Nguyễn Thị Hồng Hà
Trường Cao đẳng Công Thương Thành phố Hồ Chí Minh
Email: ngthongha@hitu.edu.vn
Tóm tắt
Tiếp cận bằng hồi quy Bayes, nghiên cứu sử dụng dữ liệu của 19 quốc gia phát triển để nghiên cứu vai trò điều tiết của đổi mới xanh trong mối quan hệ giữa phân cấp tài khóa và phát triển bền vững trong giai đoạn 2010-2022. Kết quả cho thấy, phân cấp tài khóa là yếu tố thúc đẩy phát triển bền vững với xác suất 93,49%. Đổi mới xanh không chỉ tăng cường phát triển bền vững mà còn là yếu tố thúc đẩy tác động tích cực của phân cấp tài khóa lên phát triển bền vững với xác suất tác động lên đến 99,9%. Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng tìm thấy bằng chứng về tác động tích cực của tăng trưởng kinh tế, tự do hóa thương mại và quy mô chính phủ đối với phát triển bền vững. Từ những kết quả này, nghiên cứu đề xuất một số hàm ý chính sách liên quan đến thúc đẩy phát triển bền vững tại các quốc gia.
Từ khóa: Phân cấp tài khóa, phát triển bền vững, đổi mới xanh, Bayes
Summary
This study uses a Bayesian regression approach and employs data from 19 developed countries to investigate the moderating role of green innovation in the relationship between fiscal decentralization and sustainable development during the 2010–2022 period. The results indicate that fiscal decentralization is a significant driver of sustainable development, with a probability of 93.49%. Green innovation not only directly enhances sustainable development but also reinforces the positive effect of fiscal decentralization on sustainability, with an impact probability as high as 99.9%. In addition, the study finds supporting evidence for the positive impacts of economic growth, trade liberalization, and government size on sustainable development. Based on these findings, the study proposes several policy implications to foster sustainable development in countries.
Keywords: Fiscal decentralization, sustainable development, green innovation, Bayesian regression
GIỚI THIỆU
Trong những năm gần đây, phân cấp tài khóa (PCTK) được xem là một công cụ 2 mặt trong thúc đẩy phát triển bền vững (PTBV) tại các quốc gia phát triển. Một mặt, PCTK cho phép các chính quyền địa phương có quyền tự chủ lớn hơn trong phân bổ nguồn lực, từ đó thúc đẩy các sáng kiến phù hợp với điều kiện đặc thù từng vùng, đặc biệt trong lĩnh vực đầu tư xanh và năng lượng tái tạo (Fredriksson và Millimet, 2002).
Trong bối cảnh toàn cầu đang có những tác động sâu sắc tới tăng trưởng, năng lượng và an ninh lương thực, các khái niệm như: đổi mới xanh, kinh tế tuần hoàn và năng lượng sạch ngày càng đóng vai trò quan trọng tại các diễn đàn quốc tế, phản ánh cam kết của các quốc gia trong thực hiện các Mục tiêu PTBV (SDGs).
Đổi mới xanh là quá trình phát triển và ứng dụng công nghệ, quy trình, sản phẩm và mô hình kinh doanh mới nhằm giảm thiểu tác động đến môi trường và thúc đẩy tính bền vững. Nhiều nghiên cứu đã khẳng định vai trò của đổi mới xanh như một yếu tố then chốt thúc đẩy PTBV quốc gia (Du và cộng sự, 2019; Töbelmann và Wendler, 2020; Li và Xu, 2023).
Tuy nhiên, cho đến nay vẫn còn khoảng trống nghiên cứu đáng kể trong việc làm rõ mối quan hệ giữa PCTK và PTBV tại các nước phát triển, đặc biệt là vai trò điều tiết của đổi mới xanh. Việc làm sáng tỏ cơ chế tác động này là cần thiết trong bối cảnh nhiều quốc gia đang thúc đẩy cả phân cấp ngân sách lẫn đầu tư cho công nghệ sạch, nhằm đạt được các mục tiêu phát thải ròng bằng 0 (net-zero) và tăng trưởng bền vững.
TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU
Vai trò của PCTK đối với PTBV là chủ đề được nhiều nhà khoa học quan tâm. Tuy nhiên, các kết quả tìm được vẫn còn chưa thống nhất. Một số nghiên cứu khẳng định vai trò của PCTK trong việc cải thiện sự PTBV. Ji và cộng sự (2021) sử dụng mô hình CS-ARDL để phân tích 7 quốc gia có mức độ PCTK cao trong giai đoạn 1990-2018 cho thấy, PCTK góp phần làm giảm phát thải CO₂. Tương tự, Khan và cộng sự (2021) khẳng định, PCTK cải thiện chất lượng môi trường và cho rằng hiệu quả này được củng cố bởi chất lượng thể chế và phát triển nguồn nhân lực, cũng như đổi mới công nghệ thân thiện với môi trường.
Sun và cộng sự (2022), tiếp tục khẳng định mối quan hệ tích cực giữa PCTK và tính bền vững môi trường tại các quốc gia thành viên Tổ chức Hợp tác và Phát triển kinh tê (OECD), với cơ chế truyền dẫn qua đầu tư xanh và chuyển đổi sang NLTT. PCTK có thể làm tăng phát thải carbon trong ngắn hạn nhưng giúp giảm đáng kể lượng khí thải về dài hạn, đóng vai trò then chốt trong mục tiêu phát thải ròng bằng 0. Một số nghiên cứu mở rộng cách tiếp cận bằng cách sử dụng chỉ số phân cấp tổng hợp (bao gồm chi tiêu và thu ngân sách), qua đó cho thấy PCTK và đổi mới môi trường đều có tác động tích cực đến việc giảm phát thải CO₂. Tuy nhiên, hiệu quả giảm phát thải của PCTK rõ rệt hơn ở các quốc gia có mức phát thải thấp, trong khi đổi mới môi trường tỏ ra hiệu quả hơn tại những quốc gia có mức phát thải cao.
Bên cạnh đó, có nhiều nghiên cứu tìm thấy bằng chứng về việc cản trở sự PTBV của PCTK. Millimet (2003) lập luận rằng, trong quá trình phân quyền, chất lượng môi trường có thể bị suy giảm do chính quyền địa phương thiếu năng lực kiểm soát, còn Sigman (2014) cảnh báo về tình trạng "hưởng lợi tự do" giữa các khu vực pháp lý khiến nỗ lực bảo vệ môi trường không đồng bộ. Fell và Kaffine (2014) cũng cho rằng, các chính sách phân cấp khó có thể giải quyết hiệu quả các vấn đề môi trường.
Tại Trung Quốc, nghiên cứu của Yang và cộng sự (2020) kết luận rằng, mức PCTK cao làm tăng lượng phát thải CO₂. Nguyên nhân được cho là do các chính quyền địa phương với quyền tự chủ tài chính cao không tuân thủ các định hướng môi trường từ trung ương, thay vào đó tập trung vào phát triển kinh tế để đạt được các chỉ tiêu đánh giá và thăng tiến cá nhân. Yang và cộng sự (2021) tiếp tục khẳng định xu hướng này với dữ liệu từ năm 2002 đến năm 2017, cho thấy chính quyền địa phương ưu tiên tăng trưởng kinh tế ngắn hạn và bỏ qua các mục tiêu dài hạn như bảo vệ môi trường. Các kết quả này nhất quán với nghiên cứu của Chen và Liu (2020) tại 31 tỉnh trong giai đoạn 2003-2017, khi cũng tìm thấy mối liên hệ tiêu cực giữa PCTK và chất lượng môi trường.
MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
Dựa trên kết quả nghiên cứu thực nghiệm đã được trình bày ở phần trước, nghiên cứu đề xuất mô hình như sau:
Mô hình 1: Nghiên cứu tác động của PCTK và đổi mới xanh đến PTBV:
SDGIi,t + βi + β1FDi,t + β2GIi,t + β3Zi,t + εi,t
Mô hình 2: Nghiên cứu tác động của PCTK đến PTBV, xem xét vai trò điều tiết của đổi mới xanh:
SDGIi,t + βi + β1FDi,t + β2FDi,t x GIi,t + β3Zi,t + εi,t
Trong đó:
- SDGI: Phát triển bền vững, được đo lường bằng Chỉ số Mục tiêu PTBV (SGD Index) được Liên hợp quốc tính toán và công bố trên Báo cáo SDGs hàng năm. SDGI cũng được sử dụng trong các nghiên cứu của Oanh (2023) và Dinh và cộng sự (2024).
- FD: Phân cấp tài khóa, được đo lường bằng tỷ trọng chi tiêu địa phương trong tổng chi tiêu của chính phủ. Theo Ji và cộng sự (2021), Khan và cộng sự (2021), Sun và cộng sự (2022), PCTK là chìa khóa để cải thiện chất lượng môi trường, từ đó giúp thúc đẩy PTBV của các quốc gia.
- GI: Đổi mới xanh, được đo lường bằng Tỷ lệ bằng sáng chế công nghệ liên quan đến môi trường trên tổng bằng sáng chế công nghệ. Theo Töbelmann và Wendler (2020), đổi mới xanh thúc đẩy PTBV thông qua việc làm giảm lượng phát thải CO2. Đồng thời, đổi mới xanh có thể làm giảm bớt mối liên hệ tiêu cực giữa PCTK và PTBV hoặc khuếch đại tác động tiêu cực này lên tùy thuộc vào khu vực được nghiên cứu (Li và Xu, 2023).
- Z: Véc tơ các biến kiểm soát, bao gồm:
+ Tăng trưởng kinh tế (GDP): Đo lường bằng GDP bình quân đầu người dưới dạng logarit tự nhiên. Lý thuyết đường cong Kuznets về môi trường cho thấy, tăng trưởng kinh tế có tác động đến chất lượng môi trường - một trong 3 trụ cột của PTBV.
+ Độ mở thương mại (TO): Đo lường bằng tỷ trọng giá trị xuất nhập khẩu trong GDP. Du và cộng sự (2019) tìm thấy bằng chứng cho rằng, độ mở thương mại càng lớn càng giúp cải thiện chất lượng môi trường.
+ Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI): Đo lường bằng dòng vốn FDI mang lại những tác động tích cực lẫn tiêu cực đến sự PTBV.
+ Mức đô thị hóa (URBAN): Đo lường bằng tỷ lệ dân số thành thị trên tổng dân số. Đô thị hóa được cho là nguyên nhân dẫn đến gia tăng tiêu thụ tài nguyên, gây ô nhiễm và hủy hoại môi trường sống, dẫn đến mất bền vững về môi trường (Töbelmann và Wendler, 2020). Tuy nhiên, với tư cách là trung tâm phát triển khu vực, khu vực đô thị có tác động tích tụ mạnh mẽ và có thể được hưởng lợi từ hiệu ứng quy mô trong việc sử dụng năng lượng, điều này có thể làm giảm lượng khí thải CO2 (Du và cộng sự, 2019).
+ Quy mô chính phủ (SIZE): đo lường bằng tỷ lệ giữa thu nhập của chính phủ trên GDP. Với các kết quả tìm được từ một số nghiên cứu trước đây, nghiên cứu kỳ vọng sẽ tìm thấy bằng chứng về tác động tích cực của quy mô chính phủ đến PTBV.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Nghiên cứu sử dụng phương pháp Bayes nhằm ước lượng các tham số trong mô hình hồi quy, với mục tiêu kiểm định tác động của PCTK đến PTBV cũng như vai trò điều tiết của đổi mới xanh. Phương pháp Bayes cho phép kết hợp giữa dữ liệu quan sát và thông tin tiên nghiệm để hình thành phân phối hậu nghiệm cho các tham số, từ đó cung cấp cái nhìn đầy đủ hơn về độ không chắc chắn của các ước lượng so với phương pháp truyền thống.
Trước tiên, phân phối tiên nghiệm (prior) của các hệ số hồi quy được giả định là phân phối chuẩn trung lập, thường có kỳ vọng bằng 0 và phương sai lớn, phản ánh giả định phi thông tin (non-informative) nhằm tránh thiên lệch kết quả. Dựa trên phân phối tiên nghiệm và hàm khả năng (likelihood) từ dữ liệu quan sát, phân phối hậu nghiệm của các hệ số được xây dựng theo định lý Bayes.
Việc lấy mẫu từ phân phối hậu nghiệm được thực hiện thông qua phương pháp chuỗi Markov Monte Carlo (MCMC), trong đó thuật toán Gibbs Sampling được sử dụng để tạo ra các chuỗi giá trị mô phỏng. Sau khi loại bỏ số vòng đốt cháy (burn-in), các mẫu còn lại được dùng để tính giá trị trung bình hậu nghiệm và khoảng tin cậy Bayesian (credible intervals) cho các tham số mô hình.
Do những hạn chế về mặt dữ liệu, nghiên cứu này chỉ sử dụng bộ dữ liệu bảng cân bằng cho 19 quốc gia phát triển trong giai đoạn 2010-2022. Như vậy, mỗi quốc gia chỉ có 13 quan sát. Với vấn đề mẫu nhỏ như vậy, phương pháp Bayes được cho là phù hợp, hơn nữa còn khắc phục được các khuyết tật mô hình như: tự tương quan, phương sai thay đổi, nội sinh.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Thống kê mô tả
Bảng 1: Thống kê mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu
Tên biến |
Số quan sát |
Trung bình |
Độ lệch chuẩn |
Giá trị nhỏ nhất |
Giá trị lớn nhất |
SDGI |
247 |
4,3694 |
0,0465 |
4,2497 |
4,4632 |
FD |
247 |
0,3817 |
0,1523 |
0,1138 |
0,6911 |
GI |
247 |
0,2476 |
0,0678 |
0,0893 |
0,4615 |
GDP |
247 |
10,7417 |
0,3481 |
9,8654 |
11,5939 |
FDI |
247 |
0,0270 |
0,0780 |
-0,3614 |
0,4349 |
URBAN |
247 |
0,8270 |
0,0788 |
0,6057 |
0,9815 |
TO |
247 |
0,7945 |
0,3566 |
0,2339 |
1,9309 |
SIZE |
247 |
0,4211 |
0,0914 |
0,2026 |
0,6386 |
Nguồn: Tính toán của tác giả
Dữ liệu (Bảng 1) cho thấy, Chỉ số mục tiêu PTBV (SDGI) dưới dạng logarit của 19 quốc gia phát triển đạt giá trị trung bình là 4,3694 với giá trị cao nhất là 4,4632 (Phần Lan - 2022) và giá trị thấp nhất là 4,2497 (Israel - 2010). Điều này cho thấy, các nước phát triển có mức độ PTBV khá cao. Mức độ phân cấp ngân sách (FD) của các quốc gia trung bình đạt 38,17%. Trong đó, mức độ phân cấp ngân sách cao nhất quan sát được tại Canada năm 2014 với tỷ lệ 69,11%. Ngược lại, Israel có mức phân cấp ngân sách thấp nhất trong năm 2010 với tỷ lệ phân cấp chỉ là 11,38%. Tỷ lệ đổi mới xanh (GI) bình quân của các quốc gia trong giai đoạn 2010-2022 là 12,58% với mức cao nhất là 26,62% (Đan Mạch) và thấp nhất là 5,06% (Israel).
Tác động của phân cấp tài khóa đến phát triển bền vững
Bảng 2: Kết quả hồi quy tác động của phân cấp chi ngân sách phát triển bền vững
SDGI |
Trung bình |
Độ lệch chuẩn |
Sai số chuẩn MCMC |
Khoảng tin cậy Bayes |
Xác suất hậu nghiệm |
|||
Trung bình |
Độ lệch chuẩn |
Sai số chuẩn MCMC |
||||||
ED |
0,03010 |
0,02002 |
0,00020 |
-0,00886 |
0,06913 |
0,9349 |
0,2467 |
0,0025 |
GI |
0,36131 |
0,08046 |
0,00081 |
0,20387 |
0,51889 |
1,0000 |
0,0000 |
0,0000 |
GDP |
0,01909 |
0,00829 |
0,00008 |
0,00266 |
0,03543 |
0,9882 |
0,1080 |
0,0011 |
FDI |
-0,04107 |
0,02835 |
0,00028 |
-0,09669 |
0,01324 |
0,9280 |
0,2585 |
0,0026 |
URBAN |
-0,07593 |
0,03039 |
0,00030 |
-0,13558 |
-0,01612 |
0,9923 |
0,0874 |
0,0009 |
TO |
0,01658 |
0,00745 |
0,00008 |
0,00187 |
0,03090 |
0,9873 |
0,1120 |
0,0011 |
SIZE |
0,23831 |
0,03077 |
0,00031 |
0,17717 |
0,29876 |
1,0000 |
0,0000 |
0,0000 |
_cons |
4,05878 |
0,07983 |
0,00081 |
3,90295 |
4,21796 |
|
|
|
Avg acceptance rate |
0,8152 |
Avg efficiency: min |
0,1659 |
|
|
|
Nguồn: Tính toán của tác giả
Kết quả Bảng 2 cho thấy, xác suất PCTK (FD) tác động tích cực đến PTBV (SDGI) là 93,49%. Khi quyền tự chủ tài chính của chính quyền địa phương tăng lên, họ có thể phân bổ ngân sách hiệu quả hơn, đầu tư có mục tiêu vào các lĩnh vực then chốt như: giáo dục, y tế, cơ sở hạ tầng và bảo vệ môi trường. Kết quả này phù hợp với nhiều nghiên cứu trước như nghiên cứu của Ji và cộng sự (2021).
Đổi mới xanh có tác động tích cực rõ rệt đến PTBV ở các nước phát triển với xác suất tác động đạt 100%. Kết quả này củng cố lý thuyết tăng trưởng xanh, cho thấy đổi mới công nghệ hướng đến môi trường giúp tăng năng suất và bảo vệ tài nguyên. Các bằng chứng thực nghiệm tương tự được ghi nhận trong nghiên cứu của Töbelmann và Wendler (2020), Koseoglu và cộng sự (2022).
Tăng trưởng GDP cũng cho thấy, tác động tích cực đến PTBV (98,82%), phù hợp với đường cong Kuznets về môi trường. Tăng trưởng thúc đẩy đổi mới, tăng năng lực thể chế, và nâng cao mức sống, đồng thời hỗ trợ ban hành các chính sách môi trường. Các nghiên cứu hỗ trợ gồm Kuai và cộng sự (2019), Chen và Liu (2020), Yang và cộng sự (2021).
Ngược lại, FDI làm suy giảm PTBV với xác suất 92,8%, hỗ trợ giả thuyết “thiên đường ô nhiễm”. Các hoạt động FDI trong lĩnh vực gây ô nhiễm ảnh hưởng tiêu cực đến môi trường và sức khỏe cộng đồng. Kết quả này phù hợp với một số nghiên cứu trước đó. Bên cạnh đó, Đô thị hóa cũng là yếu tố làm giảm tính bền vững (99,23%), do gia tăng áp lực lên tài nguyên, ô nhiễm và sự phát triển thiếu quy hoạch. Kết quả phù hợp với Töbelmann và Wendler (2020), Chen và Liu (2020), Li và Xu (2023).
Tự do hóa thương mại có ảnh hưởng tích cực đến PTBV (98,73%), nhờ thúc đẩy chuyển giao công nghệ và nâng cao hiệu quả sản xuất. Kết quả này phù hợp với lý thuyết và nghiên cứu của Du và cộng sự (2019). Cuối cùng, quy mô chính phủ lớn hơn có tác động tích cực đến PTBV với xác suất 100%. Chính phủ mạnh có thể đầu tư vào hạ tầng, thực thi chính sách môi trường hiệu quả và đảm bảo phân phối phúc lợi.
Tác động của phân cấp tài khóa đến phát triển bền vững, xem xét vai trò điều tiết của đổi mới xanh
Để xem xét vai trò điều tiết của đổi mới xanh trong mối quan hệ giữa PCTK và PTBV, nghiên cứu đã sử dụng biến tương tác FD x GI tiếp tục sử dụng hồi quy Bayes để phân tích. Kết quả hồi quy (Bảng 3) cho thấy, hệ số hồi quy của biến tương tác FD x GI là dương, ngụ ý rằng phân cấp ngân sách kết hợp với đổi mới xanh sẽ thúc đẩy sự PTBV tại các quốc gia phát triển. Xác suất của tác động này lên đến 99,9%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Li và Xu (2023). Theo đó, PCTK giúp tạo điều kiện thuận lợi cho việc áp dụng và khuếch tán nhanh chóng các thành tựu và ứng dụng đổi mới xanh qua các địa phương khác nhau. Ngược lại, sự hiện diện của đổi mới xanh có tác động khuếch đại các tác động tích cực của PCTK đến PTBV bằng cách đẩy nhanh quá trình khuếch tán.
Bảng 3: Tác động của phân cấp tài khóa đến phát triển bền vững, xem xét vai trò của đổi mới xanh
SDGI |
Trung bình |
Độ lệch chuẩn |
Sai số chuẩn MCMC |
Khoảng tin cậy Bayes |
Xác suất hậu nghiệm |
|||
Trung bình |
Độ lệch chuẩn |
Sai số chuẩn MCMC |
||||||
FD |
-0,00515 |
0,03454 |
0,00035 |
-0,07388 |
0,06187 |
0,5575 |
0,4967 |
0,0050 |
FDxGI |
0,47800 |
0,16079 |
0,00161 |
0,16206 |
0,79388 |
0,9990 |
0,0316 |
0,0003 |
GDP |
0,01631 |
0,00842 |
0,00008 |
-0,00040 |
0,03271 |
0,9725 |
0,1635 |
0,0016 |
FDI |
-0,04078 |
0,02890 |
0,00029 |
-0,09771 |
0,01536 |
0,9219 |
0,2683 |
0,0027 |
URBAN |
-0,07677 |
0,03123 |
0,00031 |
-0,13866 |
-0,01464 |
0,9929 |
0,0840 |
0,0008 |
TO |
0,01151 |
0,00748 |
0,00008 |
-0,00332 |
0,02631 |
0,9384 |
0,2404 |
0,0024 |
SIZE |
0,25236 |
0,03122 |
0,00031 |
0,18986 |
0,31221 |
1,0000 |
0,0000 |
0,0000 |
_cons |
4,12361 |
0,07776 |
0,00078 |
3,97266 |
4,27633 |
|
|
|
Avg acceptance rate |
0,7972 |
Avg efficiency: min |
0,1022 |
|
|
|
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
Kết quả hồi quy Bayes cho thấy, PCTK và đổi mới xanh có tác động tích cực đến PTBV với xác suất lần lượt là 93,49% và 100%. Hơn nữa, đổi mới xanh là yếu tố thúc đẩy tác động tích cực của PCTK lên PTBV với xác suất tác động này lên đến 99,9%. Kết quả này ngụ ý rằng, các quốc gia phát triển cần tăng cường PCTK gắn với trách nhiệm giải trình và minh bạch, trong đó chính quyền địa phương được trao quyền tự chủ thực chất trong việc sử dụng ngân sách. Bên cạnh đó, đổi mới xanh cần được coi là trụ cột của chiến lược PTBV. Chính phủ nên ưu tiên đầu tư vào nghiên cứu và phát triển công nghệ xanh, hỗ trợ doanh nghiệp đổi mới sáng tạo thông qua chính sách ưu đãi thuế, tài trợ công, và khuyến khích hợp tác công - tư trong lĩnh vực này. Ngoài ra, việc lồng ghép các mục tiêu môi trường và PTBV vào quy trình lập kế hoạch và phân bổ ngân sách cũng là một định hướng cần thiết, giúp định hướng chi tiêu công theo hướng thân thiện với môi trường và vì lợi ích lâu dài.
Tài liệu tham khảo:
1. Chen, X., and Liu, J. (2020). Fiscal decentralization and environmental pollution: a spatial analysis. Discrete Dynamics in Nature and Society, 1-10. https://doi.org/10.1155/2020/9254150
2. Du, K., Li, P., and Yan, Z. (2019). Do green technology innovations contribute to carbon dioxide emission reduction? Empirical evidence from patent data. Technological Forecasting and Social Change, 146, 297-303.
3. Fell, H., and Kaffine, D. T. (2014). Can decentralized planning really achieve first-best in the presence of environmental spillovers? Journal of Environmental Economics and Management, 68(1), 46-53.
4. Fredriksson, P. G., and Millimet, D. L. (2002). Strategic interaction and the determination of environmental policy across US states. Journal of urban economics, 51(1), 101-122.
5. Ji, X., Umar, M., Ali, S., Ali, W., Tang, K., and Khan, Z. (2021). Does fiscal decentralization and eco‐innovation promote sustainable environment? A case study of selected fiscally decentralized countries. Sustainable Development, 29(1), 79-88.
6. Khan, Z., Ali, S., Dong, K., and Li, R. Y. M. (2021). How does fiscal decentralization affect CO2 emissions? The roles of institutions and human capital Energy Economics, 94.
7. Li, J., and Xu, Y. (2023). Does fiscal decentralization support green economy development? Evidence from China. Environmental Science and Pollution Research, 30(14), 41460-41472.
8. Oanh, T. T. K. (2024). Sustainable development: Driving force from the relationship between finance inclusion, green finance and green growth. Sustainable Development, 32(3), 2811-2829.
9. Sigman, H. (2014). Decentralization and environmental quality: an international analysis of water pollution levels and variation. Land Economics, 90(1), 114-130.
10. Sun, Y., Guan, W., Razzaq, A., Shahzad, M., and An, N. B. (2022). Transition towards ecological sustainability through fiscal decentralization, renewable energy and green investment in OECD countries. Renewable Energy, 190, 385-395.
11. Töbelmann, D., and Wendler, T. (2020). The impact of environmental innovation on carbon dioxide emissions. Journal of Cleaner Production, 244.
12. Yang, Y., Tang, D., and Zhang, P. (2020). Effects of fiscal decentralization on carbon emissions in China. International Journal of Energy Sector Management, 14(1), 213-228.
13. Yang, Y., Yang, X., and Tang, D. (2021). Environmental regulations, Chinese-style fiscal decentralization, and carbon emissions: from the perspective of moderating effect. Stochastic Environmental Research and Risk Assessment, 35(10), 1985-1998.
Ngày nhận bài: 20/4/2025; Ngày hoàn thiện biên tập: 28/6/2025; Ngày duyệt đăng: 4/7/2025 |