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

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
IN SAUDI ARABIA
Ghazi A. Joharji & Martha A. Starr
GVHD: PGS.TS. Sử Đình Thành
THỰC HIỆN: NHÓM 11 – LỚP TCDN NGÀY – CAO HỌC K22
1. Nông Đức Đạt (MSHV: 7701220153)
2. Hà Huy Hoàng (MSHV: 7701220423)
3. Trần Hoài Nam (MSHV: 7701220714)
4. Phạm Thị Thùy Thanh (MSHV: 7701221039)
5. Đặng Như Ý (MSHV: 7701221440)
Tp. Hồ Chí Minh – Tháng 08/2013
NỘI DUNG
2
CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở Ả-RẬP XÊ-ÚT
Ghazi A. Joharji
Martha A. Starr
Tháng 5, 2010
Tóm tắt
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. Bài nghiên cứu này
xem xét mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ và GDP phi dầu mỏ với trường hợp
tại Ả-rập Xê-út. Sử dụng các phương pháp chuỗi dữ liệu thời gian từ năm 1969 –
2005, chúng tôi phát hiện rằng sự gia tăng trong chi tiêu chính phủ có ảnh hưởng

tích cực và dài hạn đối với tốc độ tăng trưởng. Những tác động ước tính của chi
tiêu thường xuyên lên tăng trưởng là vượt trội hơn so với tác động của chi tiêu
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 nhằm quản lý và tổ chức các cơ quan chính phủ và nhằm hỗ trợ sức mua.
Từ đó, chúng tôi thảo luận các nguyên nhân có thể có đối với những phát hiện
này tại Ả-rập Xê-út, và đưa ra những 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: Chúng tôi gửi lời cảm ơn tới John Willoughby, Walter
Park và những người tham gia các buổi MEEA trong những cuộc họp của Allied Social
3
Science Association năm 2010 tại Atlanta, vì những ý kiến 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 lợi kinh tế. Tuy nhiên, vai trò của chính sách tài khóa trong việc thúc đẩy
tăng trưởng vẫn chưa được hiểu thấu đáo. Trong mô hình tăng trưởng tân cổ điển
chuẩn thì tốc độ tăng sản lượng đầu ra trong dài hạn được quyết định bởi sự gia
tăng trong cung lao động, sự tích lũy nguồn vốn vật chất và vốn nhân lực, và thay
đổi công nghệ. Nếu chính sách tài khóa làm gia tăng động cơ tiết kiệm hoặc đầu
tư, thì tỷ lệ cân bằng giữa vốn và sản lượng sẽ thay đổi, vì thế tỷ lệ tăng trưởng sẽ
tăng lên khi nền kinh tế đạt đến mức sản lượng trên mỗi 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 trong thuế suất
sẽ có ảnh hưởng lâu dài đến sự tăng trưởng. Ngược lại, với những mô hình nội
sinh, một sự gia tăng trong chi tiêu chính phủ có thể giúp gia tăng sự ổn định

trong tăng trưởng do hiệu ứng lan tỏa từ việc đầu tư vào vốn vật chất và/hoặc vốn
nhân lực. Trong khuôn 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 tăng trưởng mang tính tạm thời, và tốc độ
hội tụ có thể nhanh hoặc chậm. Vì vậy, nhiều mô hình cho rằng chính sách tài
khóa có tác động lâu dài đến tăng trưởng thì vấn đề quan trọng 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 mỏ trong trường hợp của Ả-rập Xê-út. Vấn đề liệu rằng các chính sách tài
khóa có ảnh hưởng đến 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 này nhằm phát triển một nền kinh tế không phụ
thuộc vào dầu mỏ. Sử dụng phương pháp chuỗi 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, cùng với sự thay
đổi luân phiên các thành phần của nó, chúng ta có thể theo dõi điều này thông
qua những thay đổi trong sản lượng ngắn hạn và dài hạn do tác động của các biến
5
tài khóa. Phát hiện của chúng tôi chỉ ra rằng những gia tăng trong chi tiêu chính
phủ có ảnh hưởng tích cực và đáng kể đến tỷ lệ tăng trưởng. Điều bất ngờ là,
những tác động ước tính của chi tiêu thường xuyên đến tăng trưởng hóa ra lại
vượt trội hơn những tác động của chi phí vốn cho rằng việc đầu tư của chính
phủ Ả-rập Xê-út vào cơ sở hạ tầng và khả năng năng suất có tác động thúc đẩy
tăng trưởng ít hơn so với các chương trình nhằm cải thiện việc 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
chính sách 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, trong khi 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 và tăng trưởng kinh tế, bao gồm các thước đo tài khóa khác nhau, các nhóm
quốc gia khác nhau và việc sử dụng các phương pháp hồi quy dữ liệu chéo, dữ
liệu bảng (panel), và dữ liệu chuỗi thời gian. Trong một phân tích tổng hợp gồm
41 bài nghiên cứu khám phá tác động của chính sách tài khóa trong dài hạn,
Nijkamp and Poot (2004) đã phát hiện rằng có 17% các nghiên cứu cho thấy mối
quan hệ cùng chiều (tương quan dương) giữa các tiêu chuẩn chính sách tài khóa
và tăng trưởng kinh tế; 29% các nghiên cứu cho thấy quan hệ ngược 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 giáo dục
và cơ sở hạ tầng lên tăng trưởng thì ở góc độ bình quân, không tìm thấy tác động
nào tương tự từ các biến tài khóa. Điều này không gây ngạc nhiên đối với việc
xem xét các tác động hỗn hợp của những tập hợp chính sách tài khóa khác nhau,
cũng như tập hợp các phương 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 nhau tác động đến tăng trưởng kinh tế như thế nào.
1
Những nghiên cứu này
dự đoán rằng mỗi loại 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 làm gia tăng số lượng các nhân tố sản xuất,
1 Xem Bose và cộng sự (2003) và Eken và cộng sự (1997) đối với phần thảo luận về vấn đề này.
6
trong khi chi tiêu công vào giáo dục và dịch vụ sức 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 không làm tăng năng
suất.
2

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 thứ hai 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 những năm 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. Tuy nhiên, giả định cho
rằng các chi tiêu vốn có tác dụng thúc đẩy tăng trưởng hơn so với chi tiêu thường
xuyên là cần lưu ý vì một số loại chi tiêu thường xuyên cũng có lợi cho tăng
trưởng (ví dụ như chi tiêu cho giáo dục và đào tạo, cho nghiên cứu phát triển
R&D), trong khi 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 cảnh báo này, Devarajan và cộng sự (1996) đã nghiên
cứu mối quan hệ giữa tập hợp chi tiêu và tăng trưởng kinh tế ở 43 quốc gia đang
phát triển trong giai đoạn 1970 – 1990 và không tìm thấy tác động đáng kể nào
của tổng chi tiêu công lên tăng trưởng kinh tế. Nhưng ngược lại với cách nhìn
thông thường, họ phát hiện rằng tiêu dùng công có tác động tích cực đáng kể lên
tăng trưởng kinh tế, trong khi đầu tư công lại có tác động tiêu cực lên tăng trưởng
kinh tế. Tác động tiêu cực này cũng xảy ra với mỗi thành phần của đầu tư chính
phủ, bao gồm giao thông vận tải và truyền thông. Các tác giả giải thích những kết
quả 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 Albala-Bertrand & Mamatzakis (2001) xem xét tác động của đầu tư
2 Xem các nghiên cứu như Barro (1990), Barro và Sala-i-Martin (1992) và Al-Jarrah (2005).
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
xây dựng cơ sở hạ tầng lên tăng trưởng dài hạn tại Nam Phi và Chile, bằng cách
sử dụng mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số (VECM); cả hai nghiên cứu đều tìm
thấy tác động tăng trưởng tích cực của “năng suất” chi tiêu công về cơ sở hạ
tầng. Sử dụng phương pháp tương tự, M’Amanja và Morrissey (2005) đã xem xét
trường hợp của Kenya từ năm 1964 đến 2002, họ cũng tìm thấy tác động tăng
trưởng tích cực của đầu tư công. Haque và Kim (2003) sử dụng mô hình tác động
ngẫu nhiên (random effects) và tác động cố định (fixed effects) để phân tích dữ
liệu bảng (panel) của 15 nước đang phát triển giai đoạn 1970 – 1987, họ phát
hiện rằng chi đầu tư cho giao thông vận tải và truyền thông có tác động tích cực
lên tăng trưởng kinh tế. Tương tự, Easterly và Rebelo (1993) sử dụng dữ liệu
chéo và dữ liệu bảng của các mẫu khác nhau đối với hơn 100 quốc gia và kết
luận rằng đầu tư công lên giao thông vận tải và truyền thông có tác động tích cực
mạnh mẽ lên tăng trưởng kinh tế. Sử dụng dữ liệu bảng cho 28 quốc gia đang
phát triển từ 1981 – 1991, Dessus và Herrera (2000) phát hiện 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 với tăng trưởng kinh tế cao hơn. Baffes và Shah
(1998) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa sự phân 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 rằng việc 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
tư vốn 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 nhân quả 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 nhân quả hai chiều, trong đó chi tiêu quốc phòng

càng cao sẽ làm giảm đi tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Điều này phù hợp với
nhiều nghiên cứu thực nghiệm đối các nước đang phát triển.
4
Sử dụng dữ liệu
4 Xem lại lý thuyết trong Al-Jarrah (2005).
8
theo năm trong giai đoạn 1970 - 2001, Al-Obaid (2004) đã nghiên cứu mối quan
hệ dài hạn giữa tổng chi tiêu chính phủ và tổng sản phẩm quốc nội thực 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
(cointegration test) 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 quy OLS, Al-Yousif (2000) cho thấy làm thế nào mà
quy mô chính phủ đo được có thể ảnh hưởng đến các ước lượng của mối quan hệ
giữa nó với tăng trưởng kinh tế: nếu quy mô được tính bằng phần trăm thay đổi
trong chi tiêu chính phủ, thì quy mô có liên hệ tích cực đến 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 tiêu công bằng cách sử dụng dữ liệu theo năm đối với giai đoạn 1969-1997.
Các kết quả của ông đã đề xuất một mối quan hệ tích cực đáng kể giữa chi tiêu
công và tăng trưởng GDP phi dầu mỏ, trong đó một phần trăm gia tăng trong chi
tiêu công sẽ gây ra khoảng một nửa phần trăm gia tăng trong GDP phi không
dầu. Ngược lại, Ghali (1997) sử dụng mô hình 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 rằng chi tiêu công
làm tăng sản lượng đầu ra, cho dù phân tích này bao gồm tổng chi tiêu hay chi
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 và các hình thức khác nhau của chi tiêu chính phủ ở Ả-rập Xê-út. Thứ
nhất, các nghiên cứu trước đây hầu hết nhằm mục đích để mô tả tác động ngắn
hạn của các biến tài khóa lên tăng trưởng (sử dụng phân tích VAR) hoặc các mối
quan hệ lâu dài (sử dụng kỹ thuật đồng liên kết). Điều này dẫn đến các rủi ro
rằng mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ và tăng 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 phủ phải được cân
đối với các nguồn thu trong dài hạn, những phân tích mà bỏ qua mối quan hệ dài
5 Định nghĩa quy mô đầu tiên là do Ram (1986), định nghĩa thứ hai là do Landau (1983).
9
hạn này có thể làm khuếch đại tác động của mức chi tiêu cao đến tăng trưởng.
Thật vậy, 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 như tổng chi tiêu vốn có ảnh hưởng tích cực đến tăng
trưởng. Tuy nhiên, khi họ kết hợp với một ràng buộc ngân sách chính phủ, chỉ có
tổng chi tiêu vốn và chi tiêu đầu tư cho giáo dục là có tác động tích cực đến tăng
trưởng. Do đó, các tác giả này đã đưa vào các biến tài trợ (ví dụ như thu nhập từ
thuế) nhằm tránh các hệ số xu hướng là kết quả của sự thiếu sót này.
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 các nghiên cứu khác (ví dụ, M'Amanja và Morrissey (2005); Fasano
và Wang, 2001), phương pháp này hữu ích cho việc mô tả các động lực ngắn hạn
và các mối quan hệ dài hạn giữa sản lượng phi dầu mỏ (tổng thu nhập của chính
phủ) và các thước đo khác nhau của chi tiêu chính phủ. Chúng tôi xem xét hai
câu hỏi còn lại chưa được giải quyết trong giới nghiên cứu hiện nay: thứ nhất,
chi tiêu chính phủ có ảnh hưởng tích cực đến tỷ lệ tăng trưởng GDP phi dầu mỏ
trong dài hạn hay không, và thứ hai, chi tiêu vốn của chính phủ có ảnh hưởng lâu
dài đến tăng trưởng GDP phi dầu mỏ hơn so với chi tiêu thường xuyên hay
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 là những biến phản ánh các mối quan hệ đồng liên kết dài hạn và các thay
đổi ngắn hạn liên quan từ một cơ chế hiệu chỉnh sai số vectơ có dạng phương
trình như sau:
trong đó là một vectơ cột gồm n biến nội sinh, là một vectơ cột gồm m biến
ngoại sinh, là toán tử sai phân, và 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 bao gồm các tham số đối với một tiến trình trễ bậc p,
trong khi đó ma trận bao gồm thông tin về mối quan hệ dài hạn giữa các biến.
10
Khi ma trận có hạng tối giản () thì nó có thể phân tích thành , trong đó ma trận
bao gồm các hệ số thể hiện tốc độ điều chỉnh tới trạng thái cân bằng và 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 thể được đo lường bằng tổng chi tiêu (EX) hoặc được đo lường
thông qua hai thành phần là chi 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 1
7
.
Những biến này được coi là biến nội sinh, cùng với biến tổng thu nhập chính phủ
(R) sẽ được giới thiệu trong phần phân tích trình bày về ràng buộc ngân sách
chính phủ. Ở Ả-rập Xê-út, tổng thu nhập chính phủ phần lớn được đóng góp bởi
thu nhập từ dầu mỏ, nguồn thu này thường chiếm hơn 80% tổng thu nhập chính
phủ. Với các biến ngoại sinh, chúng ta sẽ đưa vào giá dầu thế giới (OP) và các tỷ
giá thương mại (TOT); biến đầu đo tại thời điểm hiện hành, trong khi biến sau có
độ trễ một năm, căn cứ trên cơ sở cho rằng giá dầu mỏ cao có thể có tác động

đồng thời lên các 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 các biến đều được lấy logarit. Dữ liệu trong
bài tính theo năm và bao quát thời kỳ từ năm 1969 đến năm 2005.
Lý thuyết kinh tế dự báo rằng, trong dài hạn, sự gia tăng về chi tiêu và thu nhập
có liên quan với các điều kiện kinh tế tổng hợp, mà những điều kiện này được
trình bày trong các mô hình GDP phi dầu mỏ. Sự tồn tại của (các) vectơ đồng
liên kết cho thấy (các) mối quan hệ dài hạn giữa các biến này, trong khi các độ
lệch ngắn hạn từ chuỗi thời gian dài hạn sẽ thu được từ các số hạng hiệu chỉnh
sai số. Ví dụ, nếu giới hạn ngân sách liên thời bị ràng buộc trong dài hạn, chi tiêu
và thu nhập được kỳ vọng sẽ cho thấy một xu hướng chung nào đó; bất cứ khi
nào có sự chênh lệch lớn giữa hai biến này liên quan đến mối quan hệ dài hạn
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.
11
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 định nghiệm 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 H
o
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 thấp xuất hiện trong các kiểm định truyền

thống.
8
Như được chỉ ra trong Phụ lục Bảng 2, gần như trong mọi trường hợp,
các kiểm định thất bại trong việc bác bỏ các nghiệm đơn vị theo 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 các
nghiệm 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 bậc liên 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 chi tiêu thường xuyên, tiêu chuẩn kiểm định SIC (Schwartz Information
Criterion) cho thấy độ trễ tối ưu là 1.
10
Để kiểm định giả thiết liên quan đến số
vectơ đồng liên kết, thống kê Trace (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 các thành phần tất định trong
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.
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
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 hình
VAR. 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 công nghệ, đây là một giả định hợp lý trong bối cảnh nước Ả-rập.
Chi tiết về các thống kê Trace và trị số riêng dựa trên kiểm định đồng liên kết
Johansen có thể xem tại phụ lục Bảng 3 và 4.
Cuối cùng, chúng tôi sử dụng các biến đồng liên kết để ước lượng mô hình
VECM (theo các sai phân logarit). Bước này cho phép kiểm tra mối quan hệ dài
hạn và các thay đổi ngắn hạn giữa các biến liên quan. Ngoài ra, bước này cũng
cho thấy bằng chứng về chiều hướng của mối quan hệ nhân quả. Ví dụ, nếu hai
biến có đồng liên kết, mô hình hiệu chỉnh sai số có thể được trình bày theo Engle
và Granger (1987) như sau:
trong đó: và là các biến đồng liên kết, là toán tử sai phân, m và n là độ trễ của
các biến, thể hiện phần dư từ phương trình đồng liên kết (hạng tử hiệu chỉnh sai
số), và và 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 mô hình, phân tích Cholesky được sử dụng để xác định thành phần chung
trong các hạng tử sai số, phép phân tích này quy hết tác động của một thành phần
chung nào đó cho biến được xếp bậc đầu tiên trong hệ thống VECM. Trong
trường hợp cơ bản, các biến chi tiêu được 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 trạng thái nào đó của nền kinh tế,
trong khi biến GDP phi dầu mỏ phản ứng đồng thời với những thay đổi trong các

biến chi tiêu; thu nhập được xếp bậc sau cùng dựa trên căn cứ cho rằng nó là một
biến thụ động phản ứng đồng thời với những thay đổi trạng thái của nền kinh tế.
Chúng tôi cũng xem xét các kỹ thuật tương đương trong đó xếp bậc GDP phi dầu
mỏ trước các biến chi tiêu, và/hoặc xếp bậc biến thu nhập trước tiên; các kết quả
13
là mạnh 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 những kết 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. Nếu chúng ta tiêu chuẩn hóa hệ số của biến GDP phi dầu mỏ trong mối quan
hệ đồng liên kết với một biến khác, mối quan hệ được ước lượng có thể được
trình bày như sau [thống kê t nằm trong dấu ngoặc]:
Hệ số ước lượng của biến chi tiêu chính phủ là 0.66 cho thấy rằng 1% gia tăng
trong chi tiêu chính phủ sẽ thúc đẩy GDP phi dầu mỏ tăng 0.66%, sự tác động
ước lượng được này là có ý nghĩa thống kê. Hệ số của xu hướng thời gian cũng
dương và có ý nghĩa, hệ số này cho thấy rằng tăng trưởng trong GDP phi dầu mỏ
là do tiến trình công nghệ và/hoặc do các yếu tố ngoại sinh khác. Trong khi tác
động dài hạn của sự gia tăng trong tổng thu nhập chính phủ lên GDP phi dầu mỏ
được 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 bằng trong 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 thu nhập. Điều này có thể phản
ánh một trong những mục tiêu chính của các kế hoạch phát triển của Ả-rập Xê-
út, đó là các kế hoạch nhằm xúc tiến khu vực tư nhân như là một lực lượng tiên
phong về đa dạng hóa nền kinh tế khỏi sự phụ thuộc vào dầu mỏ, trong khi vẫn
tạo được việc làm cho số lượng dân đang tăng để gia nhập vào thị trường lao
động.
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.
14
Đề hiểu tính năng động của các biến nội sinh trong việc điều chỉnh đối với các cú
sốc, Hình 1 trình bày các hàm phản ứng đẩy, những hàm này cho thấy cách thức
các biến nội sinh phản ứng lại một cú sốc dai dẳng – ứng với 1 độ lệch chuẩn –
đối với từng biến; những hàm này cũng cho biết các độ tin cậy 95% dựa trên
2000 mô phỏng từ phương pháp Hall bootstrap. Các kết quả cho thấy rằng một
cú sốc đối với tổng chi tiêu chính phủ có liên quan với những gia tăng mạnh hơn
trong chi tiêu chính phủ trong vài nằm tiếp theo, cho đến khi nó dần dần hội tụ
đến một mức cao hơn; điều này có thể phản ánh quán tính của việc dự toán theo-
nhóm-khoản-mục (line-item budgeting) truyền thống; trong đó mức độ chi tiêu
trong mỗi bản ngân sách mới là “nảy sinh” từ mức chi tiêu trong bản ngân sách
trước đó. Trong khi một cú sốc đối với chi tiêu chính phủ không ảnh hưởng lên
GDP phi dầu mỏ một cách đồng thời, tác động đó sau một năm là dương và có ý
nghĩa và tiếp tục gia tăng trong nhiều năm tiếp theo trước khi dần dần chững lại.
Tuy nhiên, những cú sốc với GDP phi dầu mỏ không tác động có hệ thống lên
chi tiêu chính phủ, ngược lại với những gì được kỳ vọng từ các chính sách tài
khóa phản chu kỳ. Chú ý rằng những phân rã phương sai (không được chỉ ra)
cũng cho thấy rằng các cú sốc đối với chi tiêu chính phủ đóng một vai trò tương
đối quan trọng trong việc lý giải sự biến động trong GDP phi dầu mỏ về trung và
dài hạn: trong khi các cú sốc đối với chi tiêu chính phủ chỉ chiếm khoản 3.7%

trong sai số dự báo của GDP phi dầu mỏ ở thời kỳ dự báo một năm, thì chúng
chiếm đến 71.3% trong sai số dự báo ở thời kỳ 5 năm và 81.8% ở thời kỳ 10
năm. Điều này củng cố giả thiết cho rằng chi tiêu chính phủ có tác động tích cực
(dương) và tương đối quan trọng lên tăng trưởng trong GDP phi dầu mỏ.
Mô hình chi tiêu thường xuyên và chi tiêu vốn
Kết quả của mô hình phân tách tổng chi tiêu của chính phủ thành chi tiêu thường
xuyên và chi tiêu vốn được thể hiện trong Bảng 6. Nếu chúng ta một lần nữa
chuẩn hóa mối quan hệ đồng liên kết bằng cách giới hạn các hệ số của GDP phi
dầu mỏ với 1, kết quả có thể được biểu diễn như sau [thống kê t trong dấu
ngoặc]:
Cả chi tiêu thường xuyên và chi phí vốn đều có tương quan dương có ý nghĩa với
biến GDP phi dầu mỏ trong dài hạn. Hệ số ước lượng về xu hướng thời gian một
15
lần nữa thể hiện sự tương quan dương có ý nghĩa, điều này cho thấy vai trò của
tiến bộ công nghệ và/hoặc những thay đổi ngoại sinh khác. Một lần nữa, mối
quan hệ dài hạn giữa thu nhập và GDP phi dầu mỏ được ước lượng là mối quan
hệ nghịch biến, nhưng không có ý nghĩa thống kê. Các hệ số ước lượng đối với
các hạng tử ecm thể hiện trong bảng cho thấy, tất cả các biến nội sinh đều điều
chỉnh xa rời trạng thái cân bằng trong giai đoạn trước với một tốc độ tương đối
nhanh, mặc dù các hệ số ước lượng này chỉ có ý nghĩa thống kê trong các
phương trình GDP phi dầu mỏ và chi tiêu thường xuyên.
Hình 2 trình bày các hàm phản ứng đẩy từ mô hình trên, với khoảng tin cậy 95%
thu được bằng cách sử dụng phương pháp Hall bootstrap. Trong khi một cú sốc
đối với chi tiêu thường xuyên không đồng thời ảnh hưởng đến GDP phi dầu mỏ,
nó lại có một tác động tích cực, dai dẳng và đáng kể theo từng giai đoạn chủ yếu
trong 1-5 năm đầu tiên sau cú sốc. Ngược lại, một cú sốc đối với chi tiêu đầu tư
không có ảnh hưởng đáng kể lên GDP phi dầu mỏ cho đến khoảng hai năm sau
cú sốc, và mặc dù có một tác động tích cực đáng kể trong những năm 2-4, tác
động duy nhất sau đó chỉ có ý nghĩa thống kê ở đường biên. Các phân rã phương
sai (không được chỉ ra trong hình) cũng cho thấy chi tiêu thường xuyên đóng một

vai trò quan trọng hơn trong việc giải thích những biến động trong GDP phi dầu
mỏ so với chi tiêu vốn: Ví dụ, với thời hạn 5 năm, các cú sốc với chi tiêu thường
xuyên giải thích được 54% thay đổi dự kiến trong GDP phi dầu mỏ, trong khi các
cú sốc với chi tiêu vốn chỉ giải thích được 16%. Kết quả này có thể là do thực tế
rằng chi tiêu thường xuyên bao gồm các loại chi tiêu như chi cho đào tạo, học
bổng, R&D, và tiền lương người lao động trong khu vực nhà nước rộng lớn, các
chi tiêu này đáp ứng ngay lập tức các nhu cầu về hàng hóa và dịch vụ sản xuất
trong nước. Mặt khác, sự đóng góp hạn chế về chi tiêu vốn trong việc giải thích
sự thay đổi của GDP phi dầu mỏ có thể phản ánh việc chi tiêu vốn vào các dự án
“voi trắng” (không hiệu quả) hay nhập khẩu các trang thiết bị quân sự, điều này
có thể tác động tiêu cực hoặc không đáng kể đến tăng trưởng (Al-Jarrah, 2005).
Điều này cho thấy việc mở rộng phân tích này bằng cách phân tách chi tiêu chính
phủ thành các yếu tố “sản xuất” và “phi sản xuất” là rất hữu ích, như sẽ được
thực hiện trong nghiên cứu tương lai.
16
5. Kết luận
Tổng kết lại, phân tích của chúng tôi cung cấp bằng chứng cho thấy những gia
tăng trong chi tiêu chính phủ làm gia tăng đáng kể GDP phi dầu mỏ ở Ả-rập Xê-
út, cho dù chi tiêu được đo lường tổng hợp hay xét về chi tiêu vốn và chi tiêu
thường xuyên. Các kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Al-Yousif (2000) và
Kireyev (1998), các tác giả này cũng tìm thấy tác động tích cực của chi tiêu
chính phủ lên GDP phi dầu mỏ ở Ả-rập Xê-út. Các kết quả đó tương phản với kết
quả của Al-Jarrah (2005), người đã phát hiện ra tác động tiêu cực của chi tiêu
quân sự, và kết quả của Ghali (1997), kết quả của tác giả này không đưa ra được
kết luận. Điều thú vị là, các phát hiện trên cho thấy tác động của chi tiêu thường
xuyên lên tăng trưởng vượt trội hơn so với tác động của chi tiêu phí vốn, trái
ngược với quan điểm thông thường. Có thể hình dung là, điều này có thể phản
ánh các mẫu hình đầu tư công không có tác dụng thúc đẩy tăng trưởng một cách
tối ưu ví dụ, do các tiêu chuẩn phi kinh tế được sử dụng trong việc lựa chọn
các dự án đầu tư và/hoặc các vấn đề về ưu đãi biên mà đã làm xói mòn tỷ suất

sinh lợi đối với đầu tư công.
13
Điều này cho thấy rằng, từ góc độ phát triển, sẽ
thích hợp hơn để phân bổ chi tiêu công nhằm duy trì và cải thiện cơ sở hạ tầng
hiện có, hơn là khởi động các dự án mới với mức sinh lợi không chắc chắn. Thật
không may, vì thủ tục phân loại chi tiêu vốn không phân biệt giữa các loại hình
chi tiêu (mà chỉ là chia ra từng dự án và cơ quan chính phủ), nên không thể xác
định được các thành phần của đầu tư công làm giảm giá trị đóng góp của nó vào
tăng trưởng. Điều này cho thấy rằng, cải cách hệ thống phân loại ngân sách có
thể mang lại giá trị trong việc đảm bảo rằng đầu tư công sẽ tăng cường năng lực
sản xuất phi dầu mỏ của đất nước.
Cuối cùng, một điều đáng lưu ý là chính phủ Xê-út đang cố gắng để đưa các tác
động từ sự thay đổi đột ngột trong chi tiêu chính phủ vào các hoạt động phi dầu
mỏ bằng cách mở rộng vai trò của khu vực tư nhân trong nền kinh tế và duy trì
chính sách tài khóa thận trọng. Bên cạnh vai trò của chi tiêu chính phủ trong việc
phát triển các khu vực phi dầu mỏ, việc mở rộng vai trò của khu vực tư nhân cần
phải cân nhắc các chính sách liên quan đến sự chuyển giao trách nhiệm giữa khu
13 Vậy nên, ví dụ, một nghiên cứu đã phát hiện rằng các quốc gia có mức độ tham nhũng cao sẽ có mức
chi tiêu công về vốn cao, tuy nhiên chi tiêu về vận hành và bảo trì lại thấp (Tanzi và Davoodi 1997).
Xem thêm phần thảo luận của Glosh và Gregorious (2006) và Devarajan và cộng sự (1996).
17
vực công và tư nhân. Để khuyến khích khu vực tư nhân tăng trưởng cao hơn,
chính phủ sẽ cần phải tiếp tục nỗ lực điều chỉnh cơ cấu nhằm khuyến khích đa
dạng hóa nền kinh tế, phát triển sâu rộng các thị trường tài chính, mở cửa thị
trường trong nước với sự tham gia của nước ngoài, loại bỏ các can thiệp giá trong
nước, và nâng cao hiệu quả của khu vực công. Việc kích thích các chính sách
điều chỉnh sẽ tạo điều kiện cho khu vực tư nhân phát triển, và mang đến cho
chính phủ một cơ hội để tập trung vào việc cung cấp hàng hóa công vốn không
được cung cấp đầy đủ bởi khu vực tư nhân.
18

PHỤ LỤC
Bảng 1: Định nghĩa biến và nguồn dữ liệu
Ký
hiệu
Biến Đơn
vị
Nguồn dữ
liệu
Y GDP phi dầu mỏ
Triệu

Saudi Riyals
(lấy
kỳ gốc là
1999, sử
dụng chỉ số giá tiêu
dùng)
Các báo cáo thường niên của Cơ
quan Tiền tệ Ả-rập Xê-út; và các
báo cáo về thành tựu từ các
kế hoạch phát triển của Bộ
Kinh tế và Kế hoạch
R
Tổng thu nhập
chính phủ
(tương
tự)
(tương
tự)
EX

Tổng chi tiêu
chính phủ
(tương
tự)
(tương
tự)
CU
Chi tiêu
thường
xuyên của
chính phủ
(tương
tự)
(tương
tự)
CA
Chi tiêu vốn
của chính
phủ
(tương
tự)
(tương
tự)
OP
Giá dầu thế giới
(/ thùng
)
Đôla Mỹ được điều chỉnh
giảm phát theo
CPI đối

với các nước công nghiệp
IMF, Ấn phẩm Thống kê Tài
chính Quốc tế
TOT
Tỷ giá thương mại
Tỷ số giữa chỉ số giá
xuất khẩu và chỉ số
giá nhập khẩu
Các báo cáo thường niên của Cơ
quan Tiền tệ Ả-rập Xê-út và các
tính toán của tác giả
19
Bảng 2: Kết quả các kiểm định nghiệm đơn vị theo đơn vị logarit và theo sai phân bậc
nhất của logarit
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)
Ghi chú: d = hạng tử drift trong kiểm định nghiệm đơn vị. I(0), I(1) = kiểm định cho thấy các chuỗi tương ứng có
liên kết (tích hợp) bậc 0 hoặc 1.
20
Bảng 3: Kiểm định hạng liên kết không hạn chế đối với mô hình tổng chi tiêu

Trace
Test
Maximum Eigenvalue
Test
Hypothesized
No. of CE(s) Eigenvalue
Trace 0.05
Statistic Critical
Prob.
**
Value
Max-Eigen 0.05
Statistic Critical Value Prob.
**
None
At most 1
0.497
0.278
43.492
*
42.915 0.044
*
19.455 25.872 0.255
24.037 25.823 0.085
11.377 19.387 0.475
Kiểm định Trace cho biết có một phương trình đồng liên kết với mức ý nghĩa 0.05. Kiểm định trị số riêng cực đại
cho thấy không có đồng liên kết với mức ý nghĩa 0.05.
*
Ký hiệu bác bỏ giả thiết ở mức ý nghĩa 0.05.
**

Các giá
trị P-value theo MacKinnon-Haug-Michelis
(1999).
Bảng 4: Kiểm định hạng liên kết không hạn chế đối với mô hình chi tiêu thường xuyên
và vốn
Trace
Test
Maximum Eigenvalue
Test
Hypothesized
No. of CE(s) Eigenvalue
Trace 0.05 Max-Eigen 0.05
Statistic Critical
Prob.
**
Value
Statistic Critical Value Prob.
**
None
At most 1
0.627
0.365
66.614
*
63.876 0.029
*
34.475
*
32.118 0.025
*

32.138 42.915 0.381 15.899 25.823 0.554
Kiểm định Trace cho biết có một phương trình đồng liên kết với mức ý nghĩa 0.05. Kiểm định trị số riêng cực đại
cho thấy có một phương trình đồng liên kết với mức ý nghĩa 0.05.
*
Ký hiệu bác bỏ giả thiết ở mức ý nghĩa 0.05.
**
Các giá trị P-value theo MacKinnon-Haug-Michelis
(1999)
21
Bảng 5: Các ước lượng VECM cho mô hình tổng chi tiêu
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: ΔLY
t
ΔLEX
t
ΔLR
t
Ecm

t-1
-0.3206 0.0167 -0.4010
ΔLY
t-1
[-3.9260]
0.3501
[
0.0678]
0.7013
[-1.0908]
-0.3298
ΔLEX
t-1
[
3.3442]
-0.1341
[
2.2173]
0.1362
[-0.6999]
-0.1826
ΔLR
t-1
[-1.8198]
0.1811
[
0.61201]
-0.1374
[-0.5507]
-0.1218

C
[
3.5938]
0.0495
[-0.9027]
-0.0058
[-0.5369]
0.0835
ΔLTOT
t
[
4.8091]
-0.0538
[-0.1855]
0.2402
[
1.8008]
0.1790
ΔLOP
t
[-1.6534]
0.0659
[
2.4439]
0.4340
[
1.2226]
0.9030
[
2.3796]

[
5.1876]
[
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.
22
Hình 1: Các hàm phản ứng đẩy (IRFs) đối với mô hình tổng chi tiêu
Ghi chú: Đường nét liền cho thấy tác động ước lượng được của một cú sốc tương ứng 1 độ lệch chuẩn từ một biến này lên một biến khác, trong đó trục tung là tác động ước lượng
được và trục hoành thể hiện số năm. Đường nét đứt hợp thành khoảng tin cậy 95% dựa trên 2000 mô phỏng từ phương pháp Hall bootstrap.
23
Bảng 6: Các ước lượng VECM cho mô hình chi tiêu thường xuyên và chi tiêu vốn
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
0.4851
-0.2547
-0.2748
[-4.7433]
[
2.1411] [-0.5000] [-0.6761]
DLY(-1) 0.4181 0.6062 0.9660 -0.0523
[
4.3619]
[
2.3655]
[
1.6768] [-0.1138]
DLCU(-1) -0.1375 0.1215 0.3327 -0.5000
[-2.1279]
[
0.7037]
[
0.8570] [-1.6140]
DLCA(-1) -0.0460 0.2797 -0.0609 0.0725
[-1.2075]
[
2.7458] [-0.2659]
[
0.3968]
DLR(-1) 0.1973 -0.2683 -0.4797 -0.0518
[
3.7744] [-1.9203] [-1.5272] [-0.2068]
C 0.0458 0.0115 -0.0553 0.0816

[
4.8505]
[
0.4550] [-0.9751]
[
1.8040]
DLTOT(-1) -0.0500 0.1511 0.5585 0.1550
[-1.5578]
[
1.7592]
[
2.8933]
[
1.0067]
DLOP 0.0684 0.3986 0.7255 0.8559
[
2.5013]
[
5.4562]
[
4.4175]
[
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
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.
24
Hình 2: Các hàm phản ứng đẩy (IRFs) đối với mô hình chi tiêu thường xuyên và chi tiêu vốn
Ghi chú: Đường nét liền cho thấy tác động ước lượng được của một cú sốc tương ứng 1 độ lệch chuẩn từ một biến này lên một biến khác, trong đó trục tung là tác
động ước lượng được và trục hoành thể hiện số năm. Đường nét đứt hợp thành khoảng tin cậy 95% dựa trên 2000 mô phỏng từ phương pháp Hall bootstrap.
25