Tiểu luận

CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ TĂNG TRƯỞNG CỦA Ả RẬP SAUDI
Ghazi A. Joharji
Martha A. Starr

Khái quát
Liệu chi tiêu chính phủ có thể thúc đẩy tốc độ tăng trưởng kinh tế là vấn đề được tranh luận rộng rãi. Trong
mô hình tăng trưởng nội sinh, sự cung ứng nguồn lực sản xuất và năng suất lao động quyết định tăng trong
dài hạn. Trong mô hình tăng trưởng nội sinh, việc tăng chi tiêu chính phủ có thể tăng tỷ lệ tăng trưởng ổn
định dựa vào hiệu ứng lan tỏa tích cực trên đầu tư vào vốn vật chất và / hoặc con người. Bài viết này xem
xét các mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ và GDP phi dầu mỏ trong trường hợp của Ả Rập Saudi.
Sử dụng phương pháp chuỗi thời gian (Một chuỗi các giá trị quan sát một biến nhận ở các thời điểm khác
nhau (thường là trong các giai đoạn kế tiếp nhau))và dữ liệu từ 1969-2005, chúng ta thấy rằng tăng chi tiêu
chính phủ có ảnh hưởng lâu dài và quan trọng trên tốc độ tăng trưởng. Tác động được ước lượng của chi
thường xuyên lên tăng trưởng hóa ra là vượt quá tác động được ước lượng của chi tiêu vốn - cho thấy đầu tư
của chính phủ cho cơ sở hạ tầng và năng lực sản xuất ít thúc đẩy tăng trưởng hơn các chương trình để cải
thiện quản lý và vận hành của cơ quan chính phủ và hỗ trợ sức mua ở Saudi Arabia. Chúng tôi thảo luận về
lý do có thể cho phát hiện này trong trường hợp Saudi và rút ra một số gợi ý chính sách.
1. Giới thiệu
Tăng trưởng kinh tế là một trong những yếu tố quyết định quan trọng nhất của phúc lợi kinh tế(Phần phúc lợi
của con người xuất phát từ việc tiêu dùng hàng hoá và dịch vụ). Tuy nhiên, vai trò của chính sách tài khóa
trong việc thúc đẩy tăng trưởng chưa được hiểu rõ. Trong mô hình tăng trưởng tân cổ điển tiêu chuẩn(Mô
hình tăng trưởng tân cổ điển, còn được gọi là m ô hình tăng trưởng Solow-Swan hoặc m ô hình tăng trưởng

kết quả, trong khi phần cuối cùng kết luận
2. Các nghiên cứu trước đây về chính sách tài khóa và sự tăng trưởng:
Hiện tại, chúng ta đã có một số lượng đáng kể các nghiên cứu thực nghiệm dựa trên mối quan h ệ giữa chính
sách tài khoá và sự tăng trưởng kinh tế, bao gồm các biện pháp tài khóa khác nhau, lên các phần khác nhau
của các quốc gia và sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu chéo (cross-sectional), bảng (panel), và chuỗi thời
gian (time-series). Trong một phân tích tổng hợp của 41 nghiên cứu khám phá tác động của chính sách tài
khóa đến sự tăng trưởng dài hạn, Nijkamp và Poot (2004) đã phát hiện ra rằng tỷ lệ khoảng 17% số nghiên
cứu trên cho thấy mối quan hệ tích cực (dương) giữa các biện pháp khác nhau của chính sách tài khóa với sự
tăng trưởng kinh tế, 29% cho thấy mối quan hệ tiêu cực (âm), và 54 phần trăm là không kết luận. Trong khi
họ tìm thấy dấu hiệu của sự tác động mạnh mẽ của chi tiêu giáo dục và chi tiêu cơ sở hạ tầng vào tăng
trưởng, không có tác động tương tự đến các biến tài khóa nói chung. Điều này không quá ngạc nhiên khi xem
xét hiệu quả kết hợp tổng thể các công cụ tài khóa khác nhau, cũng như các sự cấu thành của việc chi tiêu và
tài trợ trong các phương pháp đã được sử dụng.
Như vậy, nhiều nghiên cứu đã khám phá ra nhiều cách thức chi tiêu công khác nhau có thể ảnh hưởng
đến sự tăng trưởng kinh tế. Những nghiên cứu này dự đoán rằng mỗi loại chi tiêu của chính phủ có thể
ảnh hưởng đến tăng trưởng ki nh tế thôn g qua nhiều k ênh khác nhau. Ví dụ, đầu tư công vào cơ sở hạ
tầng có thể ảnh hưởng đến tăng trưởng bằng cách tăng đột biến số lượng các yếu tố sản xuất, trong khi chi
tiêu công cho các dịch vụ giáo dục và chăm sóc y tế có ảnh hưởng đến tăng trưởng bằng cách nâng cao năng
suất biên của vốn con người. Đồng thời, một số loại chi tiêu công - chẳng hạn như chi trợ cấp và chi quân sự
- có thểkhông tăng năng suất (2)
Phương pháp phân loại truyền thống của chi tiêu công dựa vào chi tiêu dùng hoặc chi thường xuyên, so với
chi đầu tư hoặc chi tiêu vốn, giả định rằng cái sau (chi đầu tư hoặc chi tiêu vốn) về tổng thể thúc đẩy
tăng trưởng ki nh tế hơn so với cái trước (chi tiêu dùng hoặc chi thường xuyên). Vì vậy, ví dụ, Gupta et al.
(2005) phân tích dữ liệu trên 39 quốc gia có thu nhập thấp trong những năm 1990, chứng minh rằng mức
lương cao hơn dẫn đến tăng trưởng thấp hơn, trong khi chi tiêu vốn và chi tiêu phi tiền lương cao hơn dẫn
đến tăng tăng trưởng. Tuy nhiên, giả định rằng chi tiêu vốn giúp thúc đẩy tăng trưởng nhanh hơn so với chi
thường xuyên đòi hỏi phải thận trọng vì một số loại chi thường xuyên thì có lợi cho sự phát triển (ví dụ như
giáo dục và đào tạo, R&D), trong khi một số dự án đầu tư công có thể là "white-elephants” (dự án đầu tư chi
phí cao không tương xứng tính hữu dụng của nó mà còn gây thiệt hại, lãng phí) không làm tăng năng lực sản
xuất của đất nước. Phù hợp với cảnh báo này, Devarajan et al. (1996) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa các

giữa chi tiêu quốc phòng và tăng trưởng kinh tế cho giai đoạn 1970-2003 bằng cách sử dụng phương pháp
chuỗi thời gian. Ông đã tìm thấy bằng chứng về thiệt hại hai chiều, trong đó chi tiêu cao hơn cho quốc phòng
làm giảm tăng trưởng kinh tế trong thời gian dài. Điều này phù hợp với nhiều nghiên cứu thực nghiệm cho
các nước đang phát triển. Sử dụng dữ liệu hàng năm cho 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 để đánh giá tính hiệu
lực của "luật Wagner" - giả thuyết cho rằng chi tiêu công có xu hướng tăng lên cùng với tăng trưởng kinh tế.
Kiển tra đồng liên kết (the cointegration test) cho thấy một mối quan hệ lâu dài tích cực giữa tỷ lệ chi tiêu
công trong GDP và GDP bình quân đầu người, phù hợp với Wagner dự đoán. Sử dụng hồi quyOLS, Al-
Yousif (2000) cho thấy rằng quy môcủa chính phủ được xác định có thể ảnh hưởng đến các ước tính của mối
quan hệ với tăng trưởng kinh tế như thế nào: nếu quy mô được xác định bằng phần trăm thay đổi trong chi
tiêu chính phủ, thì quy mô là quan hệ tích cực đến tăng trưởng, nhưng nếu nó được xác định bằng tỷ lệ của
chi tiêu chính phủ so với GDP, thì mối quan hệ là tiêu cực.
Kireyev (1998) đã kiểm tra mối quan hệ giữa tăng trưởng GDP (không dầu khí ) và chi tiêu công bằng cách
sử dụng dữ liệu hàng năm cho giai đoạn 1969-1997. Kết quả của ông đã đề xuất một mối quan hệ có ý nghĩa
và tích cực (dương) giữa chi tiêu công và tăng trưởng GDP (không bao gồm ngành dầu khí) , trong đó sự gia
tăng một phần trăm trong chi tiêu công gây ra khoảng 0.5 phần trăm gia tăng trong GDP (non–oil).Ngược lại,
Ghali (1997) sử dụng vector tự hồi quy (VAR) và Granger phân tích nguyên nhân từ dữ liệu phân tích cho
giai đoạn 1960-1996. Ông không tìm thấy bằng chứng rằng chi tiêu công làm tăng trưởng sản lượng, cho dù
phân tích bao gồm cả tổng chitiêu hay chi tiêu trên tiêu dùng và đầu tư.
Có hai hạn chế của nghiên cứu hiện có về mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và các loại chi tiêu
chính phủ khác nhau trong Ả Rập Saudi. Đầu tiên, nghiên cứu trước đây hầu hết nhằm mục đích để mô
tả hiệu ứng ngắn hạn của các biến số tài khóa đối với tăng trưởng (sử dụng phân tích VAR) hoặc các mối
quan hệ lâu dài (sử dụng khuôn khổ đồng liên kết). Rủi ro cơ động (runs risks) này có quan hệ nhân quả
giữa chi tiêu chính phủ và tăng trưởng kinh tế có thể được quy cho độc quyền để tương tác ngắn hạn
hoặc các mối quan hệ dài hạn. Thứ hai, là vấn đề của những hạn chế ngân sách dài hạn. Bởi vì chi tiêu
chính phủ phải được cân đối với thu nhập trong dài hạn, phân tích mà bỏ qua mối quan hệ lâu dài này có thể
phóng đại tác dụng củachi tiêu cao lên tăng trưởng. Vì vậy, ví như Bose và các cộng sự. (2003) đã đồng thời
kiểm tra chi tiêu công theo lĩnh vực (giáo dục và y tế) và loại (đầu tư và tiêu dùng) cho 30 nước đang phát
triển. Họ đã tìm thấy bằng chứng cho thấy đầu tư vốn vào con người trong y tế và giáo dục cũng như chi tiêu
vốn tổng thể có một ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng. Tuy nhiên, khi họ kết hợp một ngân sách giới hạn

chứa các tham số cho một độ trễ quá trình bậc p (for a p-order lag process), trong khi ma trận

chứa
thông tin về các mối quan hệ lâu dài giữa các biến. Khi ma trận Π có m ột hạng giảm (r  (n-1)), nó có thể
được chia ra thành ', trong đó ma trận  bao gồm tốc độ điều chỉnh hệ số cân bằng và ’ là ma trận dài hạn
của hệ số.
Trong trường hợp này, quan tâm của chúng tôi là trong ước tính là có bao GDP (Y) không dầu mỏ bị ảnh
hưởng bởi những thay đổi trong chi tiêu chính phủ, có thể đo được hoặc là bằng tổng chi tiêu (EX) hoặc là
trong mối quan hệ (in terms of) hai thành phần của nó, chi thường xuyên (CU: current expenditure) và chi
tiêu vốn (CA: capital expenditure). Định nghĩa biến và các nguồn dữ liệu chi tiết được thể hiện trong Bảng 1.
Các biến này được coi là nội sinh, cùng với tổng thu của chính phủ (R), cái được đưa vào phân tích để đại
diện cho giới hạn ngân sách của chính phủ. Trong Ả Rập Saudi, tổng thu của chính phủ chủ yếu được quyết
định bởi thu nhập từ dầu, thường chiếm hơn 80 phần trăm của tổng số. Với biến ngoại sinh, chúng tôi bao
gồm giá dầu thế giới (OP) và các điều khoản của thương mại (TOT); cái mà trước đây bao gồm cả giai đoạn
hiện tại trong khi sau này bị trễ một năm, trên cơ sở là giá dầu tăng cao có thể sẽ có tác dụng đồng thời lên
các biến nội sinh (đặc biệt là các biện pháp tài khóa (fiscal measures)), trong khi ảnh hưởng của sự thay đổi
trong các điều khoản thương mại sẽ mất thời gian để thành hiện thực. Trong phân tích kinh tế, tất cả các biến
được thể hiện trong các bản ghi. Các dữ liệu được lấy từng năm trong cả giai đoạn 1969-2005.
Lý thuyết kinh tế dự đoán rằng, về lâu dài, sự tăng lên của chi và thu phải liên quan đến điều kiện kinh tế
tổng hợp, được biểu diễn trong các mô hình của GDP không dầu. Sự tồn tại của (một hoặc nhiều) vector
cointegrating (vector đồng liên kết) chỉ ra (một hoặc nhiều) mối quan hệ lâu dài trong các biến này{Kiểm
định Johansen}, trong khi độ lệch ngắn hạn từ các đường dẫn thời gian dài hạn của loạt bài này sẽ được nắm
bắt trong các điều khoản sửa lỗi. Ví dụ, nếu giới hạn ngân sách liên thời gian là ràng buộc trong một thời
gian dài, chi và thu dự kiến sẽ đóng góp cho một xu hướng chung, bất cứ khi nào khoảng cách giữa hai biến
số này là lớn so với mối liên hệ lâu dài của chúng, một biến hoặc cả hai sẽ điều chỉnh thu hẹp khoảng cách và
khôi phục cân bằng dài hạn.
Để xác định bậc của tích hợp/tích phân của các biến trong mô hình, chúng tôi tiến hành kiểm định đơn vị
(unit-root tests: Phép kiểm định để xác định xem liệu m ột chuỗi thời gian là dừng tại về chênh lệch hay
không.)Augmented Dickey-Fuller và Phillips-Perronunit truyền thống, cùng với những Kwiatkowski,
Phillips, Schmidt và Shin (KPSS), trong đó có tính dừng (stationarity) như giả thuyết không của nó, và Ng và

và u
2t
là các số dư
nhiễu trắng (white noise) không tương quan.
Bằng việc trình bày các hàm phản ứng xung lực (impulse-response: Sự phản ứng của hệ thống đối với xung
lực, thể hiện về mặt toán học bằng m ột chức năng delta Dirac nó biến thiên từ 0 sang m ột đơn vị.)) dựa trên
kết quả mô hình, xác định các thành phần chung trong các điều kiện sai số được tiến hành bằng cách sử dụng
sự phân tích Cholesky, trong đó áp đặt (attributes) tất cả các tác động của bất kỳ thành phần chung tới biến
sắp đặt đầu tiên trong hệ thống VECM (to the variable ordered first in the VECM system). Với trường hợp
đường cơ sở, biến chi tiêu được sắp đầu tiên, tiếp theo là GDP không dầu và sau đó tổng thu nhập, dựa trên
giả định rằng các biến số chi tiêu đáp ứng với một sự thay đổi trong trạng thái của nền kinh tế với độ trễ,
trong khi GDP không dầu đáp ứng thay đổi đồng thời (contemporaneous) trong biến chi tiêu, thu nhập được
sắp xếp cuối cùng trên cơ sở là nó là một biến bị động phản ứng đồng thời với những thay đổi về tình trạng
của nền kinh tế. Chúng tôi cũng ước lượng đặc điểm kỹ thuật thay phiên nhau để thứ tự GDP phi dầu mỏ
trước các biến chi tiêu, và/hoặc thứ tự thu nhập đầu tiên, kết quả là định tính mạnh mẽ với những thay đổi
trong đặc điểm kỹ thuật. Các thử nghiệm chẩn đoán (Diagnostic tests) cho thấy không có bằng chứng về sự
không bình thường, tương quan nối tiếp bậc nhất, hoặc Hiệp phương sai không đồng nhất
(heteroskedasticity) (m ột bài toán kinh tế lượng trong đó phương sai của sai số trong một m ô hình hồi quy
không đồng nhất giữa các quan sát) trong các sai số, cho phép chúng tôi rút ra kết luận từ kết quả VECM.
4. Kết quả
Mô hình tổng chi.
Kết quả cho mô hình VECM dựa trên tổng chi được thể hiện trong Bảng 5. Nếu chúng ta bình thường hóa
các hệ số trên GDP non-oil trong mối quan hệ đồng liên kết làm một, mối quan hệ ước tính có thể được biểu
diễn như sau [t-statistics trong dấu ngoặc]:
LYt= 5.235 + 0.66 LEXt – 0.15 LRt + 0.041t
[6.25] [1.37] [14.43]
Hệ số ước tính 0,66 chi tiêu của chính phủ cho thấy một sự gia tăng 1 phần trăm trong chi tiêu chính phủ sẽ
làm tăng GDP non-oil 0,66 phần trăm, nơi mà tác động ước lượng mang ý nghĩa thống kê. Hệ số theo thời
gian cũng là tích cực(dương) và ý nghĩa (significant), cho thấy tăng trưởng non-oil GDP do tiến bộ công
nghệ và/hoặc các yếu tố ngoại sinh khác. Trong khi ảnh hưởng dài hạn của sự gia tăng trong tổng thu của

trên GDPnon-oil là một, kết quả có thể được biểu diễn như sau [t-statistics được đưa ra trong dấu ngoặc
đơn]:
LYt = 5.071 + 0.507 LCUt + 0.182LCAt – 0.127LRt +0.041t
[5.017] [2.275] [1.396] [5.334]
Cả chi thường xuyên và chi tiêu vốn là có ý nghĩa và tích cực liên quan đến GDP non-oil trong dài hạn. Hệ
số ước lượng về xu hướng thời gian lại một lần nữa có ý nghĩa và tích cực/dương, cho thấy vai trò của tiến bộ
công nghệ và /hoặc các thay đổi ngoại sinh khác. Một lần nữa, mối quan hệ dài hạn giữa thu nhập và non-oil
GDP được ước lượng là tiêu cực/âm, nhưng không có ý nghĩa thống kê. Như hệ số ước tính về các điều
khoản ECM thể hiện trong bảng cho thấy, các biến nội sinh điều chỉnh với độ lệch từ trạng thái cân bằng
trong giai đoạn trước với một tốc độ tương đối nhanh chóng, mặc dù các hệ số này được ước tính là chỉ có ý
nghĩa thống kê trong các phương trình GDP non-oilvà chi thường xuyên.
Hình 2 trình bày các chức năng phản ứng xung lực từ mô hình, một lần nữa với khoảng tin cậy 95% thu được
bằng cách sử dụng Hall bootstrap. Trong khi một cú sốc đối với chi thường xuyên không đồng thời ảnh
hưởng đến GDP non-oil, nó có một tác động tích cực, ý nghĩa và lâu dài chủ yếu trong giai đoạn 1-5 năm đầu
tiên sau cú sốc. Ngược lại, một cú sốc đối với chi tiêu vốn không ảnh hưởng đáng kể đến GDP non-oilcho
đến khoảng hai năm sau cú sốc, và mặc dù có một tác động tích cực đáng kể trong những năm thứ 2-4, sau
đó tác động chỉ có ý nghĩa thống kê ranh giới. Phân tách phương sai (không thể hiện) cũng cho thấy chi
thường xuyên đóng một vai trò quan trọng hơn trong việc giải thích những biến động trong GDP non-oilhơn
chi tiêu vốn: Với thời gian 5 năm, các cú sốc đến chi thường xuyên giải thích 54% dự báo phương sai trong
GDPnon-oil, trong khi những tài khoản chi tiêu vốn chỉ 16%. Kết quả này có thể là do thực tế là chi thường
xuyên bao gồm các loại chi tiêu khác như đào tạo, học bổng, R & D, và tiền lương của người lao động lớn
trong khu vực công, cái ảnh hưởng ngay lập tức vào các nhu cầu về hàng hóa và dịch vụ sản xuất trong nước.
Mặt khác, sự đóng góp hạn chế của chi tiêu vốn trong việc giải thích sự biến đổi của GDP non-oilcó thể phản
ánh chi tiêu vốn vào các dự án white-elephent, nhập khẩu trang thiết bị quân sự, điều có thể không đáng kể
hay tiêu cực đến tác động tăng trưởng (Al-Jarrah, 2005). Gợi ý này có thể hữu ích khi mở rộng phân tích này
bằng cách phân tách chi tiêu chính phủ ra thành các yếu tố 'sản xuất' và "phi sản xuất", và sẽ được thực hiện
trong các nghiên cứu tương lai.
5. Kết luận
Tóm lại phân tích trên cho thấy việc tăng chi tiêu chính phủ góp phần quan trọng trong việc tăng GDP non-
oil ở Ả Rập Saudi cho dù chi tiêu có được tính bằng tổng của chi tiêu vốn và chi thường xuyên hay không.