, thu cân đối ngân sách Nhà nước đạt 989,69 nghìn tỷ đồng, 108,6% dự tốn Hầu hết địa phương thu đạt vượt dự toán giao Trong thu nội địa (tính đến 15/12/2015), tình hình thu ngân sách có chiều hướng tích cực Cụ thể, thu từ doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngồi tăng cao, đạt 90% dự tốn (khoảng 128 nghìn tỷ đồng), doanh nghiệp nhà nước đạt 92% dự toán thu ngân sách năm (khoảng 204 nghìn tỷ đồng) Xét theo khía cạnh loại thuế, số thu từ thuế công, thương nghiệp dịch vụ Nhà nước thuế thu nhập cá nhân đạt vượt mức dự tốn năm (thuế cơng thương nghiệp 119 nghìn tỷ đồng, thuế thu nhập cá nhân 53 nghìn tỷ đồng) Có thể thấy tình hình thu ngân sách nhà nước khả quan Trong cụ thể thuế giá trị gia tăng tăng trưởng cao qua năm, chiếm 27.5% tổng thu ngân sách Nhà nước năm 2015 Song song với thu ngân sách, chi ngân sách Nhà nước công cụ để Nhà nước thực chức nhiệm vụ mình, đồng thời tác động đến kinh tế, điều chỉnh quản lý kinh tế để đạt mục tiêu định Chính phủ Ngân sách Nhà nước có vai trò quan trọng kinh tế thị trường nước ta nay, vừa đảm bảo hoạt động cho máy nhà nước thông qua chi thường xuyên, vừa có tác dụng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế thơng qua chi đầu tư phát triển, vừa có tác dụng thực công xã hội giải thất bại kinh tế thị trường Chi tiêu ngân sách Nhà nước vấn đề quan trọng kinh tế, đó, năm qua, quan quản lý ngân sách Nhà nước từ địa phương tới Trung ương cố gắng tiết kiệm chi tiêu nhằm giảm bớt bội chi ngân sách Nhà nước Kết thúc năm tài khoá 2015, chi ngân sách Nhà nước mức 1.263 nghìn tỷ đồng, vượt 10,1% so với dự toán khiến bội chi ngân sách Nhà nước tăng vọt lên 266 tỷ đồng (cao mức 236 tỷ đồng dự toán) đưa tiêu tỷ lệ bội chi ngân sách Nhà nước cao mức 5% Quốc hội phê duyệt Trong giai đoạn từ 2010-2015, dự toán ngân sách dù điều chỉnh năm sau cao năm trước nhiên dự tốn khơng sát thực tiễn số thực tế so với dự toán tăng cao Năm 2010 2015 chi thực tế vượt dự toán tới 11,51 10,1% Các năm khác, mức chi 4% Như vậy, câu hỏi đặt việc tăng thu ngân sách Nhà nước, cụ thể số thu thuế giá trị gia tăng có mối quan hệ đến số chi ngân sách Nhà nước? Lý nghiên cứu Chính phủ đóng vai trò quan trọng kinh tế vĩ mô Các hoạt động kinh tế phủ ảnh hưởng trực tiếp đến chất lượng sống hiệu hoạt động chủ thể kinh tế khác kinh tế, cụ thể hoạt động chi thường xuyên chi đầu tư phát triển phủ Có nhiều nguồn thu để đáp ứng nhu cầu chi tiêu phủ, số nguồn thu ổn định chiếm tỷ trọng lớn thu từ thuế Thuế khoản trích nộp tiền, mang tính bắt buộc, tính quyền lực nhà nước, tính khơng đối giá hoàn trả trực tiếp doc tổ chức, cá nhân nộp cho nhà nước đủ điều kiện định nhằm đáp ứng việc thực chức năng, nhiệm vụ nhà nước Căn vào mục đích điều tiết nhà nước phân làm hai loại: thuế trực thu thuế gián thu Thuế trực thu thuế điều tiết trực tiếp vào thu nhập tài d Kết hồi quy ARDL ngắn hạn Mơ hình 1: estimates restore ecreg (results ecreg are active now) regress Source SS df MS Model Residual 000847736 002001114 35 000211934 000057175 Total 00284885 39 000073047 Std Err t Number of obs F( 4, 35) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 40 3.71 0.0128 0.2976 0.2173 00756 D.LCG_AUT Coef [95% Conf Interval] LCG_AUT L1 -.3735742 132093 -2.83 0.008 -.6417373 -.1054111 LVAT_AUT 0212563 0104919 2.03 0.050 -.0000434 042556 LCG_AUT LD L2D .2278556 -.1919177 1273925 1254609 1.79 -1.53 0.082 0.135 -.030765 -.4466168 4864762 0627813 _cons 2590588 0831543 3.12 0.004 0902466 4278711 Mơ hình 2: estimates restore ecreg (results ecreg are active now) regress Source SS df MS Model Residual 00095143 006347947 37 000475715 000171566 Total 007299377 39 000187164 Std Err t Number of obs F( 2, 37) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 40 2.77 0.0755 0.1303 0.0833 0131 D.LDG_AUT Coef [95% Conf Interval] LDG_AUT L1 -.2322275 0994825 -2.33 0.025 -.4337982 -.0306568 LVAT_AUT _cons -.0146788 4714027 0100442 2241666 -1.46 2.10 0.152 0.042 -.0350303 017198 0056727 9256073 e Kết kiểm định Durbin's alternative test for autocorrelation lags(p) chi2 1.586 df Prob > chi2 0.2079 H0: no serial correlation Durbin's alternative test for autocorrelation lags(p) chi2 0.029 df Prob > chi2 0.8643 H0: no serial correlation Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) chi2 1.783 df Prob > chi2 0.1818 H0: no serial correlation Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) chi2 0.032 df H0: no serial correlation Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of D.LCG_AUT chi2(1) Prob > chi2 = = 6.05 0.0139 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of D.LDG_AUT chi2(1) Prob > chi2 = = 1.29 0.2556 Prob > chi2 0.8571 Ramsey RESET test using powers of the fitted values of D.LCG_AUT Ho: model has no omitted variables F(3, 32) = 0.36 Prob > F = 0.7801 Ramsey RESET test using powers of the fitted values of D.LDG_AUT Ho: model has no omitted variables F(3, 34) = 1.50 Prob > F = 0.2323 Variable VIF 1/VIF LVAT_AUT LCG_AUT L1 L2D LD 6.77 0.147737 6.03 1.22 1.19 0.165819 0.820558 0.842147 Mean VIF 3.80 Variable VIF 1/VIF LDG_AUT L1 LVAT_AUT 2.07 2.07 0.483720 0.483720 Mean VIF 2.07 Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -3.610 -3.628 = 43 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -2.950 -2.608 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0056 Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -2.637 -3.628 = 43 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0856 -2.950 -2.608 Dominica a Kết kiểm định tính dừng dfuller LVAT_DOM Dickey-Fuller test for unit root Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -0.579 -3.628 Z(t) = 43 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -2.950 -2.608 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.8756 dfuller LCG_DOM Dickey-Fuller test for unit root Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -1.623 -3.628 Z(t) = 43 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -2.950 -2.608 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.4713 dfuller LDG_DOM Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -2.776 -3.628 = 43 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0618 -2.950 -2.608 dfuller d.LVAT_DOM Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -4.958 -3.634 = 42 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -2.952 -2.610 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller d.LCG_DOM Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -4.612 -3.634 = 42 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0001 -2.952 -2.610 b Kết kiểm định đường bao Mơ hình 1: ardl, noctable btest ARDL regression Model: ec Sample: 1977 2015 Number of obs = 39 Log likelihood = 57.129316 R-squared = 49564142 Adj R-squared = 45241069 Root MSE = 05903139 Pesaran/Shin/Smith (2001) ARDL Bounds Test H0: no levels relationship F = 16.883 t = -5.319 Critical Values (0.1-0.01), F-statistic, Case [I_0] L_1 [I_1] L_1 [I_0] L_05 [I_1] L_05 [I_0] L_025 [I_1] L_025 [I_0] L_01 [I_1] L_01 k_1 4.04 4.78 4.94 5.73 5.77 accept if F < critical value for I(0) regressors reject if F > critical value for I(1) regressors 6.68 6.84 7.84 [I_0] L_025 [I_1] L_025 [I_0] L_01 [I_1] L_01 k_1 -2.57 -2.91 -2.86 -3.22 -3.13 accept if t > critical value for I(0) regressors reject if t < critical value for I(1) regressors -3.50 -3.43 -3.82 Critical Values (0.1-0.01), t-statistic, Case [I_0] L_1 [I_1] L_1 [I_0] L_05 [I_1] L_05 k: # of non-deterministic regressors in long-run relationship Critical values from Pesaran/Shin/Smith (2001) Mơ hình 2: ardl, noctable btest ARDL regression Model: ec Sample: 1977 2015 Number of obs = 39 Log likelihood = 56.280792 R-squared = 21988666 Adj R-squared = 17654703 Root MSE = 05948599 Pesaran/Shin/Smith (2001) ARDL Bounds Test H0: no levels relationship F = 5.074 t = -3.171 Critical Values (0.1-0.01), F-statistic, Case [I_0] L_1 [I_1] L_1 [I_0] L_05 [I_1] L_05 [I_0] L_025 [I_1] L_025 [I_0] L_01 [I_1] L_01 k_1 4.04 4.78 4.94 5.73 5.77 accept if F < critical value for I(0) regressors reject if F > critical value for I(1) regressors 6.68 6.84 7.84 [I_0] L_025 [I_1] L_025 [I_0] L_01 [I_1] L_01 k_1 -2.57 -2.91 -2.86 -3.22 -3.13 accept if t > critical value for I(0) regressors reject if t < critical value for I(1) regressors -3.50 -3.43 -3.82 Critical Values (0.1-0.01), t-statistic, Case [I_0] L_1 [I_1] L_1 [I_0] L_05 [I_1] L_05 k: # of non-deterministic regressors in long-run relationship Critical values from Pesaran/Shin/Smith (2001) c Kết hồi quy ARDL dài hạn Mô hình 1: ardl dLCG_DOM dLVAT_DOM, aic ec regstore(ecreg) ARDL regression Model: ec Sample: 1977 2015 Number of obs = 39 Log likelihood = 57.129316 R-squared = 49564142 Adj R-squared = 45241069 Root MSE = 05903139 D.dLCG_DOM Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] ADJ dLCG_DOM L1 -.8692439 1634354 -5.32 0.000 -1.201035 -.5374524 dLVAT_DOM 0220194 1714263 0.13 0.899 -.3259944 3700332 dLCG_DOM LD .263415 1353843 1.95 0.060 -.0114297 5382597 _cons 0076713 0157656 0.49 0.630 -.0243345 0396771 LR SR Mơ hình 2: ardl LDG_DOM dLVAT_DOM, aic ec regstore(ecreg) ARDL regression Model: ec 2015 1977 Sample: Number of obs = 39 Log likelihood = 56.280792 = 21988666 R-squared Adj R-squared = 17654703 = 05948599 Root MSE Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] D.LDG_DOM Coef LDG_DOM L1 -.4250456 1340302 -3.17 0.003 -.6968716 -.1532197 dLVAT_DOM -.6166599 3222248 -1.91 0.064 -1.270162 0368423 _cons 5801754 1818847 3.19 0.003 2112963 9490546 ADJ LR SR d Kết kiểm định ARDL ngắn hạn Mơ hình 1: estimates restore ecreg (results ecreg are active now) regress Source SS df MS Model Residual 11985667 121964665 35 039952223 003484705 Total 241821335 38 006363719 Std Err t Number of obs F( 3, 35) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 39 11.47 0.0000 0.4956 0.4524 05903 D.dLCG_DOM Coef [95% Conf Interval] dLCG_DOM L1 -.8692439 1634354 -5.32 0.000 -1.201035 -.5374524 dLVAT_DOM 0191402 1475983 0.13 0.898 -.2805002 3187807 dLCG_DOM LD .263415 1353843 1.95 0.060 -.0114297 5382597 _cons 0076713 0157656 0.49 0.630 -.0243345 0396771 Mơ hình 2: estimates restore ecreg (results ecreg are active now) regress Source SS df MS Model Residual 035906504 127389002 36 017953252 003538583 Total 163295505 38 00429725 Std Err t Number of obs F( 2, 36) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 39 5.07 0.0115 0.2199 0.1765 05949 D.LDG_DOM Coef [95% Conf Interval] LDG_DOM L1 -.4250456 1340302 -3.17 0.003 -.6968716 -.1532197 dLVAT_DOM _cons -.2621086 5801754 1531491 1818847 -1.71 3.19 0.096 0.003 -.5727093 2112963 0484922 9490546 e Kết kiểm định Durbin's alternative test for autocorrelation lags(p) chi2 0.298 df Prob > chi2 0.5850 H0: no serial correlation Durbin's alternative test for autocorrelation lags(p) chi2 0.333 df Prob > chi2 0.5637 H0: no serial correlation Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) chi2 0.339 df Prob > chi2 0.5604 H0: no serial correlation Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) chi2 0.368 df H0: no serial correlation Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of D.dLCG_DOM chi2(1) Prob > chi2 = = 0.20 0.6532 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of D.LDG_DOM chi2(1) Prob > chi2 = = 3.94 0.0471 Prob > chi2 0.5442 Ramsey RESET test using powers of the fitted values of D.dLCG_DOM Ho: model has no omitted variables F(3, 32) = 1.31 Prob > F = 0.2877 Ramsey RESET test using powers of the fitted values of D.LDG_DOM Ho: model has no omitted variables F(3, 33) = 0.50 Prob > F = 0.6820 Variable VIF 1/VIF dLCG_DOM L1 LD dLVAT_DOM 1.48 1.27 1.19 0.674378 0.786180 0.840397 Mean VIF 1.31 Variable VIF 1/VIF LDG_DOM L1 dLVAT_DOM 1.26 1.26 0.792651 0.792651 Mean VIF 1.26 Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -4.796 -3.634 = 42 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -2.952 -2.610 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0001 Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Number of obs Test Statistic 1% Critical Value -3.988 -3.634 = 42 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0015 -2.952 -2.610 ... quan hệ thuế giá trị gia tăng đến quy mô chi thường xuyên và quy mô chi đầu tư phát triển vô cần thiết Hiện giới có nghiên cứu quan hệ thuế giá trị gia tăng chi thường xuyên, chi đầu tư Iran (M... thuế giá trị gia tăng đến chi thường xuyên, nghịch biến có ý nghĩa đến chi đầu tư phát triển Trong hệ số tác động thuế giá trị gia tăng đến chi thường xuyên thấp, hệ số tác động đến chi đầu tư. .. sau: - Thuế giá trị gia tăng ảnh hưởng với chi thường xuyên? - Thuế giá trị gia tăng ảnh hưởng với chi đầu tư phát triển? Đối tư ng nghiên cứu phạm vi liệu 1.4.1 Đối tư ng nghiên cứu Đối tư ng