Đang tải... (xem toàn văn)
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 KHĨA VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở ARAP SAUDI Ghazi A Joharji Martha A Starr May 2010 GVHD: TS SỬ ĐÌNH THÀNH HỌC PHẦN: TÀI CHÍNH CƠNG Nhóm – Lớp Ngân hàng Đêm – K22 DANH SÁCH NHĨM Phạm Cơng Doanh (0973881244) Nguyễn Thị Thùy Dương Nguyễn Anh Khoa Nguyễn Ngọc Hàn Võ Thị Thùy Tp Hồ Chí Minh, tháng năm 2013 -2- CHÍNH SÁCH TÀI KHĨA VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở ARAP SAUDI Ghazi A Joharji Martha A Starr May 2010 Tóm tắt Có tranh luận lớn có hay khơng việc chi tiêu phủ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Theo mơ hình kinh tế đại, việc chi tiêu phủ cung cấp nguồn lực sản xuất nâng cao suất để phát triển kinh tế dài hạn Theo mơ hình tăng trưởng nội sinh, việc tăng chi tiêu phủ làm cho kinh tế phát triển cách nhanh chóng nhờ có hiệu ứng lan tỏa tích cực vào đầu tư nguồn vốn vật chất và/hoặc người Bài nghiên cứu tìm hiểu mối quan hệ chi tiêu phủ kết GDP phi dầu mỏ Arập Saudi Sử dụng công thức chuỗi thời gian liệu từ năm 1969 -2005, thấy gia tăng chi tiêu phủ có ảnh hưởng chiều có ý nghĩa dài hạn vào tốc độ tăng trưởng kinh tế ước tính hiệu việc chi thường xuyên (CU) cao so với chi đầu tư (CA) Kết nghiên cứu chứng minh đầu tư phủ vào dự án sở hạ tầng sản xuất hiệu dự án đầu tư vào nâng cao quản lý hoạt động phủ hỗ trợ sức mua Tác giả thảo luận lý có Arap Saudi đồng thời đưa số sách JEL codes: E62, O40, O53 Từ khóa: Chính sách tài khóa, tăng trưởng, Arap Saudi Vui lịng gửi thư đến: Ghazi Joharji, trường Đại học Mỹ, Phòng Kinh tế, 4400 Massachusetts Avenue NW, Washington, DC 20016 Email: gjoharji@american.edu Chúng biết ơn John Willoughby, Walter Park người tham gia buổi MEEA Hiệp hội Khoa học xã hội 2010 họp Atlanta, cho ý kiến có giá trị phiên trước viết Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -3- 1.GIỚI THIỆU Tăng trưởng kinh tế yếu tố quan trọng tiêu phúc lợi kinh tế Tuy nhiên vai trị sách tài khóa việc kích thích tăng trưởng kinh tế chưa hiểu rõ Theo quan điểm mơ hình kinh tế đại, tốc độ tăng trưởng sản lượng dài hạn định tăng trưởng cung ứng lao động, tích trữ vốn thay đổi khoa học cơng nghệ Nếu sách tài khóa khuyến khích tiết kiệm hay đầu tư làm thay đổi tỉ số cân vốn cận biên (vốn/sản lượng), tốc độ tăng trưởng kinh tế tăng theo trình chuyển đổi kinh tế làm cho thu nhập bình quân đầu người tăng lên mức cao hơn, nhiên gia tăng ngắn hạn mà khơng có hiệu dài hạn dài hạn trở mức cũ Năm 2004 Turnovsky đưa mơ hình kinh tế đề cập đến việc thay đổi thuế suất có tác động dài hạn đến tăng trưởng kinh tế Trái lại, mơ hình tăng trưởng nội sinh gia tăng chi tiêu phủ làm tăng trưởng kinh tế bền vững tác động tràn tích cực vào đầu tư vốn/ vốn người Trong mơ hình tăng trưởng kinh tế nội sinh, Dalgaard, Kreiner (2003) , Howitt (2000), Eicher Turnovsky (1999) dự đốn tác động sách tài khóa đến phát triển kinh tế tạm thời tốc độ nhanh chậm Từ mơ hình nghiên cứu cho sách tài khóa có tác động dài hạn đến phát triển kinh tế trở nên có vai trị quan trọng để cân nhắc xem có nên thiết lập hay khơng có mức độ ảnh hưởng thời gian ảnh hưởng Bài nghiên cứu kiểm chứng mối quan hệ việc chi tiêu phủ (EX) số GDP phi dầu mỏ trường hợp Arập Saudi Việc xác định có hay khơng sách tài khóa ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng kinh tế quan trọng trường hợp Arập Saudi Nó đưa vai trò quan trọng doanh thu từ dầu mỏ (R) nhằm thúc đẩy phát triển kinh tế phi dầu mỏ Bằng cách sử dụng số liệu chuỗi thời gian, kiểm chứng thay đổi EX ảnh hưởng đến số GDP phi dầu mỏ giai đoạn từ năm 1969 đến 2005 Đây giai đoạn mà EX có lúc thắt chặt có lúc mở rộng, với thay đổi luân phiên ước lượng mức độ ảnh hưởng sách tài khóa đến sản lượng ngắn dài hạn Nghiên cứu Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -4- gia tăng EX có tác động tích cực lâu dài tăng trưởng kinh tế Có bất ngờ Arập Saudi, hiệu đầu tư vốn vào sở hạ tầng suất sản xuất khơng đạt hiệu việc tăng cường quản lý hoạt động phủ hỗ trợ cho tiêu dùng Phần nghiên cứu điểm lại lý thuyết trước sách tài khóa tăng trưởng kinh tế Phần thứ trình bày phương pháp nghiên cứu, kỹ thuật liệu nghiên cứu Phần thứ trình bày kết cuối đưa kết luận Những nghiên cứu trước sách tài khóa tăng trưởng kinh tế Đã có số lượng đáng kể nghiên cứu mối quan hệ sách tài khóa tăng trưởng kinh tế, bao gồm biện pháp tài khác nhau, cách thức sử dụng quốc gia sử dụng phương pháp cắt ngang, bảng, chuổi thời gian, phương pháp hồi quy Trong nghiên cứu 41 nhà nghiên cứu, họ khám phá tác động sách tài khóa đến phát triển kinh tế dài hạn, có 17% cho thấy mối quan hệ chiều biện pháp khác sách tài khóa tăng trưởng kinh tế, 29% cho thấy mối quan hệ ngược chiều 54% không cho thấy mối liên hệ Trong kết cho biết chi tiêu đầu tư vào giáo dục sở hạ tầng có hiệu mạnh đến tăng trưởng, đồng thời khơng có tương đồng tác động sách tài khóa Do đó, nhiều nghiên cứu phám xem hình thức chi tiêu cơng có ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế Những nghiên cứu dự đốn loại hình chi tiêu phủ tác động đến tăng trưởng theo kênh truyền dẫn khác Chẳng hạn, chi tiêu đầu tư vào sở hạ tầng làm tăng yếu tố sản xuất chi tiêu vào giáo dục dịch vụ y tế cải thiện nguồn vốn nhân lực Trong hình thức trợ cấp đầu tư vào qn đội lại khơng có tác dụng làm tăng suất.2 Theo phương pháp truyền thống chi tiêu cơng chủ yếu vào tiêu dùng chi thường xuyên(CU) , so với đầu tư chi đầu tư (CA) , giả định phương pháp tiếp cận See Bose et al (2003) and Eken et al (1997) for discussion See for example Barro (1990), Barro and Sala-i-Martin (1990), and Al-Jarrah (2005) Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -5- thúc đẩy tăng trửơng kinh tế nhanh so với trước Ví dụ, Gupta phân tích liệu 39 quốc gia có thu nhập thấp năm 90, quốc gia có chi phí cho tiền lương cao tăng trưởng có khuynh hướng thấp đi, chi đầu tư khoản chi phi lương cao tăng trưởng có khuynh hướng cao Dù vậy, Gupta lưu ý chi đầu tư thúc đẩy tăng trường nhiều so với chi thường xuyên, nhiên có số khoản chi thường xuyên tốt cho tăng trưởng (giáo dục huấn luyện, R&D) Ttrong số dự án đầu tư cơng “white-elephants” Cùng quan điểm này, Devarajan nghiên cứu mối quan hệ thành phần chi tiêu công tăng trưởng 43 quốc gia phát triển giai đoạn 1970-1990 nhận thấy khơng có ảnh hưởng đáng kể tổng chi tiêu công đến tăng trưởng kinh tế Nhưng xét thành phần chi tiêu kết lại trái ngược, chi tiêu cơng có tác động chiều đầu tư cơng Đầu tư cơng có tác động ngược chiều, cụ thể đầu tư vào giao thông truyền thơng Tác giả giải thích kết vấn đề việc đầu tư dự án công với mức lợi nhuận biên tiêu cực.3 Tuy nhiên có vài ý kiến khơng đồng tình với kết luận Devarajan, vài lĩnh vực đầu tư công Fedderke Albala-Bertrand and Mamatzakis xem xét tác động việc đầu tư vào sở hạ tầng phát triển dài hạn Nam Phi Chi lê cách sử dụng mơ hình vector hiệu chỉnh kết nhận thấy tác động chiều Cùng phương thức đó, M’Amania Morrissey kiểm tra trường hợp Keynes khoảng thời gian 1964-2002 cho thấy tác động chiều đầu tư công vào tăng trưởng Hauqe Kim sử dụng mơ hình nghiên cứu ổn định mơ hình nghiên cứu ngẫu nhiên để phân tích liệu điều khiển 15 quốc gia phát triển giai đoạn 1970-1987 cho thấy đầu tư vào giao thông vận tải truyền thơng đen lạm hiệu tích cực tăng trưởng kinh tế Tương tự, Easterly bà Rebelo sử dụng liệu chéo liệu bảng mẫu khác 100 nước kết luận đầu tư vào giao thông vận tải truyền thông có tác động mạnh mẽ vào tăng trưởng Sử dụng bảng liệu Sử dụng bảng số liệu 15 nước phát triển, Ghosh Gregoriou (2006) chứng minh kết Devarajen (1996) Tanzi Schuknect (1995) cho mối quan hệ chi tiêu tăng trưởng khơng đơn điệu, chi tiêu vượt q 30% GDP có tác động bất lợi đến tăng trưởng kinh tế Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -6- cho 28 nước phát triển năm 1981-1991, Dessus Herrera thấy tích lũy vốn cơng có tác động đến tăng trưởng dài hạn Những phát liên quan đến hình thức chi tiêu phủ tác động đến tăng trưởng đa dạng Sử dụng liệu bảng 120 nước phát triển, Baldacci thấy đầu tư vào nguồn nhân lực (Ví dụ: giáo dục, sức khoẻ…) hiệu tăng trưởng kinh tế cao Baffes Shah nghiên cứu mối quan hệ việc phân bổ chi tiêu công theo ngành tăng trưởng, sử dụng mẫu 21 quốc gia có thu nhập thấp trung bình từ năm 1965 đến 1984 Họ nhận thấy số quốc gia điều tra đầu tư vốn phát triển người có tính co giãn cao nhất, đầu tư vào sở hạ tầng mức độ thấp đầu tư vào quân đội mức độ co giãn khơng có Nghiên cứu cụ thể trường hợp Arập Saudi, Al-Jarrah kiểm tra mối quan hệ chi tiêu quốc phòng tăng trưởng kinh tế giai đoạn 1970-2003 phương thức chuỗi thời gian Có chứng cho thấy mối tác động chiều, chi tiêu quốc phòng nhiều làm giảm tăng trưởng kinh tế dài hạn Điều phù hợp với nghiên cứu nước phát triển.4 Sử dụng liệu hàng năm giai đoạn 19702001, Al-Obaid điều tra mối quan hệ tổng chi tiêu phủ tiêu GDP thực để đánh giá tính hiệu lực định luật Wagner - nội dung định luật nói phát triển kinh tế dẫn đến gia tăng chi tiêu công Kiểm định đồng liên kết cho thấy mối tương quan dài hạn chi tiêu công GDP GDP đầu người, điều phù hợp với định luật Wagner Sử dụng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất, Al-Yousif cho thấy quy mơ phủ ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế: Nếu quy mơ phủ tính tỷ lệ thay đổi chi tiêu phủ có tác động chiều đến tăng trưởng kinh tế; quy mơ phủ tính tỷ lệ chi tiêu phủ GDP 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 GDP phi dầu mỏ chi tiêu công Kết kiểm định đề xuất Xem báo cáo Al-Jarrah (2005) The first definition of size is due to Ram (1986), while the second is due to Landau (1983) Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -7- tác động chiều có ý nghĩa đồng thời chi tiêu công tăng trưởng phi dầu mỏ, theo đó, chi tiêu cơng tăng 1% GDP phi dầu mỏ tăng tương ứng 0.5% Trái lại, Ghali sử dụng phương pháp vecto hồi quy kiểm định quan hệ nhân Granner nhận thấy chứng cho thấy chi tiêu cơng làm tăng sản lượng dù xét tổng chi tiêu công xét riêng trường hợp chi thường xuyên hay chi đầu tư Có hai vấn đề hạn chế việc nghiên cứu mối quan hệ tăng trưởng kinh tế hình thức chi tiêu phủ Arập Saudi Thứ nhất, nghiên cứu trước nhằm phân tích biến tài khóa ảnh hưởng đến tăng trưởng ngăn hạn (dùng phương pháp tự hồi quy VAR) dài hạn (dùng mơ hình đồng liên kết) Rủi ro nghiên kiểm định mối quan hệ nhân chi tiêu công tăng trưởng kinh tế sử dụng ngắn hạn dài hạn Thứ vấn đề hạn chế ngân sách dài hạn Bởi chi tiêu phủ phải cân nguồn thu ngân sách dài hạn, trình phân tích bỏ qua vấn đề dẫn đến việc phóng đại ảnh hưởng việc mở rộng chi tiêu công đến tăng trưởng Chẳng hạn trường hợp Bose cộng sự, họ kiểm tra chi tiêu công theo lĩnh vực (giáo dục y tế) theo hình thức (đầu tư hay tiêu dùng) 30 nước phát triển Kết họ thấy việc đầu tư vào giáo dục y tế tổng chi phí đầu tư (capital spending) tác động tích cực đến tăng trưởng Tuy nhiên họ kết hợp ngân sách giới hạn, có tổng chi tiêu đầu tư đầu tư vào giáo dục có ảnh hưởng chiều đến tăng trưởng Vì vậy, tác giả thêm vào biến tài khác (như doanh thu thuế) để tránh kết thiếu sót Để kiểm tra tác động sách tài khóa đến tăng trưởng Arập Saudi, sử dụng phương pháp đồng liên kết áp dụng với nghiên cứu khác (Ví dụ: M’Amanja Morrissey, Fasano Wang) có ích tác động đặc trưng ngắn hạn mối quan hệ dài hạn sản lượng phi dầu mỏ, tổng doanh thu phủ, cách đo lường khác chi tiêu phủ Chúng đặt câu hỏi cần nghiên cứu : Thứ nhất, chi tiêu phủ có ảnh hưởng tích cực đến tỷ lệ tăng trưởng GDP phi dầu mỏ dài hạn hay không ? Và vấn đề thứ là: Tác động chi đầu tư phủ đến tăng trưởng GDP phi đầu mỏ có nhiều so với chi thường xuyên dài hạn hay Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -8- khơng? Phần tiếp sau mơ tả phương pháp, đặc điểm kỹ thuật liệu sử dụng để tiến hành nghiên cứu Phương pháp, kỹ thuật liệu Theo phương pháp nghiên cứu đồng liên kết Johansen (1992, 1988), biến ưu tiên sử dụng để phản ánh mối quan hệ đồng liên kết dài hạn biến động ngắn hạn thể qua chế điều chỉnh sai số, có cơng thức sau: Trong đó: Yt vectơ cột n biến nội sinh, Zt vectơ cột m biến ngoại sinh, Δ khác biệt, sai số ngẫu nhiên (white noise processes6) với trung bình hiệp phương sai cho tổng ma trận n x n tương ứng với phương sai phần dư phương trình Ma trận chứa thông số cho độ trễ - p, ma trận quan hệ dài hạn biến Trong ma trận chứa đựng thông tin mối có hạng ma trận giảm (r ≤ (n-1)), chia thành αβ’, ma trận α bao gồm tốc độ hiệu chỉnh hệ số cân β’ ma trận dài hạn hệ số Trong trường hợp này, quan tâm chúng tơi việc ước tính tính thay đổi chi tiêu phủ ảnh hưởng đến thay đổi GDP phi dầu mỏ Chi tiêu phủ đo tổng tiêu (Total expenditure EX) thông qua hai thành phần nó, gồm chi thường xuyên (Current expenditure CU) chi đầu tư (Capital expenditure CA)7 (Định nghĩa chi tiết biến nguồn liệu bảng 1).8 Những biến xử White noise: sai số ngẫu nhiên Chi phí đầu tư có liên quan đến hoạt động đầu tư phủ chủ yếu sử dụng cho cơng trình xây dựng vay vốn hàng hoá trung gian Chi thường xuyên bao gồm chi tiêu cho chi phí thường xuyên lương, quản lý, trợ cấp chuyển giao, hoạt động dịch vụ bảo trì 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 Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -9- lý biến nội sinh, với tổng thu nhập phủ (Total Govermment Revernue R), R đưa vào phân tích để đại diện cho giới hạn ngân sách Ở A Rập Saudi, 80% tổng thu nhập phủ từ dầu mỏ Biến ngoại sinh, tác giả đề cập tới giá dầu giới (Word price of oil - OP) tỷ lệ mậu dịch (Terms of trade - TOT); OP lấy giai đoạn thời, TOT lấy trễ năm Trên sở giá dầu tăng cao có khả có hiệu ứng đồng thời lên biến nội sinh (đặc biệt số tài chính), tác dụng việc thay đổi tỷ lệ mậu dịch (TOT) phải nhiều thời gian có tác dụng Trong phân tích kinh tế lượng, tất biến lấy Logs Dữ liệu sử dụng lấy từ báo cao hàng năm giai đoạn từ năm 1969 đến 2005 Bảng 1: Miêu tả biến nguồn liệu Abbr Y R EX CU CA Biến GDP phi dầu mỏ Tổng thu nhập CP Tổng chi tiêu CP Chi thường xuyên CP Chi đầu tư CP Đơn vị tính Billions of constant Saudi Riyals (converted to 1999 terms using the consumer price index) OP Giá dầu giới US$ deflated by the CPI for industrial countries TOT Tỷ lệ mậu dịch Ratio of indices of ex imports prices Nguồn liệu Annual reports, Saudi Arabian Monetary Agency; and reports on Achievement of the evelopment Plans, Ministry of Economy and Planning IMF, International Financial Statistics Book Annual reports, Saudi Arabian Monetary Agency and authors’ calculations Lý thuyết kinh tế dự đoán rằng, dài hạn, gia tăng tổng chi tiêu thu nhập có liên quan đến tổng hợp điều kiện kinh tế, tổng chi tiêu thu nhập trình bày mơ hình GDP phi dầu mỏ Sự tồn vector đồng liên kết mối quan hệ dài hạn giữ biến, đó, độ lệch ngắn hạn với dài hạn phản ánh qua quan hệ hiệu chỉnh sai số Ví dụ, giới hạn ngân sách thời gian dài hạn, chi phí doanh thu dự kiến chia sẻ xu hướng chung, chênh lệch hai biến số lớn so với mối quan hệ lâu dài chúng, biến hai điều chỉnh để thu hẹp chênh lệch khôi phục cân dài hạn Organization for Social Insurance (GOSI) Lack of comprehensive information on these institutions does not allow the presentation of consolidated general government accounts Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -10- Để xác định thứ tự liên kết biến mơ hình, tiến hành kiệm định nghiệm đơn vị với số phương pháp như: Augmented Dickey-Fuller (ADF) PhillipsPerron, với Kwiatkowski, Phillips, Schmidt Shin (KPSS) Trong đó, tính dừng giả thuyết khơng (null hypothesis), kiểm dinh Ng Perron thiết kể để giải vấn đề có tính thấp (low power) sai lệch kích cỡ phép kiểm định truyền thống (traditional tests) Như trình bày bảng 2, hầu hết trường hợp, phép kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy tính dừng biến trường hợp KPSS, loại bỏ tính dừng) họ loại bỏ nghiệm đơn vị khác biệt chúng (hoặc trường hợp KPSS, không loại bỏ tính dừng)9 Như vậy, biến có liên kết thứ tự, chúng tơi tiến hành với mơ 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 Có hai trường hợp ngoại lệ, Những mối quan tâm GDP phi dầu mỏ, nơi kiểm định ADF đề nghị tính dừng mức độ đăng nhập định KPSS cho thấy khơng có tính dừng ghi khác biệt đầu tiên, có chứng hỗn hợp đây, chúng tơi thực tìm kiếm nghiên cứu khác (ví dụ, Fasano Wang, 2001) Nghiên cứu GDP phi dầu mở loại bỏ tính dừng mức độ tính dừng khác biệt Thứ hai mức độ log giá dầu, mà tính dừng khơng thể bác bỏ kiểm định KPSS Một lần nữa, với lợi kiểm định Ng-Perron kích thước tính liệu chuỗi với khoảng hữu hạn, lựa chọn cấc kết quan trọng Ng-Perron Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -11- Với hai mơ hình tổng chi tiêu mơ hình phân biệt chi đầu tư chi thường xuyên, tiêu chuẩn thông tin Schwartz rằng, chiều dài độ trễ tối ưu 110 Để kiểm tra giả thuyết liên quan đến số lượng vector đồng liên kết, tác giả sử dụng thống kê Trace thông kê Eigenvalue tối đa (Maximum Eigenvalue)11 Bảng 3: Unrestricted cointegration rank test for total expenditure model Trace Test Hypothesized No of CE(s) Trace Eigenvalue Statistic Maximum Eigenvalue Test MaxEigen 0.05 0.05 Critical Value Prob.** Statistic Critical Value Prob.** None 0.497 43.492* 2.915 0.044* 24.037 25.823 0.085 At most 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 Hypothesized No of CE(s) Trace Eigenvalue Statistic Maximum Eigenvalue Test 0.05 Max-Eigen 0.05 Critical Value Prob.** Statistic Critical Value Prob.** None 0.627 66.614* 63.876 0.029* 34.475* 32.118 0.025* At most 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 cho thấy có quan hệ đồng liên kết nhân tố xác định liệu phương trình đồng liên 10 Một chiều dài độ trễ tối đa ba coi cho tần số hàng năm liệu cần thiết phải bảo tồn mức độ tự 11 These statistics are compared with the critical values in Osterwald-Lenum (1992) MacKinnon et al (1999) also provide similar Pvalues Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -12- kết hay VAR Ngồi ra, xu hướng bao gồm phương trình đồng liên kết với lí tăng trưởng bị ảnh hưởng biến ngoại sinh phát triển công nghệ, giả định hợp lý trường hợp ẢRập Saudi Chi tiết thống kê Trace Eigenvalue dựa kiểm định đồng liên kết Jonansen trình bày bảng Cuối cùng, chúng tơi sử dụng biến đồng liên kết để tính tốn mơ hình VECM Bước cho phép điều tra nghiên cứu mối quan hệ dài hạn tác động ngắn hạn biến có liên quan Ngồi ra, cịn cung cấp chứng trực tiếp mối quan hệ nhân Ví dụ: Nếu biến đồng liên kết, mơ hình sai số hiệu chỉnh xây dựng theo Engle Granger (1987) sau: Trong đó, y1t y2t biến đồng liên kết, Δ khác biệt, m n chiều dài độ trễ biến, ecmt biểu thị phần dư mơ hình đồng liên kết, λ1ecmt phần cân bằng, µ1t µ2t sai số Việc trình bày hàm số tác động phản ứng dựa kết mơ hình, xác định nhân tố phổ biến điều kiện sai số thực cách sử dụng phân tích Cholesky, phân tích cho tất tác động nhân tố phổ biến tới biến đặt hệ thống VECM Trong trường hợp đường sở, biến chi tiêu đặt hàng đầu tiên, GDP phi dầu mỏ sau tổng doanh thu, dựa giả định biến chi phí phản ứng thay đổi trạng thái kinh tế với độ trễ, GDP phi dầu mỏ phản ứng thay đổi lúc với biến chi phí, doanh thu đặt cuối với lý biến phản ứng thụ động, biến động đồng thời với thay đổi với tình trạng kinh tế Chúng tơi ước tính chi tiết kỹ thuật thay để GDP phi dầu mỏ trước biến chi tiêu đặt doanh thu đầu tiên, kết chất lượng mạnh mẽ với thay Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -13- đổi thống kê.12 Kết khơng có chứng khơng bình thường, thứ tự tương quan nối tiếp, heteroskedasticity lỗi ( dịch vậy, hiểu so cho dung em khơng bít), cho phép chúng tơi rút kết luận từ kết VECM Kết Mô hình tổng chi tiêu Kết cho mơ hình VECM dựa mơ hình tổng chi tiêu trình bày bảng Nếu chúng tơi bình thường hóa hệ số GDP phi dầu mỏ mối quan hệ đồng liên kết tới 1, mối liên hệ tính tốn trình bày sau: [thống kê t dâu ngoặc đơn] Hệ số ước lượng chi tiêu phủ 0.66 có nghĩa phủ tăng chi tiêu thêm 1% thúc đẩy GDP phi dầu mỏ tăng thêm 0.66%, ảnh hưởng tính tốn có ý nghĩa thơng kê Hệ số xu hướng thời gian tích cực có ý nghĩa, cho thấy tăng trưởng GDP phi dầu mỏ tiến công nghệ yếu tố ngoại sinh khác Trong ảnh hưởng dài hạn gia tăng tổng doanh thu phủ GDP phi dầu mỏ ước tính tiêu cực khơng có ý nghĩa mặt thống kê Theo ước lượng ecm bảng 5, GDP phi dầu mỏ tổng doanh thu hiệu chỉnh phủ nhanh chóng lệch từ trạng thái cân chúng so với giai đoạn trước với tốc độ tương ứng 32% 40%; tổng chi tiêu hiệu chỉnh với tốc độ chậm 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 thực số phân phối ý nghĩa định hướng mối quan hệ biến ngắn hạn Chú ý rằng, nhạy cảm để đưa giả định phụ thuộc vào mức độ biến đổi tương quan biến; tương quan yếu biến đổi; vấn đề đưa Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -14- Table 5: VECM estimates for the total expenditure model Cointegrating Eq: CointEq1 LY(-1) LEX(-1) LR(-1) Trend C Error Correction: Ecm t-1 ΔLYt-1 ΔLEXt-1 ΔLRt-1 C ΔLTOTt ΔLOPt Adj R-squared F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion Diagnostic tests for the VECM residual Jarque-Bera test for normality Serial correlation LM test White heteroskedasticity test 1.0000 -0.6605 [-6.2511] 0.1504 [ 1.3666] -0.0414 [-14.433] -5.2346 ΔLYt -0.3206 [-3.9260] 0.3501 [ 3.3442] -0.1341 [-1.8198] 0.1811 [ 3.5938] 0.0495 [ 4.8091] -0.0538 [-1.6534] 0.0659 [ 2.3796] 0.7590 18.8418 65.0157 -3.3152 -3.0041 ΔLEXt 0.0167 [ 0.0678] 0.7013 [ 2.2173] 0.1362 [ 0.61201] -0.1374 [-0.9027] -0.0058 [-0.1855] 0.2402 [ 2.4439] 0.4340 [ 5.1876] 0.6005 9.5167 26.3181 -1.1039 -0.7928 112.18 -4.9822 -3.8713 ΔLRt -0.4010 [-1.0908] -0.3298 [-0.6999] -0.1826 [-0.5507] -0.1218 [-0.5369] 0.0835 [ 1.8008] 0.1790 [ 1.2226] 0.9030 [ 7.2448] 0.6457 11.3255 12.3651 -0.3066 0.0045 P value 0.4032 0.7435 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 Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -15- Tuy nhiên, hệ số ecm, phương trình GDP phi dầu mỏ với mức ý nghĩa 5%, cho thấy hiệu chỉnh ngắn hạn diễn chủ yếu thông qua GDP phi dầu mỏ, thay chi tiêu tăng trưởng doanh thu Điều phản ánh mục tiêu kế hoạch phát triển Arap Saudi, thúc đẩy khu vực kinh tế tư nhân động lực hàng đầu để đa dạng hóa kinh tế lên từ dầu mỏ với mục tiêu tạo công ăn việc làm đáng kể cho thị trường lao động Saudi Để hiểu tác động việc hiệu chỉnh thay đổi biến nội sinh khác nhau, Hình trình bày hàm phản ứng cho thấy biến nội sinh khác phản ứng để độ lệch chuẩn không đổi cú sốc đến biến, với độ tin cậy 95% dựa khoản 2000 lần lập lại phương pháp Hall bootstrap 13 Kết cho thấy thay đổi tổng chi tiêu phủ có liên quan tới gia tăng chi tiêu phủ vài năm tới, hội tụ điểm cao hơn; điều phản ánh trùy trệ lập ngân sách (line-item budgeting) truyền thống, mức chi tiêu ngân sách kế thừa từ ngân sách trước Trong cú sốc ảnh hưởng tới chi tiêu phủ khơng đồng thời ảnh hướng đến GDP phi dầu mỏ tại, sau năm ảnh hưởng trở nên tích cực, đáng kể tăng năm trước mức cuối Tuy nhiên, cú sốc tới GDP phi dầu mỏ không không ảnh hưởng có hệ thống tới chi tiêu phủ, trái với mong đợi từ sách tài khoán phản chu kỳ Lưu ý răng, phân tích phương sai (khơng hiển thị) cú sốc tới chi tiêu Chính Phủ đóng vai trị quan trọng việc giải thích biến động GDP phi dầu mỏ trung dài hạn:trong cú sốc tới tài khoản chi tiêu phủ 3.7% sai số dự báo GDP phi dầu mỏ dự báo tầm năm, chúng tính tốn khoản 71.3% sai số dự báo tầm năm 81.8% 10 năm sau Điều hỗ trợ giả thuyết chi tiêu 13 Phương pháp phân tích bootstrap tập hợp số kĩ thuật phân tích dựa vào nguyên lí tái chọn mẫu (resampling) để ước tính thơng số mà phương pháp thống kê truyền thống khơng có giải đáp Phương pháp bootstrap Giáo sư Bradley Efron thuộc Đại học Stanford phát triển từ cuối thập niên 1970s, đến máy tính trở nên thơng dụng thành phương pháp phổ biến phân tích thống kê Sự đời phương pháp phân tích bootstrap đánh giá cách mạng quan trọng thống kê học, giải nhiều vấn đề mà trước tưởng khơng thể giải Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -16- phủ có tác ảnh hưởng tích cực tương đối quan trọng phát triển GDP phi dầu mỏ Mơ hình chi thường xun chi đầu tư Kết cho mơ hình phân chia tổng chi tiêu thành chi thường xuyên chi đầu tư trình bày bảng Nếu lần chúng tơi bình thường hóa mối quan hệ đồng liên kết cách hạn chế hệ số GDP phi dầu mỏ 1, kết trình bày sau (thống kê t dấu ngoặc đơn) Cả chi thường xuyên chi đầu tư có ý nghĩa có quan hệ chiều với GDP phi dầu mở dài hạn Hệ số tính tốn theo xu hương thời gian lần có ý nghĩa tác động ngược chiều, cho thấy vai trị tiến cơng nghệ thay đổi ngoại sinh khác Đồng thời mối quan hệ dài hạn doanh thu GDP phi dầu mỏ tính tốn ngược chiều khơng có ý nghĩa thống kê Theo tính tốn hệ số điều kiện ecm cho thấy bảng số, biến nội sinh hiệu chỉnh để lệch từ vị trí cân thời gian trước với tỷ lệ tương đối nhanh, số tính tốn có ý nghĩa thống kê phương trình GDP phi dầu mỏ chi thường xuyên Biều đồ trình bày hàm phản ứng với độ cậy 95% thu cách sử dụng phương pháp Hall bootstrap Trong cú sốc tới chi thường xuyên không ảnh hưởng đồng thời tới GDP phi dầu mỏ tại, dấu hiệu tích cực, ảnh hưởng đáng kể lâu dài chủ yếu giai đoạn từ 1-5 năm sau cú sốc Ngược lại, cú sốc tới chi đầu tư ảnh hưởng không đáng kể tới GDP phi dầu mỏ năm sau cú sốc, có ảnh hưởng chiều đáng kể từ 2-4 năm, sau tác động có ý nghĩa thống kê Phân tích phương sai (khơng hiển thị) chi thường xun đóng vai trị quan trọng việc giải thích biến động GDP phi dầu mỏ chi đầu tư: từ -5 năm Ví dụ, cú sốc tới chi thường xuyên giải thích 54% phương sai GDP phi dầu Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -17- mỏ, chi tiêu vốn chiếm 16% Kết thể thực tế chi thường xuyên bao gồm nhiều loai chi tiêu huấn luyện, học bỏng, R&D, lương cán nhân viên khu vực công rộng lớn, chúng cung cấp đến nhu cầu sản xuất hàng hóa dịch vụ nước Table 6: VECM estimates for current and capital expenditure model Cointegrating Eq: CointEq1 1.0000 LY(-1) -0.5074 LCU(-1) [-5.0173] -0.1817 LCA(-1) [-2.2752] 0.1272 LR(-1) [ 1.3964] -0.0413 Trend [-5.3338] -5.0710 C Error Correction: DLY DLCU 0.4851 -0.4020 CointEq1 [ 2.1411] [-4.7433] 0.6062 0.4181 DLY(-1) [ 2.3655] [ 4.3619] 0.1215 -0.1375 DLCU(-1) [ 0.7037] [-2.1279] 0.2797 -0.0460 DLCA(-1) [ 2.7458] [-1.2075] -0.2683 0.1973 DLR(-1) [-1.9203] [ 3.7744] 0.0115 0.0458 C [ 0.4550] [ 4.8505] 0.1511 -0.0500 DLTOT(-1) [ 1.7592] [-1.5578] 0.3986 0.0684 DLOP [ 5.4562] [ 2.5013] Adj R-squared 0.7923 0.6425 F-statistic 19.5297 9.7285 Log likelihood 68.2590 33.8384 Akaike AIC -3.4434 -1.4765 Schwarz SC -3.0879 -1.1210 Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion Diagnostic tests for the VECM residual Jarque-Bera test for normality Serial correlation LM test Nhóm – NHD1 – K22 DLCA -0.2547 [-0.5000] 0.9660 [ 1.6768] 0.3327 [ 0.8570] -0.0609 [-0.2659] -0.4797 [-1.5272] -0.0553 [-0.9751] 0.5585 [ 2.8933] 0.7255 [ 4.4175] 0.4718 5.3385 5.4877 0.1436 0.4991 DLR -0.2748 [-0.6761] -0.0523 [-0.1138] -0.5000 [-1.6140] 0.0725 [ 0.3968] -0.0518 [-0.2068] 0.0816 [ 1.8040] 0.1550 [ 1.0067] 0.8559 [ 6.5313] 0.6535 10.1587 13.3906 -0.3080 0.0475 134.8327 -5.5904 -3.9462 P value 0.1476 0.7758 GVHD: TS Sử Đình Thành -18White 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 đóng góp có giới hạn chi đầu tư việc giải thích thay đổi GDP phi dầu mỏ phán ánh chi đầu tư dự án không hiệu nhập thiết bị quân đội Điều hữu ích nhằm mở rộng phân tích cách phân chia chi tiêu phủ thành yếu tổ “sản xuất” “phi sản xuất”, thực báo tương lai Kết luận Tóm lại, phân tích chúng tơi cung cấp chứng cho thấy gia tăng chi tiêu Chính phủ có tác động chiều đến gia tăng GDP phi dầu mỏ Ả Rập Saudi dù chi tiêu đo lường tổng hợp hay phân thành chi thường xuyên chi đầu tư Những kết phù hợp với nghiên cứu Al-Yousif (2000) Kireyev (1998), hai nhà nghiên cứu tìm thấy tác động chiều chi tiêu Chính phủ GDP phi dầu mỏ Ả Rập Saudi Họ đối chiếu với điều Al-Jarrah (2005), người tìm thấy tác động ngược chiều chi tiêu quân đội, điều Ghali (1997), kết nghiên cứu ông không giải điều Điều thú vị là, kết tác động chi tiêu thường xuyên cho tăng trưởng có ý nghĩa chi đầu tư, trái ngược với quan điểm thường gặp Có thể hình dung, điều phản ánh mơ hình đầu tư công thúc đẩy tốc độ phát triển tối ưu, Ví dụ tiêu chuẩn phi kinh tế sử dụng việc lựa chọn dự án kinh tế vấn đề quản lý ưu đãi làm suy yếu trở lại đầu tư công Điều cho thấy rằng, từ quan điểm phát triển, thích hợp để phân tích chi tiêu cơng đến sở hạ tầng trì cải thiện, thay bắt đầu dự án với loại nhuận khơng chắn Thật khơng may, thủ tục cho việc phân loại chi tiêu vốn không phân biệt loại chi tiêu (nhưng thay chia quan dự án Chính Phủ) khơng thể xác định thành phần đầu tư cơng mà làm giảm đóng góp cho phát triển Điều cho thấy cải cách hệ thống phân loại ngân sách có giá trị cho việc đảm bảo đầu tư công tăng cường lực sản xuất phi dầu mỏ quốc gia Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -19- Cuối cùng, cần lưu ý Chính phủ Á Rập Saudi cố gắng chặn lại tác động thay đổi đột ngột chi tiêu Chính phủ hoạt động phi dầu mỏ cách mở rộng vai trò khu vực tư kinh tế trì sách tài khóa cách linh hoạt Bên cạnh vai trò chi tiêu Chính phủ phát triển lĩnh vực phi dầu mỏ, mở rộng vai trị khu vực tư cần phải xem xét sách liên quan đến việc chuyển giao trách nhiệm khu vực công khu vực tư Để khuyến khích khu vực tư phát triển cao hơn, Chính phủ cần tiếp tục nỗ lực điều chỉnh cấu để khuyến khích đa dạng hóa kinh tế, mở rộng thị trường nội địa cho nhà đầu tư nước tham gia loại bỏ biến động giá nước, cải thiện hiệu khu vực cơng Kích thích điều chỉnh sách tạo thuận lợi cho phát triển khu vực tư , cho Chính phủ hội để tập trung vào việc cung cấp hàng hóa cơng mà khơng cung cấp đầy đủ cho khu vực tư Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -20- 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 Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành -21- 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 Nhóm – NHD1 – K22 GVHD: TS Sử Đình Thành .. .-2 - CHÍNH SÁCH TÀI KHĨA VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở ARAP SAUDI Ghazi A Joharji Martha A Starr May 2010 Tóm tắt Có tranh luận lớn có hay khơng việc chi tiêu phủ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Theo... Thành -3 - 1.GIỚI THIỆU Tăng trưởng kinh tế yếu tố quan trọng tiêu phúc lợi kinh tế Tuy nhiên vai trị sách tài khóa việc kích thích tăng trưởng kinh tế chưa hiểu rõ Theo quan điểm mơ hình kinh tế... for current and capital expenditure model Cointegrating Eq: CointEq1 1.0000 LY (-1 ) -0 .5074 LCU (-1 ) [-5 .0173] -0 .1817 LCA (-1 ) [-2 .2752] 0.1272 LR (-1 ) [ 1.3964] -0 .0413 Trend [-5 .3338] -5 .0710 C