Nghiên cứu paper fiscal policy and growth in saudi arabia chính sách tài khóa và tăng trưởng ở Arap Saudi

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ----------------- NGHIÊN CỨU PAPER FISCAL POLICY AND GROWTH IN SAUDI ARABIA CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở ARAP SAUDI Ghazi A. Joharji Martha A. Starr May 2010 GVHD: TS. SỬ ĐÌNH THÀNH HỌC PHẦN: TÀI CHÍNH CÔNG Nhóm 1 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – K22 DANH SÁCH NHÓM 1. Phạm Công Doanh (0973881244) 2. Nguyễn Thị Thùy Dương 3. Nguyễn Anh Khoa 4. Nguyễn Ngọc Hàn 5. Võ Thị Thùy Tp. Hồ Chí Minh, tháng 8 năm 2013 -2- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở ARAP SAUDI Ghazi A. Joharji Martha A. Starr May 2010 Tóm tắt Có một tranh luận lớn hiện nay là có hay không việc chi tiêu của chính phủ có thể thúc đẩy sự tăng trưởng của nền kinh tế. Theo mô hình kinh tế hiện đại, việc chi tiêu của chính phủ cung cấp các nguồn lực sản xuất và nâng cao năng suất để phát triển kinh tế trong dài hạn. Theo mô hình tăng trưởng nội sinh, việc tăng chi tiêu chính phủ có thể làm cho kinh tế phát triển một cách nhanh chóng nhờ có hiệu ứng lan tỏa tích cực vào đầu tư nguồn vốn vật chất và/hoặc con người. Bài nghiên cứu này sẽ tìm hiểu về mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ và kết quả GDP phi dầu mỏ tại Arập Saudi. Sử dụng công thức chuỗi thời gian và dữ liệu từ năm 1969 -2005, chúng tôi thấy rằng sự gia tăng trong chi tiêu chính phủ có một ảnh hưởng cùng chiều và có ý nghĩa dài hạn vào tốc độ tăng trưởng kinh tế và ước tính được rằng hiệu quả của việc chi thường xuyên (CU) thì cao hơn so với chi đầu tư (CA). Kết quả nghiên cứu đã chứng minh rằng đầu tư của chính phủ vào những dự án cơ sở hạ tầng và sản xuất thì kém hiệu quả hơn những dự án đầu tư vào nâng cao quản lý và hoạt động của chính phủ cũng như hỗ trợ sức mua. Tác giả đã thảo luận những lý do có thể có ở Arap Saudi đồng thời đưa ra một số chính sách. JEL codes: E62, O40, O53 Từ khóa: Chính sách tài khóa, tăng trưởng, Arap Saudi Vui lòng gửi thư đến: Ghazi Joharji, trường Đại học Mỹ, Phòng Kinh tế, 4400 Massachusetts Avenue NW, Washington, DC 20016. Email: gjoharji@american.edu. Chúng tôi rất biết ơn John Willoughby, Walter Park và những người tham gia trong các buổi MEEA của Hiệp hội Khoa học xã hội 2010 các cuộc họp ở Atlanta, cho ý kiến có giá trị trên các phiên bản trước đó của bài viết này. -3- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành 1.GIỚI THIỆU Tăng trưởng kinh tế là một trong những yếu tố quan trọng nhất của chỉ tiêu phúc lợi kinh tế. Tuy nhiên vai trò của chính sách tài khóa trong việc kích thích tăng trưởng kinh tế vẫn chưa được hiểu rõ. Theo quan điểm của mô hình kinh tế hiện đại, tốc độ tăng trưởng sản lượng trong dài hạn được quyết định bởi sự tăng trưởng trong cung ứng lao động, sự tích trữ vốn và các thay đổi của khoa học công nghệ. Nếu chính sách tài khóa khuyến khích tiết kiệm hay đầu tư đều làm thay đổi tỉ số cân bằng vốn cận biên (vốn/sản lượng), do đó tốc độ tăng trưởng kinh tế sẽ tăng theo quá trình chuyển đổi kinh tế làm cho thu nhập bình quân đầu người tăng lên mức cao hơn, tuy nhiên sự gia tăng này chỉ là trong ngắn hạn mà không có hiệu quả trong dài hạn vì trong dài hạn nó sẽ trở về mức cũ. Năm 2004 Turnovsky đưa ra mô hình kinh tế mới trong đó đề cập đến việc thay đổi thuế suất có tác động dài hạn đến sự tăng trưởng kinh tế. Trái lại, trong mô hình tăng trưởng nội sinh một sự gia tăng chi tiêu chính phủ có thể làm tăng trưởng kinh tế bền vững do tác động tràn tích cực vào đầu tư vốn/ hoặc vốn con người. Trong mô hình tăng trưởng kinh tế nội sinh, Dalgaard, Kreiner (2003) , Howitt (2000), Eicher và Turnovsky (1999) dự đoán rằng tác động của chính sách tài khóa đến phát triển kinh tế chỉ là tạm thời và tốc độ có thể nhanh hoặc chậm. Từ những mô hình nghiên cứu trên cho rằng chính sách tài khóa có tác động dài hạn đến sự phát triển của nền kinh tế và trở nên có vai trò quan trọng để cân nhắc xem có nên thiết lập hay không và nếu có thì mức độ ảnh hưởng và thời gian ảnh hưởng của nó ra sao. Bài nghiên cứu này kiểm chứng mối quan hệ giữa việc chi tiêu của chính phủ (EX) và chỉ số GDP phi dầu mỏ trong trường hợp ở Arập Saudi. Việc xác định có hay không chính sách tài khóa ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng kinh tế là rất quan trọng trong trường hợp của Arập Saudi. Nó đưa ra vai trò quan trọng của doanh thu từ dầu mỏ (R) nhằm thúc đẩy sự phát triển của nền kinh tế phi dầu mỏ. Bằng cách sử dụng số liệu chuỗi thời gian, chúng tôi kiểm chứng sự thay đổi của EX đã ảnh hưởng như thế nào đến chỉ số GDP phi dầu mỏ trong giai đoạn từ năm 1969 đến 2005. Đây là giai đoạn mà EX có lúc thắt chặt có lúc mở rộng, với sự thay đổi luân phiên như vậy chúng ta có thể ước lượng được mức độ ảnh hưởng của chính sách tài khóa đến sản lượng cả trong ngắn và dài hạn. Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng sự -4- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành gia tăng trong EX có tác động tích cực và lâu dài đối với tăng trưởng kinh tế. Có một bất ngờ là ở Arập Saudi, hiệu quả đầu tư vốn vào cơ sở hạ tầng và năng suất sản xuất thì không đạt hiệu quả bằng việc tăng cường quản lý hoạt động của chính phủ cũng như hỗ trợ cho tiêu dùng. Phần tiếp theo của bài nghiên cứu sẽ điểm lại các lý thuyết trước đây về chính sách tài khóa và tăng trưởng kinh tế. Phần thứ 3 trình bày phương pháp nghiên cứu, kỹ thuật và dữ liệu nghiên cứu. Phần thứ 4 trình bày kết quả và cuối cùng là đưa ra kết luận. 2. Những nghiên cứu trước đây về chính sách tài khóa và tăng trưởng kinh tế. Đã có một số lượng đáng kể các nghiên cứu về mối quan hệ giữa chính sách tài khóa và tăng trưởng kinh tế, bao gồm những biện pháp tài chính khác nhau, cách thức sử dụng của mỗi quốc gia và sử dụng phương pháp cắt ngang, bảng, chuổi thời gian, phương pháp hồi quy. Trong một nghiên cứu của 41 nhà nghiên cứu, họ đã khám phá tác động của chính sách tài khóa đến sự phát triển kinh tế trong dài hạn, có 17% cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa các biện pháp khác nhau của chính sách tài khóa và tăng trưởng kinh tế, 29% cho thấy mối quan hệ ngược chiều và 54% không cho thấy mối liên hệ nào. Trong khi đó kết quả cho biết rằng chi tiêu đầu tư vào giáo dục và cơ sở hạ tầng có hiệu quả rất mạnh đến tăng trưởng, đồng thời cũng không có một tương đồng nào trong tác động của các chính sách tài khóa. Do đó, nhiều nghiên cứu cũng đã phám khá xem mỗi hình thức chi tiêu công có ảnh hưởng như thế nào đến tăng trưởng kinh tế 1. Những nghiên cứu này dự đoán mỗi loại hình chi tiêu chính phủ sẽ tác động đến tăng trưởng theo những kênh truyền dẫn khác nhau. Chẳng hạn, chi tiêu đầu tư vào cơ sở hạ tầng có thể làm tăng yếu tố sản xuất trong khi đó chi tiêu vào giáo dục và dịch vụ y tế thì cải thiện nguồn vốn nhân lực. Trong khi đó các hình thức trợ cấp và đầu tư vào quân đội lại không có tác dụng làm tăng năng suất.2 Theo phương pháp truyền thống thì chi tiêu công chủ yếu vào tiêu dùng hoặc chi thường xuyên(CU) , so với đầu tư hoặc chi đầu tư (CA) , giả định rằng phương pháp tiếp cận 1 See Bose et al. (2003) and Eken et al. (1997) for discussion 2 See for example Barro (1990), Barro and Sala-i-Martin (1990), and Al-Jarrah (2005) -5- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành hiện nay thì thúc đẩy tăng trửơng kinh tế nhanh hơn so với trước. Ví dụ, như Gupta đã phân tích dữ liệu của 39 quốc gia có thu nhập thấp trong những năm 90, nếu một quốc gia có chi phí cho tiền lương cao hơn thì tăng trưởng có khuynh hướng thấp đi, trong khi chi đầu tư và các khoản chi phi lương cao hơn thì tăng trưởng có khuynh hướng cao hơn. Dù vậy, Gupta cũng lưu ý rằng mặc dù chi đầu tư thúc đẩy tăng trường nhiều hơn so với chi thường xuyên, tuy nhiên có một số khoản chi thường xuyên tại tốt hơn cho tăng trưởng (giáo dục và huấn luyện, R&D). Ttrong khi một số dự án đầu tư công có thể sẽ là “white-elephants”. Cùng quan điểm này, Devarajan đã nghiên cứu mối quan hệ giữa thành phần chi tiêu công và sự tăng trưởng của 43 quốc gia đang phát triển trong giai đoạn 1970-1990 và nhận thấy rằng không có ảnh hưởng đáng kể của tổng chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế. Nhưng nếu xét từng thành phần chi tiêu thì kết quả lại trái ngược, chi tiêu công thì có tác động cùng chiều hơn là đầu tư công. Đầu tư công có tác động ngược chiều, cụ thể là đầu tư vào giao thông và truyền thông. Tác giả giải thích các kết quả này như một vấn đề của việc đầu tư và các dự án công với mức lợi nhuận biên tiêu cực.3 Tuy nhiên cũng có vài ý kiến không đồng tình với kết luận của Devarajan, ít nhất là trong một vài lĩnh vực của đầu tư công. Fedderke và Albala-Bertrand and Mamatzakis xem xét tác động của việc đầu tư vào cơ sở hạ tầng đối với sự phát triển trong dài hạn ở Nam Phi và Chi lê bằng cách sử dụng mô hình vector hiệu chỉnh và kết quả nhận thấy đều là những tác động cùng chiều. Cùng phương thức đó, M’Amania và Morrissey kiểm tra trường hợp Keynes trong khoảng thời gian 1964-2002 cũng cho thấy tác động cùng chiều của đầu tư công vào tăng trưởng. Hauqe và Kim đã sử dụng mô hình nghiên cứu ổn định và mô hình nghiên cứu ngẫu nhiên để phân tích dữ liệu điều khiển của 15 quốc gia phát triển trong giai đoạn 1970-1987 cho thấy rằng đầu tư vào giao thông vận tải và truyền thông đen lạm hiệu quả tích cực đối với tăng trưởng kinh tế. Tương tự, Easterly bà Rebelo sử dụng dữ liệu chéo và dữ liệu bảng của các mẫu khác nhau của 100 nước và đã kết luận rằng đầu tư vào giao thông vận tải và truyền thông có tác động mạnh mẽ vào tăng trưởng. Sử dụng bảng dữ liệu 3 Sử dụng bảng số liệu của 15 nước phát triển, Ghosh và Gregoriou (2006) cũng chứng minh được kết quả như Devarajen (1996). Tanzi và Schuknect (1995) thì cho rằng mối quan hệ giữa chi tiêu và tăng trưởng thì không đơn điệu, nếu chi tiêu vượt quá 30% GDP thì có tác động bất lợi đến tăng trưởng kinh tế. -6- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành cho 28 nước phát triển trong những năm 1981-1991, Dessus và Herrera thấy rằng tích lũy vốn công có một tác động đến tăng trưởng trong dài hạn. Những phát hiện liên quan đến các hình thức chi tiêu chính phủ tác động đến tăng trưởng rất đa dạng. Sử dụng dữ liệu bảng của 120 nước phát triển, Baldacci thấy rằng nếu đầu tư vào nguồn nhân lực (Ví dụ: giáo dục, sức khoẻ…) thì hiệu quả tăng trưởng kinh tế sẽ cao hơn. Baffes và Shah đã nghiên cứu mối quan hệ giữa việc phân bổ chi tiêu công theo ngành và tăng trưởng, sử dụng mẫu của 21 quốc gia có thu nhập thấp và trung bình từ năm 1965 đến 1984. Họ nhận thấy rằng trong hơn một nữa số quốc gia được điều tra thì đầu tư vốn phát triển con người có tính co giãn cao nhất, đầu tư vào cơ sở hạ tầng thì mức độ sẽ thấp hơn trong khi đầu tư vào quân đội thì mức độ co giãn hầu như không có. Nghiên cứu cụ thể trong trường hợp của Arập Saudi, Al-Jarrah đã kiểm tra về mối quan hệ giữa chi tiêu quốc phòng và tăng trưởng kinh tế trong giai đoạn 1970-2003 bằng phương thức chuỗi thời gian. Có những bằng chứng cho thấy mối tác động 2 chiều, chi tiêu quốc phòng nhiều hơn sẽ làm giảm sự tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Điều này phù hợp với nghiên cứu ở các nước đang phát triển.4 Sử dụng dữ liệu hàng năm trong giai đoạn 1970- 2001, Al-Obaid điều tra mối quan hệ giữa tổng chi tiêu của chính phủ và chỉ tiêu GDP thực để đánh giá tính hiệu lực của định luật Wagner - nội dung định luật nói rằng sự phát triển kinh tế sẽ dẫn đến gia tăng trong chi tiêu công. Kiểm định đồng liên kết cũng cho thấy mối tương quan dài hạn giữa chi tiêu công trong GDP và GDP đầu người, điều này phù hợp với định luật Wagner. Sử dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất, Al-Yousif cho thấy rằng quy mô của chính phủ ảnh hưởng như thế nào đến sự tăng trưởng kinh tế: Nếu quy mô chính phủ được tính bằng tỷ lệ thay đổi trong chi tiêu của chính phủ thì nó có tác động cùng chiều đến sự tăng trưởng kinh tế; nhưng nếu quy mô chính phủ được tính bằng tỷ lệ chi tiêu chính phủ trong GDP thì nó lại có tác động ngược chiều.5 Bằng cách sử dụng bảng số liệu thường niên từ năm 1969 đến 1997, Kireyev kiểm định mối tương quan giữa GDP phi dầu mỏ và chi tiêu công. Kết quả của kiểm định đã đề xuất 4 Xem báo cáo của Al-Jarrah (2005) 5 The first definition of size is due to Ram (1986), while the second is due to Landau (1983). -7- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành một tác động cùng chiều có ý nghĩa đồng thời giữa chi tiêu công và tăng trưởng phi dầu mỏ, theo đó, nếu chi tiêu công tăng 1% thì GDP phi dầu mỏ cũng tăng tương ứng 0.5%. Trái lại, Ghali sử dụng phương pháp vecto hồi quy và kiểm định quan hệ nhân quả Granner và nhận thấy rằng không có chứng cứ nào cho thấy chi tiêu công làm tăng sản lượng dù xét trong tổng chi tiêu công hoặc xét riêng trong trường hợp chi thường xuyên hay chi đầu tư. Có hai vấn đề hạn chế trong việc nghiên cứu mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và các hình thức chi tiêu chính phủ ở Arập Saudi. Thứ nhất, các nghiên cứu trước đây nhằm phân tích các biến tài khóa ảnh hưởng đến tăng trưởng trong ngăn hạn (dùng phương pháp tự hồi quy VAR) hoặc trong dài hạn (dùng mô hình đồng liên kết). Rủi ro của những nghiên kiểm định này là mối quan hệ nhân quả giữa chi tiêu công và tăng trưởng kinh tế có thể chỉ sử dụng được trong ngắn hạn hoặc dài hạn. Thứ 2 là vấn đề hạn chế của ngân sách trong dài hạn. Bởi vì chi tiêu chính phủ phải cân đối với nguồn thu ngân sách trong dài hạn, nếu như quá trình phân tích bỏ qua vấn đề này có thể dẫn đến việc phóng đại sự ảnh hưởng của việc mở rộng chi tiêu công đến tăng trưởng. Chẳng hạn như trường hợp của Bose và các cộng sự, họ đã kiểm tra chi tiêu công theo lĩnh vực (giáo dục và y tế) và theo hình thức (đầu tư hay tiêu dùng) của 30 nước phát triển. Kết quả họ thấy rằng việc đầu tư vào giáo dục và y tế cũng như tổng chi phí đầu tư (capital spending) tác động tích cực đến tăng trưởng. Tuy nhiên khi họ kết hợp trong một ngân sách giới hạn, chỉ có tổng chi tiêu đầu tư và đầu tư vào giáo dục là có ảnh hưởng cùng chiều đến tăng trưởng. Vì vậy, tác giả đã thêm vào các biến tài chính khác (như doanh thu thuế) để tránh kết quả thiếu sót này. Để kiểm tra tác động của chính sách tài khóa đến sự tăng trưởng của Arập Saudi, chúng tôi sử dụng phương pháp đồng liên kết áp dụng với các nghiên cứu khác (Ví dụ: M’Amanja và Morrissey, Fasano và Wang) có thể có ích đối với tác động đặc trưng trong ngắn hạn và mối quan hệ trong dài hạn giữa sản lượng phi dầu mỏ, tổng doanh thu của chính phủ, và các cách đo lường khác nhau của chi tiêu chính phủ. Chúng tôi đặt ra 2 câu hỏi cần nghiên cứu : Thứ nhất, chi tiêu của chính phủ có ảnh hưởng tích cực đến tỷ lệ tăng trưởng GDP phi dầu mỏ trong dài hạn hay không ? Và vấn đề thứ 2 là: Tác động của chi đầu tư của chính phủ đến tăng trưởng GDP phi đầu mỏ có nhiều hơn so với chi thường xuyên trong dài hạn hay -8- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành không? Phần tiếp sau đây sẽ mô tả phương pháp, đặc điểm kỹ thuật và dữ liệu được sử dụng để tiến hành nghiên cứu. 3. Phương pháp, kỹ thuật và dữ liệu Theo phương pháp nghiên cứu đồng liên kết Johansen (1992, 1988), các biến được ưu tiên sử dụng để phản ánh mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn và các biến động trong ngắn hạn thể hiện qua cơ chế điều chỉnh sai số, có công thức sau: Trong đó: Yt là một vectơ cột của n biến nội sinh, Zt là vectơ cột của m biến ngoại sinh, Δ là sự khác biệt, là sai số ngẫu nhiên (white noise processes6) với trung bình là 0 và hiệp phương sai được cho bởi tổng ma trận n x n tương ứng với phương sai phần dư trong phương trình. Ma trận chứa các thông số cho một độ trễ - p, trong khi ma trận chứa đựng thông tin về mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Trong khi ma trận có hạng ma trận giảm (r ≤ (n-1)), nó có thể được chia ra thành αβ’, trong đó ma trận α bao gồm tốc độ hiệu chỉnh hệ số cân bằng và β’ là ma trận dài hạn của hệ số. Trong trường hợp này, quan tâm của chúng tôi là việc ước tính sự tính sự thay đổi của chi tiêu chính phủ ảnh hưởng như thế nào đến sự thay đổi GDP phi dầu mỏ. Chi tiêu chính phủ có thể được đo bằng tổng chỉ tiêu (Total expenditure EX) hoặc thông qua hai thành phần của nó, gồm chi thường xuyên (Current expenditure CU) và chi đầu tư (Capital expenditure CA)7 (Định nghĩa chi tiết các biến và nguồn dữ liệu trong bảng 1).8 Những biến này được xử 6 White noise: sai số ngẫu nhiên 7 Chi phí đầu tư có liên quan đến hoạt động đầu tư của chính phủ và chủ yếu sử dụng cho các công trình xây dựng và vay vốn và hàng hoá trung gian. Chi thường xuyên bao gồm chi tiêu cho chi phí thường xuyên như lương, quản lý, trợ cấp và chuyển giao, và hoạt động và dịch vụ bảo trì. 8 Note that Saudi Arabia's fiscal accounts currently cover the central government’s budget, but not institutions such as the Public investment Fund (PIF), the Public Pension Agency (PPA), or the General -9- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành lý như biến nội sinh, cùng với tổng thu nhập của chính phủ (Total Govermment Revernue R), R được đưa vào phân tích để đại diện cho giới hạn ngân sách. Ở A Rập Saudi, 80% tổng thu của nhập chính phủ là từ dầu mỏ. Biến ngoại sinh, tác giả đề cập tới giá dầu thế giới (Word price of oil - OP) và tỷ lệ mậu dịch (Terms of trade - TOT); OP được lấy trong giai đoạn hiện thời, nhưng TOT lấy trễ hơn 1 năm. Trên cơ sở là giá dầu tăng cao có khả năng có một hiệu ứng đồng thời lên các biến nội sinh (đặc biệt là các chỉ số tài chính), trong khi tác dụng của việc thay đổi các tỷ lệ mậu dịch (TOT) phải mất nhiều thời gian mới có tác dụng. Trong phân tích kinh tế lượng, tất cả các biến đều được lấy Logs. Dữ liệu sử dụng được lấy từ báo cao hàng năm trong giai đoạn từ năm 1969 đến 2005. Bảng 1: Miêu tả biến và nguồn dữ liệu Abbr Biến Đơn vị tính Nguồn dữ liệu Y GDP phi dầu mỏ Billions of constant Saudi Riyals (converted to 1999 terms using the consumer price index) Annual reports, Saudi Arabian Monetary Agency; and reports on Achievement of the evelopment Plans, Ministry of Economy and Planning R Tổng thu nhập CP EX Tổng chi tiêu CP CU Chi thường xuyên của CP CA Chi đầu tư của CP OP Giá dầu thế giới US$ deflated by the CPI for industrial countries IMF, International Financial Statistics Book TOT Tỷ lệ mậu dịch Ratio of indices of ex - imports prices Annual reports, Saudi Arabian Monetary Agency and authors’ calculations Lý thuyết kinh tế dự đoán rằng, trong dài hạn, sự gia tăng tổng chi tiêu và thu nhập có liên quan đến tổng hợp các điều kiện kinh tế, tổng chi tiêu và thu nhập được trình bày trong mô hình GDP phi dầu mỏ. Sự tồn tại của các vector đồng liên kết chỉ ra mối quan hệ dài hạn giữ các biến, trong khi đó, độ lệch trong ngắn hạn với dài hạn sẽ được phản ánh qua quan hệ hiệu chỉnh sai số. Ví dụ, nếu giới hạn ngân sách trong thời gian dài hạn, chi phí và doanh thu dự kiến sẽ chia sẻ một xu hướng chung, bất cứ khi nào chênh lệch giữa hai biến số này là lớn so với mối quan hệ lâu dài của chúng, một biến hoặc cả hai sẽ điều chỉnh để thu hẹp chênh lệch và khôi phục cân bằng dài hạn. Organization for Social Insurance (GOSI). Lack of comprehensive information on these institutions does not allow the presentation of consolidated general government accounts. -10- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành Để xác định thứ tự liên kết của các biến trong mô hình, chúng tôi tiến hành kiệm định nghiệm đơn vị với một số phương pháp như: Augmented Dickey-Fuller (ADF) và Phillips- Perron, cùng với Kwiatkowski, Phillips, Schmidt và Shin (KPSS). Trong đó, tính dừng như là một giả thuyết không (null hypothesis), và kiểm dinh của Ng và Perron được thiết kể để giải quyết các vấn đề có tính năng thấp (low power) và sai lệch kích cỡ trong các phép kiểm định truyền thống (traditional tests). Như đã trình bày ở bảng 2, trong hầu hết trường hợp, những phép kiểm định nghiệm đơn vị đều cho thấy tính dừng của các biến hoặc trong trường hợp KPSS, đã loại bỏ tính dừng) trong khi họ có thể loại bỏ những nghiệm đơn vị trong sự khác biệt đầu tiên của chúng (hoặc trong trường hợp KPSS, không loại bỏ tính dừng)9. Như vậy, các biến có liên kết thứ tự, chúng tôi có thể tiến hành với mô hình đồng liên kết. Bảng 2: Results of unit root tests for the log levels and the log first differences Variable ADF PP KPSS Ng-P LY Level d, I(0) d, I(1) d, I(2) d, I(1) Difference - d, I(0) d, I(1) d, I(0) LR Level d, I(1) d, I(1) d, I(1) d, I(1) Difference I(0) I(0) d, I(0) d, I(0) LEX Level d, I(1) d, I(1) d, I(1) d, I(1) Difference I(0) I(0) d, I(0) d, I(0) LCU Level d, I(1) d, I(1) d, I(1) d, I(1) Difference d, I(0) d, I(0) d, I(0) d, I(0) LCA Level d, I(0) d, I(1) d, I(0) d, I(1) Difference - I(0) - d, I(0) LOP Level d, I(1) d, I(1) d, I(0) d, I(1) Difference I(0) I(0) - d, I(0) LTOT Level I(1) I(1) d, I(1) d, I(1) Difference I(0) I(0) d, I(0) d, I(0) Notes: d = drift term was included in unit root test. I(0), I(1) = test showed the series to be integrated of order zero or one, respectively 9 Có hai trường hợp ngoại lệ, Những mối quan tâm đầu tiên GDP phi dầu mỏ, nơi khi kiểm định ADF đề nghị tính dừng ở mức độ đăng nhập và định KPSS cho thấy không có tính dừng trong bản ghi sự khác biệt đầu tiên, đã có bằng chứng hỗn hợp ở đây, chúng tôi thực hiện tìm kiếm trong các nghiên cứu khác (ví dụ, Fasano và Wang, 2001) và Nghiên cứu GDP phi dầu mở như đã loại bỏ tính dừng ở mức độ và tính dừng trong sự khác biệt đầu tiên. Thứ hai là mức độ log của giá dầu, mà tính dừng không thể bác bỏ trong các kiểm định KPSS. Một lần nữa, với lợi thế của các kiểm định Ng-Perron về kích thước và tính năng trong dữ liệu chuỗi với khoảng hữu hạn, chúng tôi lựa chọn cấc kết quả quan trọng hơn Ng-Perron. -11- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành Với cả hai mô hình tổng chi tiêu và mô hình phân biệt giữa chi đầu tư và chi thường xuyên, tiêu chuẩn thông tin Schwartz chỉ ra rằng, chiều dài độ trễ tối ưu là 110. Để kiểm tra những giả thuyết liên quan đến số lượng vector đồng liên kết, tác giả sử dụng thống kê Trace và thông kê Eigenvalue tối đa (Maximum Eigenvalue)11. Bảng 3: Unrestricted cointegration rank test for total expenditure model Trace Test Maximum Eigenvalue Test Hypothesized Trace 0.05 Max-Eigen 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** Statistic Critical Value Prob.** None 0.497 43.492* 2.915 0.044* 24.037 25.823 0.085 At most 1 0.278 19.455 25.872 0.255 11.377 19.387 0.475 Trace test indicates one cointegrating equation at the 0.05 level. Max-Eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.05 level. *Denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level. ** MacKinnon-Haug-Michelis (1999) P-values. Bảng 4: Unrestricted cointegration rank test for Current and Capital Expenditure Model Trace Test Maximum Eigenvalue Test Hypothesized Trace 0.05 Max-Eigen 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** Statistic Critical Value Prob.** None 0.627 66.614* 63.876 0.029* 34.475* 32.118 0.025* At most 1 0.365 32.138 42.915 0.381 15.899 25.823 0.554 Trace test indicates one cointegrating equation at the 0.05 level. Max-Eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.05 level. *Denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level. ** MacKinnon-Haug-Michelis (1999) P-values. Trong hai trường hợp kiểm định đồng liên kết Johansen đã cho thấy có ít nhất một quan hệ đồng liên kết giữa các nhân tố xác định trong dữ liệu hoặc phương trình đồng liên 10 Một chiều dài độ trễ tối đa là ba được coi là cho tần số hàng năm của dữ liệu và sự cần thiết phải bảo tồn mức độ tự do. 11 These statistics are compared with the critical values in Osterwald-Lenum (1992). MacKinnon et al. (1999) also provide similar P- values -12- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành kết hay VAR. Ngoài ra, một xu hướng bao gồm phương trình đồng liên kết với lí do tăng trưởng có thể bị ảnh hưởng bởi các biến ngoại sinh như phát triển công nghệ, nó là một giả định hợp lý trong trường hợp của ẢRập Saudi. Chi tiết của thống kê Trace và Eigenvalue dựa trên kiểm định đồng liên kết Jonansen trình bày ở bảng 3 và 4. Cuối cùng, chúng tôi sử dụng các biến đồng liên kết để tính toán mô hình VECM. Bước này cho phép điều tra nghiên cứu mối quan hệ trong dài hạn và sự tác động trong ngắn hạn giữa các biến có liên quan. Ngoài ra, nó còn cung cấp bằng chứng trực tiếp về mối quan hệ nhân quả. Ví dụ: Nếu 2 biến đồng liên kết, một mô hình sai số hiệu chỉnh có thể được xây dựng theo Engle và Granger (1987) như sau: Trong đó, y1t và y2t là các biến đồng liên kết, Δ là sự khác biệt, m và n là chiều dài độ trễ của các biến, ecmt biểu thị phần dư trong mô hình đồng liên kết, λ1ecmt là phần mất cân bằng, µ1t và µ2t là sai số Việc trình bày hàm số tác động phản ứng dựa trên kết quả mô hình, xác định các nhân tố phổ biến trong điều kiện sai số được thực hiện bằng cách sử dụng phân tích Cholesky, phân tích này cho rằng tất cả các tác động của các nhân tố phổ biến tới biến đặt đầu tiên trong hệ thống VECM. Trong trường hợp đường cơ sở, biến chi tiêu được đặt hàng đầu tiên, tiếp theo là GDP phi dầu mỏ và sau đó tổng doanh thu, dựa trên giả định rằng các biến chi phí phản ứng một sự thay đổi trong trạng thái của nền kinh tế với một độ trễ, trong khi GDP phi dầu mỏ phản ứng thay đổi cùng lúc với biến chi phí, doanh thu được đặt cuối cùng với lý do nó là một biến phản ứng thụ động, nó biến động đồng thời với sự thay đổi với tình trạng của nền kinh tế. Chúng tôi cũng ước tính chi tiết kỹ thuật thay thế để GDP phi dầu mỏ trước các biến chi tiêu và đặt doanh thu đầu tiên, kết quả là chất lượng mạnh mẽ với những thay -13- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành đổi trong bản thống kê.12 Kết quả là không có bằng chứng về sự không bình thường, thứ tự đầu tiên tương quan nối tiếp, hoặc heteroskedasticity trong các lỗi ( cái này không phải dịch như vậy, nhưng hiểu so cho dung thì em không bít), cho phép chúng tôi rút ra kết luận từ kết quả VECM. 4. Kết quả Mô hình tổng chi tiêu Kết quả cho mô hình VECM dựa trên mô hình tổng chi tiêu được trình bày trong bảng 5. Nếu chúng tôi bình thường hóa các hệ số trong GDP phi dầu mỏ trong mối quan hệ đồng liên kết tới 1, thì mối liên hệ được tính toán có thể được trình bày như sau: [thống kê t trong dâu ngoặc đơn] Hệ số ước lượng trong chi tiêu của chính phủ 0.66 có nghĩa là khi chính phủ tăng chi tiêu thêm 1% thì sẽ thúc đẩy GDP phi dầu mỏ tăng thêm 0.66%, ảnh hưởng này tính toán có ý nghĩa thông kê. Hệ số của xu hướng thời gian cũng là tích cực và có ý nghĩa, cho thấy tăng trưởng GDP phi dầu mỏ do tiến bộ công nghệ hoặc các yếu tố ngoại sinh khác. Trong khi ảnh hưởng dài hạn của sự gia tăng trong tổng doanh thu của chính phủ đối với GDP phi dầu mỏ được ước tính là tiêu cực và không có ý nghĩa về mặt thống kê. Theo ước lượng ecm trong bảng 5, GDP phi dầu mỏ và tổng doanh thu hiệu chỉnh của chính phủ nhanh chóng lệch từ trạng thái cân bằng của chúng so với giai đoạn trước với tốc độ tương ứng là 32% và 40%; tổng chi tiêu cũng hiệu chỉnh nhưng với tốc độ chậm hơn nhiều. 12 This true despite some scatter changes in the significance and direction of relationships among variables in the short run. Note that sensitivity to ordering assumptions depends on the extent to which innovations are correlated across variables; the weaker the correlation between the innovations, the less the ordering matters. Điều này thực sự đúng trong một số phân phối trong ý nghĩa và định hướng các mối quan hệ trong giữa các biến trong ngắn hạn. Chú ý rằng, sự nhạy cảm để đưa ra các giả định phụ thuộc vào mức độ biến đổi tương quan giữa các biến; các tương quan yếu giữa các biến đổi; càng ít những vấn đề đưa ra. -14- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành Table 5: VECM estimates for the total expenditure model Cointegrating Eq: CointEq1 LY(-1) 1.0000 LEX(-1) -0.6605 [-6.2511] LR(-1) 0.1504 [ 1.3666] Trend -0.0414 [-14.433] C -5.2346 Error Correction: ΔLYt ΔLEXt ΔLRt Ecm t-1 -0.3206 [-3.9260] 0.0167 [ 0.0678] -0.4010 [-1.0908] ΔLYt-1 0.3501 [ 3.3442] 0.7013 [ 2.2173] -0.3298 [-0.6999] ΔLEXt-1 -0.1341 [-1.8198] 0.1362 [ 0.61201] -0.1826 [-0.5507] ΔLRt-1 0.1811 [ 3.5938] -0.1374 [-0.9027] -0.1218 [-0.5369] C 0.0495 [ 4.8091] -0.0058 [-0.1855] 0.0835 [ 1.8008] ΔLTOTt -0.0538 [-1.6534] 0.2402 [ 2.4439] 0.1790 [ 1.2226] ΔLOPt 0.0659 [ 2.3796] 0.4340 [ 5.1876] 0.9030 [ 7.2448] Adj. R-squared 0.7590 0.6005 0.6457 F-statistic 18.8418 9.5167 11.3255 Log likelihood 65.0157 26.3181 12.3651 Akaike AIC -3.3152 -1.1039 -0.3066 Schwarz SC -3.0041 -0.7928 0.0045 Log likelihood 112.18 Akaike information criterion -4.9822 Schwarz criterion -3.8713 Diagnostic tests for the VECM residual P value Jarque-Bera test for normality 0.4032 Serial correlation LM test 0.7435 White heteroskedasticity test 0.3127 Notes: t-statistics are given in parentheses. The null hypotheses for the diagnostic tests are that the errors are normal, not serially correlated, and homoskedastic, respectively. -15- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành Tuy nhiên, hệ số trên ecm, chỉ là trong phương trình GDP phi dầu mỏ với mức ý nghĩa 5%, cho thấy rằng hiệu chỉnh trong ngắn hạn diễn ra chủ yếu thông qua GDP phi dầu mỏ, thay vì chi tiêu và tăng trưởng doanh thu. Điều này có thể phản ánh một trong những mục tiêu chính của kế hoạch phát triển Arap Saudi, trong đó thúc đẩy khu vực kinh tế tư nhân như một động lực hàng đầu để đa dạng hóa nền kinh tế đi lên từ dầu mỏ cùng với mục tiêu tạo ra công ăn việc làm đáng kể cho thị trường lao động Saudi. Để hiểu sự tác động của việc hiệu chỉnh những thay đổi trong các biến nội sinh khác nhau, Hình 1 trình bày hàm phản ứng cho thấy rằng những biến nội sinh khác nhau phản ứng như thế nào để một độ lệch chuẩn không đổi của cú sốc đến mỗi biến, cũng với độ tin cậy 95% dựa trên khoản 2000 lần lập lại của phương pháp Hall bootstrap13. Kết quả cho thấy rằng một sự thay đổi tổng chi tiêu của chính phủ có liên quan tới sự gia tăng chi tiêu chính phủ trong vài năm tới, cho tới khi nó hội tụ về một điểm cao hơn; điều này phản ánh sự trùy trệ của lập ngân sách (line-item budgeting) truyền thống, trong đó mức chi tiêu trong mỗi ngân sách mới được kế thừa từ ngân sách trước đó. Trong khi một cú sốc ảnh hưởng tới chi tiêu chính phủ không đồng thời ảnh hướng đến GDP phi dầu mỏ hiện tại, nhưng sau một năm ảnh hưởng trở nên tích cực, đáng kể và tăng trong những năm tiếp theo trước mức cuối cùng. Tuy nhiên, cú sốc tới GDP phi dầu mỏ không không ảnh hưởng có hệ thống tới chi tiêu của chính phủ, trái với những gì được mong đợi từ chính sách tài khoán phản chu kỳ. Lưu ý răng, sự phân tích phương sai (không hiển thị) cũng chỉ ra rằng những cú sốc tới chi tiêu Chính Phủ đóng 1 vai trò khá quan trọng trong việc giải thích các biến động trong GDP phi dầu mỏ trong trung dài hạn:trong khi cú sốc tới tài khoản chi tiêu của chính phủ chỉ 3.7% của sai số dự báo trong GDP phi dầu mỏ trong dự báo tầm 1 năm, chúng tính toán khoản 71.3% của sai số dự báo tầm 5 năm và 81.8% 10 năm sau. Điều này hỗ trợ giả thuyết rằng chi tiêu 13 Phương pháp phân tích bootstrap là tập hợp một số kĩ thuật phân tích dựa vào nguyên lí tái chọn mẫu (resampling) để ước tính các thông số mà các phương pháp thống kê truyền thống không có giải đáp. Phương pháp bootstrap do Giáo sư Bradley Efron thuộc Đại học Stanford phát triển từ cuối thập niên 1970s, nhưng mãi đến khi máy tính trở nên thông dụng thì mới thành một phương pháp phổ biến trong phân tích thống kê. Sự ra đời của phương pháp phân tích bootstrap được đánh giá một cuộc cách mạng quan trọng trong thống kê học, vì nó giải quyết nhiều vấn đề mà trước đây tưởng như không thể nào giải được. -16- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành chính phủ có một tác ảnh hưởng tích cực và tương đối quan trọng của sự phát triển trong GDP phi dầu mỏ. Mô hình chi thường xuyên và chi đầu tư Kết quả cho mô hình phân chia tổng chi tiêu thành chi thường xuyên và chi đầu tư được trình bày ở bảng 6. Nếu một lần nữa chúng tôi bình thường hóa mối quan hệ đồng liên kết bằng cách hạn chế các hệ số trên GDP phi dầu mỏ là 1, kết quả có thể được trình bày như sau (thống kê t trong dấu ngoặc đơn). Cả chi thường xuyên và chi đầu tư đều có ý nghĩa và có quan hệ cùng chiều với GDP phi dầu mở trong dài hạn. Hệ số tính toán theo xu hương thời gian một lần nữa có ý nghĩa và tác động ngược chiều, cho thấy vai trò của tiến bộ công nghệ hoặc những thay đổi ngoại sinh khác. Đồng thời mối quan hệ trong dài hạn giữa doanh thu và GDP phi dầu mỏ được tính toán ngược chiều và không có ý nghĩa thống kê. Theo tính toán hệ số điều kiện ecm cho thấy trong bảng chỉ số, các biến nội sinh đều hiệu chỉnh để lệch từ vị trí cân bằng trong thời gian trước đây với một tỷ lệ tương đối nhanh, mặc dầu các chỉ số được tính toán chỉ có ý nghĩa thống kê trong phương trình GDP phi dầu mỏ và chi thường xuyên. Biều đồ 2 trình bày hàm phản ứng với độ cậy 95% thu được bằng cách sử dụng phương pháp Hall bootstrap. Trong khi một cú sốc tới chi thường xuyên không ảnh hưởng đồng thời tới GDP phi dầu mỏ ở hiện tại, đó là một dấu hiệu tích cực, ảnh hưởng đáng kể và lâu dài chủ yếu trong giai đoạn từ 1-5 năm sau cú sốc. Ngược lại, một cú sốc tới chi đầu tư ảnh hưởng không đáng kể tới GDP phi dầu mỏ cho tới khi 2 năm sau cú sốc, và mặc dầu có ảnh hưởng cùng chiều đáng kể trong từ 2-4 năm, sau đó tác động chỉ có duy nhất ý nghĩa thống kê. Phân tích phương sai (không hiển thị) cũng chỉ ra rằng chi thường xuyên đóng vai trò quan trọng trong việc giải thích biến động trong GDP phi dầu mỏ hơn là chi đầu tư: từ 1 -5 năm. Ví dụ, những cú sốc tới chi thường xuyên giải thích 54% phương sai của GDP phi dầu -17- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành mỏ, trong khi chi tiêu vốn chiếm 16%. Kết quả này có thể thể là do thực tế là chi thường xuyên bao gồm nhiều loai chi tiêu như huấn luyện, học bỏng, R&D, và lương của cán bộ nhân viên trong khu vực công rộng lớn, chúng cung cấp ngay lập tức đến nhu cầu sản xuất hàng hóa dịch vụ trong nước. Table 6: VECM estimates for current and capital expenditure model Cointegrating Eq: CointEq1 LY(-1) 1.0000 LCU(-1) -0.5074 [-5.0173] LCA(-1) -0.1817 [-2.2752] LR(-1) 0.1272 [ 1.3964] Trend -0.0413 [-5.3338] C -5.0710 Error Correction: DLY DLCU DLCA DLR CointEq1 -0.4020 [-4.7433] 0.4851 [ 2.1411] -0.2547 [-0.5000] -0.2748 [-0.6761] DLY(-1) 0.4181 [ 4.3619] 0.6062 [ 2.3655] 0.9660 [ 1.6768] -0.0523 [-0.1138] DLCU(-1) -0.1375 [-2.1279] 0.1215 [ 0.7037] 0.3327 [ 0.8570] -0.5000 [-1.6140] DLCA(-1) -0.0460 [-1.2075] 0.2797 [ 2.7458] -0.0609 [-0.2659] 0.0725 [ 0.3968] DLR(-1) 0.1973 [ 3.7744] -0.2683 [-1.9203] -0.4797 [-1.5272] -0.0518 [-0.2068] C 0.0458 [ 4.8505] 0.0115 [ 0.4550] -0.0553 [-0.9751] 0.0816 [ 1.8040] DLTOT(-1) -0.0500 [-1.5578] 0.1511 [ 1.7592] 0.5585 [ 2.8933] 0.1550 [ 1.0067] DLOP 0.0684 [ 2.5013] 0.3986 [ 5.4562] 0.7255 [ 4.4175] 0.8559 [ 6.5313] Adj. R-squared 0.7923 0.6425 0.4718 0.6535 F-statistic 19.5297 9.7285 5.3385 10.1587 Log likelihood 68.2590 33.8384 5.4877 13.3906 Akaike AIC -3.4434 -1.4765 0.1436 -0.3080 Schwarz SC -3.0879 -1.1210 0.4991 0.0475 Log likelihood 134.8327 Akaike information criterion -5.5904 Schwarz criterion -3.9462 Diagnostic tests for the VECM residual P value Jarque-Bera test for normality 0.1476 Serial correlation LM test 0.7758 -18- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành White heteroskedasticity test 0.4357 Notes: t-statistics are given in parentheses. The null hypotheses for the diagnostic tests are that the errors are normal, not serially correlated, and homoskedastic, respectively. Mặt khác sự đóng góp có giới hạn của chi đầu tư trong việc giải thích sự thay đổi của GDP phi dầu mỏ có thể phán ánh chi đầu tư trong dự án không hiệu quả hoặc nhập khẩu thiết bị quân đội. Điều này rất hữu ích nhằm mở rộng phân tích bằng cách phân chia chi tiêu chính phủ thành các yếu tổ “sản xuất” và “phi sản xuất”, sẽ được thực hiện ở các bài báo trong tương lai. 5. Kết luận Tóm lại, phân tích của chúng tôi cung cấp bằng chứng cho thấy sự gia tăng trong chi tiêu Chính phủ là có tác động cùng chiều đến sự gia tăng GDP phi dầu mỏ ở Ả Rập Saudi dù chi tiêu được đo lường tổng hợp hay phân thành chi thường xuyên và chi đầu tư. Những kết quả này là phù hợp với nghiên cứu của Al-Yousif (2000) và Kireyev (1998), hai nhà nghiên cứu này cũng đã tìm thấy tác động cùng chiều của chi tiêu Chính phủ trong GDP phi dầu mỏ tại Ả Rập Saudi. Họ đối chiếu với những điều của Al-Jarrah (2005), người đã tìm thấy những tác động ngược chiều của chi tiêu quân đội, và những điều của Ghali (1997), kết quả nghiên cứu của ông không giải quyết được điều này. Điều thú vị là, những kết quả chỉ ra tác động của chi tiêu thường xuyên cho tăng trưởng có ý nghĩa hơn chi đầu tư, trái ngược với những quan điểm thường gặp. Có thể hình dung, điều này có thể phản ánh mô hình đầu tư công không phải thúc đẩy tốc độ phát triển tối ưu, Ví dụ do tiêu chuẩn phi kinh tế được sử dụng trong việc lựa chọn các dự án kinh tế và các vấn đề quản lý ưu đãi làm suy yếu trở lại đầu tư công. Điều này cho thấy rằng, từ 1 quan điểm phát triển, nó có thể thích hợp để phân tích chi tiêu công đến cơ sở hạ tầng đang được duy trì và cải thiện, thay vì bắt đầu dự án mới với loại nhuận không chắc chắn. Thật không may, bởi vì các thủ tục cho việc phân loại các chi tiêu vốn không phân biệt giữa các loại chi tiêu (nhưng thay vì được chia bởi cơ quan dự án và Chính Phủ) không thể xác định các thành phần của đầu tư công cái mà làm giảm đóng góp cho sự phát triển. Điều này cho thấy rằng cải cách hệ thống phân loại ngân sách có thể có giá trị cho việc đảm bảo rằng đầu tư công tăng cường năng lực sản xuất phi dầu mỏ của quốc gia. -19- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành Cuối cùng, cũng cần lưu ý rằng Chính phủ Á Rập Saudi đang cố gắng chặn lại tác động của những thay đổi đột ngột trong chi tiêu Chính phủ ở hoạt động phi dầu mỏ bằng cách mở rộng vai trò của khu vực tư trong nền kinh tế và duy trì chính sách tài khóa một cách linh hoạt. Bên cạnh vai trò chi tiêu Chính phủ trong sự phát triển lĩnh vực phi dầu mỏ, mở rộng vai trò của khu vực tư thì cần phải xem xét chính sách nào liên quan đến việc chuyển giao trách nhiệm giữa khu vực công và khu vực tư. Để khuyến khích khu vực tư phát triển cao hơn, Chính phủ cần tiếp tục nỗ lực điều chỉnh cơ cấu để khuyến khích đa dạng hóa nền kinh tế, mở rộng thị trường nội địa cho các nhà đầu tư nước ngoài tham gia và loại bỏ các biến động giá cả trong nước, và cải thiện hiệu quả các khu vực công. Kích thích điều chỉnh chính sách sẽ tạo thuận lợi cho sự phát triển khu vực tư , và cho Chính phủ 1 cơ hội để tập trung vào việc cung cấp hàng hóa công cái mà không cung cấp đầy đủ cho khu vực tư. -20- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành TÀI LIỆU THAM KHẢO Albala-Bertrand, J., and E. Mamatzakis, 2001, “Is Public Infrastructure Productive? Evidence from Chile,” Applied Economics Letters, Vol. 8, pp. 195-198. Al-Jarrah, M., 2005, “Defense Spending and Economic Growth in an Oil-Rich Country: The Case of Saudi Arabia,” Pakistan Economic and Social Review,Vol. 43, pp. 151-166. Al-Obaid, H., 2004, “Rapidly Changing Economic Environments and the Wagner’s Law: The Case of Saudi Arabia,” Ph.D. Dissertation, (Fort Collins, Colorado: Colorado State University). Al-Yousif, Y., 2000, “Do Government Expenditures Inhibit or Promote Economic Growth: Some Empirical Evidence from Saudi Arabia,” The Indian Economic Journal, Vol. 48, pp. 92-96. Baffes, J., and A. Shah, 1998, “Productivity of Public Spending, Sectoral Allocation Choices, and Economic Growth,” Economic Development and Cultural Change, Vol. 46, pp.291-303. Baldacci, E., B. Clements, S. Gupta, and Q. Cui, 2004, “Social Spending, Human Capital, and Growth in Developing Countries: Implications for Achieving The MDGs,” IMF Working Paper No. 04/217 (Washington, DC: International Monetary Fund). Barro, R., 1990, “Government Spending in a Simple Model of Endogeneous Growth,” Journal of Political Economy, Vol. 98, pp. 103-125. Barro, R., and X. Sala-i-Martin, 1992, “Public Finance in Models of Economic Growth,” Review of Economic Studies, Vol. 59, pp. 645-661. Bose, N., M. Haque, and D. Osborn, 2003, “Public Expenditure and Economic Growth: A Disaggregated Analysis for Developing Countries,” Centre for Growth and Business Cycle Research Discussion Paper Series, (Manchester, United Kingdom: University of Manchester). Dalgaard, C., and C. Kreiner, 2003, “Endogenous Growth: A Knife Edge or the Razor’s Edge?” Scandinavian Journal of Economics, Vol. 105, pp. 73-85. Dessus, S., and R. Herrera, 2000, “Public Capital and Growth Revisited: A Panel Data Assessment,” Economic Development and Cultural Change, Vol. 48, pp. 407- 418. Devarajan, S., V. Swaroop, and H. Zou, 1996, “The Composition of Public Expenditure and Economic Growth,” Journal of Monetary Economics, Vol. 37, pp. 313-344. Dickey, D., and W. Fuller, 1981, “Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with Unit Root,” Econometrica, Vol. 49, pp.1057-1072. Easterly, W., and S. Rebelo, 1993, “Fiscal Policy and Economic Growth: An Empirical Investigation,” Journal of Monetary Economics, Vol. 32, pp. 417- 458. Eicher, T., and S. Turnovsky, 1999, “Convergence in a Two-Sector Nonscale Growth Model,” Journal of Economic Growth, Vol. 4, pp. 413-428. -21- Nhóm 3 – NHD1 – K22 GVHD: TS. Sử Đình Thành Eken, S., T. Helbling, and A. Mazarei, 1997, “Fiscal Policy and Growth in the Middle East and North Africa Region,” IMF Working Paper No. 97/101 (Washington, DC: International Monetary Fund). Engle, R. and C. Granger, 1987, "Co-integration and Error Correction: Representation, Estimation, and Testing," Econometrica, Vol. 55, pp. 251- 276. Fasano, U., and Q. Wang, 2001, “Fiscal Expenditure Policy and Non-Oil Economic Growth: Evidence from GCC Countries,” IMF Working Paper No. 01/195 (Washington, DC: International Monetary Fund). Fedderke, J., P. Perkins, and J. Luiz, 2006, “Infrastructure Investment in Long-run Economic Growth: South Africa 1875-2001,” World Development, Vol. 34, pp. 1037-1059. Ghali, K., 1997, “Government Spending and Economic Growth in Saudi Arabia,” Journal of Economic Development, Vol. 22, pp. 165-172. Ghosh, S., and A. Gregoriou, 2006, “On the Composition of Government Spending, Optimal Fiscal Policy, and Endogenous Growth: Theory and Evidence,” Brunel University Discussion Paper No. 06-19 (Middlesex, United Kingdom). Gupta, S., B. Clements, E. Baldacci, and C. Mulas-Granados, 2005, “Fiscal Policy, Expenditure Composition, and Growth in Low-Income Countries,” Journal of International Money and Finance, Vol. 24, pp. 441-463. Haque, M., and D. Kim, 2003, “Public Investment in Transportation and Communication and Growth: A Dynamic Panel Approach,” Centre for Growth and Business Cycle Research Discussion Paper Series, (Manchester, United Kingdom: University of Manchester). Howitt, P., 2000, “Endogenous Growth and Cross-Country Income Differences,” American Economic Review, Vol. 90, pp. 829-846. Johansen, S., 1992, “Determination of Cointegration Rank in the Presence of a Linear Trend,” Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol. 54, pp. 383-397. ______, 1988, “Statistical Analysis of Cointegration Vectors,” Journal of Economic Dynamics and Control, Vol. 12, pp. 231-254. Kireyev, A., 1998, “Key Issues Concerning Non-Oil Sector,” In Saudi Arabia Recent Economic Development Issue, Vol. 48, pp. 29-33 (Washington, DC: International Monetary Fund). Kwiatkowski, D., P. Phillips, P. Schmidt and Y. Shin, 1992, “Testing the Null Hypothesis of Stationarity Against the Alternative of a Unit Root,” Journal of Econometrics, Vol. 54, pp. 159-178. Landau, D., 1983, “Government Expenditure and Economic Growth: A Cross- Country Study,” Southern Economic Journal, Vol. 49, pp. 783-792.