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: 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:
Y
t
là một vectơ cột của n biến nội sinh, Z
t
là vectơ cột của m biến ngoại sinh, Δ là sự khác
biệt, là sai số ngẫu nhiên (white noise processes
6
) 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 1
10
. 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, y
1t
và y
2t
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, λ
1
ecmt là phần mất cân
bằng, µ

1t
và µ
2t
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
-
sta
tistic

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 e
rrors 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 bootstrap
13
. 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 c
apital 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
-
0.4
020

[-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]
0.2
797

[ 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.