Tiểu luận Tài chính công CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở ẢRẬP XÊÚT

Tiểu luận Tài chính công CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở ẢRẬP XÊÚT Chi tiêu chính phủ có thể thúc đẩy tốc độ tăng trưởng kinh tế hay không là vấn đề đang có nhiều tranh luận. Trong mô hình tăng trưởng tân cổ điển, các cung ứng nguồn lực sản xuất và sức sản xuất là các yếu tố quyết định tăng trưởng trong dài hạn. Trong các mô hình tăng trưởng nội sinh, một sự gia tăng trong chi tiêu chính phủ có thể thúc đẩy tăng trưởng ổn định do hiệu ứng lan tỏa (hiệu ứng tràn) tích cực đối với việc đầu tư bằng vốn vật chất và vốn nhân lực.

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC

BỘ MÔN TÀI CHÍNH CÔNG

BÀI NGHIÊN CỨU:

FISCAL POLICY AND GROWTH

Tp Hồ Chí Minh – Tháng 08/2013

NỘI DUNG

Tóm tắt 3

1 Giới thiệu 4

2 Những nghiên cứu trước đây về chính sách tài khóa và tăng trưởng 5

3 Phương pháp, mô hình và dữ liệu 9

4 Kết quả 12

Mô hình tổng chi tiêu 12

Mô hình chi tiêu thường xuyên và chi tiêu vốn 14

5 Kết luận 15

PHỤ LỤC 17

TÀI LIỆU THAM KHẢO 24

CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở Ả-RẬP XÊ-ÚT

Ghazi A JoharjiMartha A StarrTháng 5, 2010

ổn định do hiệu ứng lan tỏa (hiệu ứng tràn) tích cực đối với việc đầu tư bằng vốn vật chất

và vốn nhân lực Bài nghiên cứu này xem xét mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ vàGDP phi dầu mỏ với trường hợp tại Ả-rập Xê-út Sử dụng các phương pháp chuỗi dữ liệuthời gian từ năm 1969 – 2005, chúng tôi phát hiện rằng sự gia tăng trong chi tiêu chínhphủ có ảnh hưởng tích cực và dài hạn đối với tốc độ tăng trưởng Những tác động ướctính của chi tiêu thường xuyên lên tăng trưởng là vượt trội hơn so với tác động của chitiêu vốn – nghĩa là sự đầu tư của chính phủ về cơ sở hạ tầng và nguồn lực sản xuất tại Ả-rập Xê-út có tác động thúc đẩy tăng trưởng ít hơn so với các chương trình cải thiện nhằmquản lý và tổ chức các cơ quan chính phủ và nhằm hỗ trợ sức mua Từ đó, chúng tôi thảoluận các nguyên nhân có thể có đối với những phát hiện này tại Ả-rập Xê-út, và đưa ranhững hàm ý về chính sách (176 từ)

JEL codes: E62, O40, O53

Từ khóa: Fiscal policy, growth, Saudi Arabia

Vui lòng gửi thư đến địa chỉ: Ghazi Joharji, American University, Department of Economics,

4400 Massachusetts Avenue NW, Washington, DC 20016 Email:gjoharji@american.edu Chúngtôi gửi lời cảm ơn tới John Willoughby, Walter Park và những người tham gia các buổi MEEAtrong những cuộc họp của Allied Social Science Association năm 2010 tại Atlanta, vì những ýkiến rất có giá trị đối cho những phiên bản trước của bài nghiên cứu này

4

1 Giới thiệu

Tăng trưởng kinh tế là một trong những nhân tố quan trọng nhất quyết định đến phúc lợikinh tế Tuy nhiên, vai trò của chính sách tài khóa trong việc thúc đẩy tăng trưởng vẫnchưa được hiểu thấu đáo Trong mô hình tăng trưởng tân cổ điển chuẩn thì tốc độ tăng sảnlượng đầu ra trong dài hạn được quyết định bởi sự gia tăng trong cung lao động, sự tíchlũy nguồn vốn vật chất và vốn nhân lực, và thay đổi công nghệ Nếu chính sách tài khóalàm gia tăng động cơ tiết kiệm hoặc đầu tư, thì tỷ lệ cân bằng giữa vốn và sản lượng sẽthay đổi, vì thế tỷ lệ tăng trưởng sẽ tăng lên khi nền kinh tế đạt đến mức sản lượng trênmỗi đơn vị vốn cao hơn, nhưng trong dài hạn nó sẽ quay trở lại mức cũ Turnovsky(2004) đã phát triển một mô hình dạng tân cổ điển trong đó cho thấy những thay đổi trongthuế suất sẽ có ảnh hưởng lâu dài đến sự tăng trưởng Ngược lại, với những mô hình nộisinh, một sự gia tăng trong chi tiêu chính phủ có thể giúp gia tăng sự ổn định trong tăngtrưởng do hiệu ứng lan tỏa từ việc đầu tư vào vốn vật chất và/hoặc vốn nhân lực Trongkhuôn khổ nghiên cứu tăng trưởng nội sinh, Dalgaard and Kreiner (2003), Howitt (2000),

và Eicher & Turnovsky (1999) đã dự đoán rằng tác động của chính sách tài khóa đến tăngtrưởng mang tính tạm thời, và tốc độ hội tụ có thể nhanh hoặc chậm Vì vậy, nhiều môhình cho rằng chính sách tài khóa có tác động lâu dài đến tăng trưởng thì vấn đề quantrọng được đặt ra là trong thực nghiệm các tác động đó xảy ra hay không, và nếu xảy ra,thì cường độ tác động và thời gian tác động là ra sao

Bài nghiên cứu này kiểm chứng mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ và GDP phi dầu mỏtrong trường hợp của Ả-rập Xê-út Vấn đề liệu rằng các chính sách tài khóa có ảnh hưởngđến tăng trưởng hay không, là đặc biệt quan trọng trong trường hợp của Ả-rập Xê-út, khi

mà doanh thu từ dầu mỏ đóng vai trò trung tâm trong những nỗ lực của đất nước nàynhằm phát triển một nền kinh tế không phụ thuộc vào dầu mỏ Sử dụng phương phápchuỗi dữ liệu thời gian, chúng tôi nghiên cứu xem những thay đổi trong chi tiêu chính phủ

đã tác động đến tổng sản phẩm quốc nội phi dầu mỏ như thế nào trong giai đoạn

1969-2005 Giai đoạn này cho ta thấy cả sự mở rộng và thu hẹp trong chi tiêu chính phủ, cùngvới sự thay đổi luân phiên các thành phần của nó, chúng ta có thể theo dõi điều này thôngqua những thay đổi trong sản lượng ngắn hạn và dài hạn do tác động của các biến tàikhóa Phát hiện của chúng tôi chỉ ra rằng những gia tăng trong chi tiêu chính phủ có ảnhhưởng tích cực và đáng kể đến tỷ lệ tăng trưởng Điều bất ngờ là, những tác động ước tínhcủa chi tiêu thường xuyên đến tăng trưởng hóa ra lại vượt trội hơn những tác động của chi

5

phí vốn cho rằng việc đầu tư của chính phủ Ả-rập Xê-út vào cơ sở hạ tầng và khả năngnăng suất có tác động thúc đẩy tăng trưởng ít hơn so với các chương trình nhằm cải thiệnviệc quản lý và tổ chức của các cơ quan chính phủ và nhằm hỗ trợ sức mua.

Phần tiếp theo của bài nghiên cứu này thảo luận những nghiên cứu trước đây về chínhsách tài khóa và tăng trưởng Phần thứ 3 sẽ trình bày phương pháp nghiên cứu, mô hình

và dữ liệu của bài nghiên cứu hiện tại Phần thứ 4 trình bày các kết quả thu được, trongkhi phần cuối cùng sẽ rút ra các kết luận

2 Những nghiên cứu trước đây về chính sách tài khóa và tăng trưởng

Có khá nhiều các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa chính sách tài khóa vàtăng trưởng kinh tế, bao gồm các thước đo tài khóa khác nhau, các nhóm quốc gia khácnhau và việc sử dụng các phương pháp hồi quy dữ liệu chéo, dữ liệu bảng (panel), và dữliệu chuỗi thời gian Trong một phân tích tổng hợp gồm 41 bài nghiên cứu khám phá tácđộng của chính sách tài khóa trong dài hạn, Nijkamp and Poot (2004) đã phát hiện rằng có17% các nghiên cứu cho thấy mối quan hệ cùng chiều (tương quan dương) giữa các tiêuchuẩn chính sách tài khóa và tăng trưởng kinh tế; 29% các nghiên cứu cho thấy quan hệngược chiều (tương quan âm); và 54% các nghiên cứu còn lại không cho kết luận rõ ràng.Trong khi các nghiên cứu tìm thấy những dấu hiệu tác động mạnh của chi tiêu cho giáodục và cơ sở hạ tầng lên tăng trưởng thì ở góc độ bình quân, không tìm thấy tác động nàotương tự từ các biến tài khóa Điều này không gây ngạc nhiên đối với việc xem xét các tácđộng hỗn hợp của những tập hợp chính sách tài khóa khác nhau, cũng như tập hợp cácphương pháp chi tiêu và tài trợ được sử dụng

Vì vậy, nhiều nghiên cứu đã khám phá ra cách thức mà các dạng chi tiêu công khác nhautác động đến tăng trưởng kinh tế như thế nào.1 Những nghiên cứu này dự đoán rằng mỗiloại chi tiêu chính phủ có thể tác động đến tăng trưởng thông qua những kênh khác nhau.Chẳng hạn, đầu tư công vào cơ sở hạ tầng có thể tác động đến tăng trưởng bằng cách làmgia tăng số lượng các nhân tố sản xuất, trong khi chi tiêu công vào giáo dục và dịch vụsức khỏe tác động đến tăng trưởng bằng cách cải thiện năng suất biên của vốn nhân lực.Cùng lúc đó, một số loại chi tiêu công – như chi trợ cấp và chi quân sự – có thể khônglàm tăng năng suất.2

1 Xem Bose và cộng sự (2003) và Eken và cộng sự (1997) đối với phần thảo luận về vấn đề này.

2 Xem các nghiên cứu như Barro (1990), Barro và Sala-i-Martin (1992) và Al-Jarrah (2005).

6

Phương pháp tiếp cận truyền thống trong việc phân loại chi tiêu công thành chi tiêu dùng(hay chi tiêu thường xuyên) so với chi đầu tư (hay chi tiêu vốn), cho rằng loại chi tiêu thứhai thường thúc đẩy tăng trưởng mạnh hơn loại chi tiêu thứ nhất Vì thế, Gupta và cộng sự(2005), bằng việc phân tích dữ liệu đối với 39 quốc gia thu nhập thấp trong suốt nhữngnăm 1990, đã chứng minh rằng lương càng cao có xu hướng làm tăng trưởng càng thấp,trong khi vốn hoặc chi tiêu ngoài lương càng cao có xu hướng mở rộng tăng trưởng Tuynhiên, giả định cho rằng các chi tiêu vốn có tác dụng thúc đẩy tăng trưởng hơn so với chitiêu thường xuyên là cần lưu ý vì một số loại chi tiêu thường xuyên cũng có lợi cho tăngtrưởng (ví dụ như chi tiêu cho giáo dục và đào tạo, cho nghiên cứu phát triển R&D), trongkhi một vài dự án đầu tư công lại có thể là “những con voi trắng” (không có tác dụng)trong việc gia tăng khả năng sản xuất của quốc gia Nhất quán với lưu ý mang tính cảnhbáo này, Devarajan và cộng sự (1996) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa tập hợp chi tiêu vàtăng trưởng kinh tế ở 43 quốc gia đang phát triển trong giai đoạn 1970 – 1990 và khôngtìm thấy tác động đáng kể nào của tổng chi tiêu công lên tăng trưởng kinh tế Nhưngngược lại với cách nhìn thông thường, họ phát hiện rằng tiêu dùng công có tác động tíchcực đáng kể lên tăng trưởng kinh tế, trong khi đầu tư công lại có tác động tiêu cực lêntăng trưởng kinh tế Tác động tiêu cực này cũng xảy ra với mỗi thành phần của đầu tưchính phủ, bao gồm giao thông vận tải và truyền thông Các tác giả giải thích những kếtquả này là do những dự án đầu tư công quá mức với tỷ suất sinh lợi biên âm.3

Tuy nhiên, một số nghiên cứu lại có kết quả trái ngược với Devarajan và cộng sự (1996),

ít ra là liên quan đến một số loại chi tiêu đầu tư Fedderke và cộng sự (2006) và Bertrand & Mamatzakis (2001) xem xét tác động của đầu tư xây dựng cơ sở hạ tầng lêntăng trưởng dài hạn tại Nam Phi và Chile, bằng cách sử dụng mô hình vectơ hiệu chỉnhsai số (VECM); cả hai nghiên cứu đều tìm thấy tác động tăng trưởng tích cực của “năngsuất” chi tiêu công về cơ sở hạ tầng Sử dụng phương pháp tương tự, M’Amanja vàMorrissey (2005) đã xem xét trường hợp của Kenya từ năm 1964 đến 2002, họ cũng tìmthấy tác động tăng trưởng tích cực của đầu tư công Haque và Kim (2003) sử dụng môhình tác động ngẫu nhiên (random effects) và tác động cố định (fixed effects) để phân tích

Albala-dữ liệu bảng (panel) của 15 nước đang phát triển giai đoạn 1970 – 1987, họ phát hiện rằngchi đầu tư cho giao thông vận tải và truyền thông có tác động tích cực lên tăng trưởngkinh tế Tương tự, Easterly và Rebelo (1993) sử dụng dữ liệu chéo và dữ liệu bảng của

3 Sử dụng dữ liệu bảng của 15 quốc gia đang phát triển, (Ghosh và Gregoriou 2006) tìm thấy kết quả tương tự như kết quả của Devarajan et al (1996) Tanzi and Schuknecht (1995) cho rằng mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ và tăng trưởng không phải là đơn điệu, và chi tiêu vượt quá 30% GDP có xu hướng ảnh hưởng bất lợi lên tăng trưởng.

7

các mẫu khác nhau đối với hơn 100 quốc gia và kết luận rằng đầu tư công lên giao thôngvận tải và truyền thông có tác động tích cực mạnh mẽ lên tăng trưởng kinh tế Sử dụng dữliệu bảng cho 28 quốc gia đang phát triển từ 1981 – 1991, Dessus và Herrera (2000) pháthiện rằng sự tích lũy vốn công có tác động tích cực đến tăng trưởng dài hạn.

Những phát hiện về tác động của các hình thức chi tiêu chính phủ đến tăng trưởng là rất

đa dạng Sử dụng dữ liệu bảng cho 120 nước đang phát triển, Baldacci và cộng sự (2004)nhận thấy rằng chi tiêu cho vốn nhân lực (ví dụ như giáo dục và y tế) có liên quan vớităng trưởng kinh tế cao hơn Baffes và Shah (1998) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa sựphân bổ chi tiêu công theo ngành và tăng trưởng kinh tế, bằng cách sử dụng một mẫu gồm

21 quốc gia thu nhập thấp và thu nhập trung bình từ năm 1965 – 1984 Họ kết luận rằngviệc đầu tư vốn “phát triển con người” có tính co giãn cung (sản lượng đầu ra) cao nhất;đầu tư vốn cơ sở hạ tầng có độ co giãn cung dương nhưng nhỏ hơn nhiều, trong khi đầu tưvốn quân sự cho thấy độ co giãn cung âm trong một nửa các nước nghiên cứu

Trong nghiên cứu cụ thể về Ả-rập Xê-út, Al-Jarrah (2005) đã kiểm định mối quan hệ nhânquả giữa chi tiêu quốc phòng và tăng trưởng kinh tế trong giai đoạn 1970-2003 bằng cách

sử dụng phương pháp chuỗi thời gian Ông đã tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ nhânquả hai chiều, trong đó chi tiêu quốc phòng càng cao sẽ làm giảm đi tăng trưởng kinh tếtrong dài hạn Điều này phù hợp với nhiều nghiên cứu thực nghiệm đối các nước đangphát triển.4 Sử dụng dữ liệu theo năm trong giai đoạn 1970 - 2001, Al-Obaid (2004) đãnghiên cứu mối quan hệ dài hạn giữa tổng chi tiêu chính phủ và tổng sản phẩm quốc nộithực tế nhằm đánh giá tính hiệu lực của “luật Wagner” - giả thuyết cho rằng chi tiêu công

có xu hướng tăng theo cùng tăng trưởng kinh tế Kiểm định đồng liên kết (cointegrationtest) này cho thấy một mối tương quan dương dài hạn giữa tỷ lệ chi tiêu công trong GDP

và GDP bình quân đầu người, phù hợp với dự đoán của Wagner Sử dụng các hồi quyOLS, Al-Yousif (2000) cho thấy làm thế nào mà quy mô chính phủ đo được có thể ảnhhưởng đến các ước lượng của mối quan hệ giữa nó với tăng trưởng kinh tế: nếu quy môđược tính bằng phần trăm thay đổi trong chi tiêu chính phủ, thì quy mô có liên hệ tích cựcđến tăng trưởng, nhưng nếu nó được đo bằng tỷ lệ chi tiêu chính phủ so với GDP, mối

quan hệ đó là tiêu cực.5

Kireyev (1998) đã kiểm định mối quan hệ giữa tăng trưởng GDP phi dầu mỏ và chi tiêucông bằng cách sử dụng dữ liệu theo năm đối với giai đoạn 1969-1997 Các kết quả của

4 Xem lại lý thuyết trong Al-Jarrah (2005)

5 Định nghĩa quy mô đầu tiên là do Ram (1986), định nghĩa thứ hai là do Landau (1983).

8

ông đã đề xuất một mối quan hệ tích cực đáng kể giữa chi tiêu công và tăng trưởng GDPphi dầu mỏ, trong đó một phần trăm gia tăng trong chi tiêu công sẽ gây ra khoảng mộtnửa phần trăm gia tăng trong GDP phi không dầu Ngược lại, Ghali (1997) sử dụng môhình tự hồi quy vectơ (vector autoregression – VAR) và phép phân tích nhân quả Granger

để phân tích dữ liệu cho giai đoạn 1960-1996 Ông không tìm thấy bằng chứng cho rằngchi tiêu công làm tăng sản lượng đầu ra, cho dù phân tích này bao gồm tổng chi tiêu haychi tiêu cho tiêu dùng và đầu tư

Có hai hạn chế của việc nghiên cứu hiện tại về mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế vàcác hình thức khác nhau của chi tiêu chính phủ ở Ả-rập Xê-út Thứ nhất, các nghiên cứutrước đây hầu hết nhằm mục đích để mô tả tác động ngắn hạn của các biến tài khóa lêntăng trưởng (sử dụng phân tích VAR) hoặc các mối quan hệ lâu dài (sử dụng kỹ thuậtđồng liên kết) Điều này dẫn đến các rủi ro rằng mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ vàtăng trưởng kinh tế có thể chỉ là do các tương tác ngắn hạn hoặc các mối quan hệ dài hạn.Thứ hai là vấn đề về những ràng buộc ngân sách dài hạn Bởi vì các chi tiêu chính phủphải được cân đối với các nguồn thu trong dài hạn, những phân tích mà bỏ qua mối quan

hệ dài hạn này có thể làm khuếch đại tác động của mức chi tiêu cao đến tăng trưởng Thậtvậy, lấy ví dụ, Bose và cộng sự (2003) xem xét đồng thời chi tiêu công theo lĩnh vực(giáo dục và y tế) và theo hình thức (đầu tư và tiêu dùng) cho 30 nước đang phát triển Họ

đã tìm thấy bằng chứng cho thấy các đầu tư vốn nhân lực vào y tế và giáo dục cũng nhưtổng chi tiêu vốn có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng Tuy nhiên, khi họ kết hợp vớimột ràng buộc ngân sách chính phủ, chỉ có tổng chi tiêu vốn và chi tiêu đầu tư cho giáodục là có tác động tích cực đến tăng trưởng Do đó, các tác giả này đã đưa vào các biến tàitrợ (ví dụ như thu nhập từ thuế) nhằm tránh các hệ số xu hướng là kết quả của sự thiếu sótnày

Để kiểm chứng các tác động của chính sách tài khóa đối với tăng trưởng ở Ả-rập Xê-út,chúng tôi sử dụng phương pháp tiếp cận đồng liên kết đã từng được áp dụng trong cácnghiên cứu khác (ví dụ, M'Amanja và Morrissey (2005); Fasano và Wang, 2001), phươngpháp này hữu ích cho việc mô tả các động lực ngắn hạn và các mối quan hệ dài hạn giữasản lượng phi dầu mỏ (tổng thu nhập của chính phủ) và các thước đo khác nhau của chitiêu chính phủ Chúng tôi xem xét hai câu hỏi còn lại chưa được giải quyết trong giớinghiên cứu hiện nay: thứ nhất, chi tiêu chính phủ có ảnh hưởng tích cực đến tỷ lệ tăngtrưởng GDP phi dầu mỏ trong dài hạn hay không, và thứ hai, chi tiêu vốn của chính phủ

9

có ảnh hưởng lâu dài đến tăng trưởng GDP phi dầu mỏ hơn so với chi tiêu thường xuyênhay không? Phần sau đây mô tả phương pháp, mô hình và dữ liệu được sử dụng.

3 Phương pháp, mô hình và dữ liệu

Theo phương pháp đồng liên kết Johansen (1992, 1988), những biến cần quan tâm lànhững biến phản ánh các mối quan hệ đồng liên kết dài hạn và các thay đổi ngắn hạn liênquan từ một cơ chế hiệu chỉnh sai số vectơ có dạng phương trình như sau:

ΔY t=∑

i=1

p

Γ i ΔY t−i+D Z t+Π ΔY t−1+ε t

trong đó Y t là một vectơ cột gồm n biến nội sinh, Z t là một vectơ cột gồm m biến ngoại

sinh, Δ là toán tử sai phân, và ε t là một vectơ cột gồm các tiến trình nhiễu trắng với trung

bình bằng 0 và hiệp phương sai được cho bởi ma trận ∑ cấp n x n, tương ứng với hiệp

phương sai của các phần dư trong từng phương trình và giữa các phương trình Ma trận Γ i

bao gồm các tham số đối với một tiến trình trễ bậc p, trong khi đó ma trận Π bao gồmthông tin về mối quan hệ dài hạn giữa các biến Khi ma trận Π có hạng tối giản (r ≤(n−1))thì nó có thể phân tích thành α β ', trong đó ma trận α bao gồm các hệ số thể hiện tốc độđiều chỉnh tới trạng thái cân bằng và β ' là ma trận các hệ số về dài hạn

Trong trường hợp hiện tại, điều chúng ta quan tâm là đánh giá cách thức GDP phi dầu mỏ(Y) bị tác động bởi những thay đổi trong chi tiêu chính phủ, chi tiêu chính phủ này có thểđược đo lường bằng tổng chi tiêu (EX) hoặc được đo lường thông qua hai thành phần làchi tiêu thường xuyên (CU) và chi tiêu vốn (CA).6 Các định nghĩa biến và nguồn thu thập

dữ liệu được mô tả chi tiết trong Bảng 17 Những biến này được coi là biến nội sinh, cùngvới biến tổng thu nhập chính phủ (R) sẽ được giới thiệu trong phần phân tích trình bày vềràng buộc ngân sách chính phủ Ở Ả-rập Xê-út, tổng thu nhập chính phủ phần lớn đượcđóng góp bởi thu nhập từ dầu mỏ, nguồn thu này thường chiếm hơn 80% tổng thu nhậpchính phủ Với các biến ngoại sinh, chúng ta sẽ đưa vào giá dầu thế giới (OP) và các tỷgiá thương mại (TOT); biến đầu đo tại thời điểm hiện hành, trong khi biến sau có độ trễmột năm, căn cứ trên cơ sở cho rằng giá dầu mỏ cao có thể có tác động đồng thời lên các

6 Chi tiêu vốn liên quan đến các hoạt động đầu tư chính phủ và được sử dụng trước tiên cho xây dựng và mua sắm các hàng hóa vốn và bán thành phẩm Chi tiêu thường xuyên bao gồm chi tiêu cho các chi phí định kỳ như các chi trả lương, quản lý, trợ cấp, chuyển giao và các dịch vụ tổ chức và bảo trì.

7 Lưu ý là các báo cáo kế toán tài khóa của Ả-rập Xê-út hiện nay bao quát ngân sách của chính phủ trung ương, nhưng không bao gồm các tổ chức như Quỹ đầu tư cộng đồng (PIF), Cơ quan trợ cấp lương hưu công chúng (PPA) hay Tổ chức bảo hiểm xã hội (GOSI) Việc thiếu thông tin tổng hợp về các tổ chức này không cho phép trình bày các báo cáo hợp nhất kế toán tổng hợp của chính phủ.

10

biến nội sinh (đặc biệt là các thước đo tài khóa), trong khi ảnh hưởng từ các thay đổi trong

tỷ giá thương mại sẽ cần thời gian để thể hiện ra Trong phân tích kinh tế lượng, tất cả cácbiến đều được lấy logarit Dữ liệu trong bài tính theo năm và bao quát thời kỳ từ năm

bị ràng buộc trong dài hạn, chi tiêu và thu nhập được kỳ vọng sẽ cho thấy một xu hướngchung nào đó; bất cứ khi nào có sự chênh lệch lớn giữa hai biến này liên quan đến mốiquan hệ dài hạn của chúng, thì một biến nào đó hoặc cả hai biến sẽ điều chỉnh làm giảm

sự chênh lệch đó và khôi phục lại trạng thái cân bằng dài hạn

Để xác định bậc liên kết của các biến trong mô hình, chúng tôi tiến hành các kiểm địnhnghiệm đơn vị (unit-root) truyền thống là kiểm định Phillips-Perron và kiểm định Dickey-Fuller tăng cường (ADF), cùng với kiểm định Kwiatkowski, Phillips, Schmidt và Shin(KPSS) – đây là kiểm định với giả thiết Ho là có tính dừng, và kiểm định Ng và Perron –đây là kiểm định được thiết kế để giải quyết các vấn đề về suy giảm kích cỡ và bậc thấpxuất hiện trong các kiểm định truyền thống.8 Như được chỉ ra trong Phụ lục Bảng 2, gầnnhư trong mọi trường hợp, các kiểm định thất bại trong việc bác bỏ các nghiệm đơn vịtheo giá trị đo lường của các biến (hay trong trường hợp kiểm định KPSS, kiểm định này

đã bác bỏ giả thiết về tính dừng) trong khi đó các kiểm định này lại có thể bác bỏ cácnghiệm đơn vị theo sai phân bậc nhất của chúng (hay trong trường hợp kiểm định KPSS,kiểm định này đã không bác bỏ được giả thiết về tính dừng).9 Do đó, với các biến có bậcliên kết giống nhau, chúng ta tiếp tục thực hiện với mô hình đồng liên kết

Đối với cả hai mô hình tổng chi tiêu và mô hình lấy sai phân cho biến chi tiêu vốn và chitiêu thường xuyên, tiêu chuẩn kiểm định SIC (Schwartz Information Criterion) cho thấy

8 Maddala và Kim (1998) có thảo luận về các kiểm định nghiệm đơn vị.

9 Có hai ngoại lệ Ngoại lệ đầu tiên liên quan đến biến GDP phi dầu mỏ, trong đó kiểm định ADF giả thiết tính dừng theo bậc logarit và kiểm định KPSS cho thấy tính không dừng theo sai phân bậc nhất logarit; ở đây khi đưa ra bằng chứng tổng hợp, chúng tôi dựa theo phát hiện trong các nghiên cứu khác (ví dụ Fasano và Wang, 2001) và xem biến GDP phi dầu mỏ như biến không dừng theo bậc và là biến dừng theo sai phân bậc nhất Ngoại lệ thứ hai là về bậc logarit của biến giá dầu, trong trường hợp biến này thì tính dừng không thể bị bác bỏ bởi kiểm định KPSS Một lần nữa, với những lợi điểm của kiểm định Ng-Perron về các đặc tính kích cỡ và bậc trong các chuỗi dữ liệu có biên độ giới hạn, chúng tôi chọn cách đặt thêm trọng số vào kết quả kiểm định Ng-Perron.

11

độ trễ tối ưu là 1.10 Để kiểm định giả thiết liên quan đến số vectơ đồng liên kết, thống kêTrace (Trace statistic) và thống kê trị số riêng cực đại (Maximum Eigenvalue statistic)đều được sử dụng.11 Trong cả hai trường hợp, kiểm định đồng liên kết Johansen giả thiết

sự tồn tại của ít nhất một mối quan hệ đồng liên kết dưới hầu hết các giả định về cácthành phần tất định trong dữ liệu hoặc trong các phương trình đồng liên kết Trong cả hai

mô hình, các toán tử hệ số chặn xuất hiện trong cả phương trình đồng liên kết và mô hìnhVAR Ngoài ra, một xu hướng bao hàm trong phương trình đồng liên kết là dựa trên căn

cứ cho rằng tăng trưởng có thể bị tác động bởi các nhân tố ngoại sinh như tiến trình côngnghệ, đây là một giả định hợp lý trong bối cảnh nước Ả-rập Chi tiết về các thống kêTrace và trị số riêng dựa trên kiểm định đồng liên kết Johansen có thể xem tại phụ lụcBảng 3 và 4

Cuối cùng, chúng tôi sử dụng các biến đồng liên kết để ước lượng mô hình VECM (theocác sai phân logarit) Bước này cho phép kiểm tra mối quan hệ dài hạn và các thay đổingắn hạn giữa các biến liên quan Ngoài ra, bước này cũng cho thấy bằng chứng về chiềuhướng của mối quan hệ nhân quả Ví dụ, nếu hai biến có đồng liên kết, mô hình hiệuchỉnh sai số có thể được trình bày theo Engle và Granger (1987) như sau:

trong đó: y 1 t và y 2 t là các biến đồng liên kết, Δ là toán tử sai phân, m và n là độ trễ của các

biến, ecm t thể hiện phần dư từ phương trình đồng liên kết (hạng tử hiệu chỉnh sai số), và

μ 1 t và μ 2 t là các phần dư nhiễu trắng không có tương quan

Để giới thiệu các hàm phản ứng đẩy (impulse response functions) dựa trên các kết quả môhình, phân tích Cholesky được sử dụng để xác định thành phần chung trong các hạng tửsai số, phép phân tích này quy hết tác động của một thành phần chung nào đó cho biếnđược xếp bậc đầu tiên trong hệ thống VECM Trong trường hợp cơ bản, các biến chi tiêuđược xếp bậc đầu tiên, tiếp theo là biến GDP phi dầu mỏ và sau đó là tổng thu nhập, căn

cứ trên giả định cho rằng các biến chi tiêu phản ứng có độ trễ (lag) với một thay đổi trạngthái nào đó của nền kinh tế, trong khi biến GDP phi dầu mỏ phản ứng đồng thời với

10 Độ trễ lớn nhất 3 được xem xét dựa vào tần số dữ liệu hàng năm và cần thiết phải duy trì bậc tự do.

11 Những thống kê này được so sánh với các giá trị tới hạn (critical values) trong Osterwald-Lenum (1992) MacKinnon và cộng sự (1999) cũng cung cấp các giá trị P-value tương tự.

12

những thay đổi trong các biến chi tiêu; thu nhập được xếp bậc sau cùng dựa trên căn cứcho rằng nó là một biến thụ động phản ứng đồng thời với những thay đổi trạng thái củanền kinh tế Chúng tôi cũng xem xét các kỹ thuật tương đương trong đó xếp bậc GDP phidầu mỏ trước các biến chi tiêu, và/hoặc xếp bậc biến thu nhập trước tiên; các kết quả làmạnh về mặt định lượng đối với những thay đổi kỹ thuật này.12 Các kiểm định chuẩn đoán(diagnostic tests) không cho thấy bằng chứng về tính không chuẩn, tương quan chuỗi bậc

1, hay hiện tượng phương sai của sai số thay đổi, điều này cho phép chúng ta rút ra nhữngkết luận từ các kết quả mô hình VECM

4 Kết quả

Mô hình tổng chi tiêu

Các kết quả từ mô hình VECM dựa trên tổng chi tiêu được trình bày trong Bảng 5 Nếuchúng ta tiêu chuẩn hóa hệ số của biến GDP phi dầu mỏ trong mối quan hệ đồng liên kếtvới một biến khác, mối quan hệ được ước lượng có thể được trình bày như sau [thống kê tnằm trong dấu ngoặc]:

¿t=5.235+0.66 LEXt−0.15 LRt+0.041 t[6.25] [1.37][14.43]Hệ số ước lượng của biến chi tiêuchính phủ là 0.66 cho thấy rằng 1% gia tăng trong chi tiêu chính phủ sẽ thúc đẩy GDP phidầu mỏ tăng 0.66%, sự tác động ước lượng được này là có ý nghĩa thống kê Hệ số của xuhướng thời gian cũng dương và có ý nghĩa, hệ số này cho thấy rằng tăng trưởng trongGDP phi dầu mỏ là do tiến trình công nghệ và/hoặc do các yếu tố ngoại sinh khác Trongkhi tác động dài hạn của sự gia tăng trong tổng thu nhập chính phủ lên GDP phi dầu mỏđược ước lượng là tiêu cực, tác động này lại không có ý nghĩa thông kê

Căn cứ vào hệ số của các hạng tử ecm trong Bảng 5, ta thấy rằng GDP phi dầu mỏ và tổng

thu nhập chính phủ đã điều chỉnh tương đối nhanh với độ chệch khỏi trạng thái cân bằngtrong thời kỳ trước đó tương ứng là 32% và 40%; tổng chi tiêu cũng điều chỉnh nhưng ở

tỷ lệ chậm hơn nhiều Tuy nhiên, chỉ trong phương trình đối với GDP phi dầu mỏ, hệ số

của ecm mới có ý nghĩa ở mức 5%, điều này cho thấy rằng sự điều chỉnh ngắn hạn xảy ra

trước hết thông qua GDP phi dầu mỏ, hơn là qua thông qua tăng trưởng chi tiêu và thunhập Điều này có thể phản ánh một trong những mục tiêu chính của các kế hoạch pháttriển của Ả-rập Xê-út, đó là các kế hoạch nhằm xúc tiến khu vực tư nhân như là một lực

12 Điều này đúng mặc dù một số kỹ thuật làm phân tán những thay đổi về mức ý nghĩa và chiều hướng mối quan hệ giữa các biến trong ngắn hạn Lưu ý rằng độ nhạy đối với các giả định xếp bậc là phụ thuộc vào mức độ mà những cải biến tương quan với các biến; mối tương quan giữa các cải biến càng yếu thì các vấn đề về xếp bậc càng ít.

13