Jurnal Ekonomi Malaysia 52(1) 2018 269 - 281
http://dx.doi.org/10.17576/JEM-2018-5201-22
Pengaruh Tindakan Afirmatif kepada Agihan Kekayaan antara Etnik di Malaysia
(The Influence of Affirmative Action on the Distribution of Wealth among Ethnic in Malaysia)
Muhammad Najit Sukemi
Universiti Malaysia Terengganu
Madeline Berma
Shamsul Amri Baharuddin
Faridah Shahdan
Universiti Kebangsaan Malaysia
ABSTRAK
Tindakan afirmatif merupakan mekanisme penyelesaian konflik dalam situasi ketegangan etnik dan ketidakseimbangan
sosioekonomi. Di Malaysia, tindakan afirmatif dilaksanakan melalui Dasar Ekonomi Baru (DEB) mulai 1970 bagi
menangani ketidakseimbangan ekonomi dan ketidaksetaraan kekayaan antara etnik melalui agihan semula ekuiti dengan
matlamat 30% dimiliki Bumiputra dan 40% dimiliki bukan Bumiputra. Setelah kira-kira 40 tahun perlaksanaannya,
matlamat agihan ekuiti masih gagal dicapai. Namun, adakah perlaksanaan tindakan afirmatif memberi kesan kepada
agihan kekayaan bagi setiap etnik. Oleh itu, kajian ini bertujuan untuk menilai pengaruh tindakan afirmatif kepada
agihan kekayaan antara etnik di Malaysia. Kajian ini menggunakan data ekuiti mengikut etnik bagi tempoh 1969 hingga
2012 dan diuji menggunakan pendekatan Autoregrasi Lat Tertabur (ARDL). Dapatan menunjukkan perlaksanaan tindakan
afirmatif mempunyai pengaruh dalam mempengaruhi agihan kekayaan antara etnik dalam jangka masa pendek dan
jangka masa panjang. Kajian juga membuktikan agihan kekayaan antara kumpulan etnik diagihkan melalui ekonomi
yang berkembang dan bukannya melalui pengambilan hak milik etnik lain terutamanya etnik Cina dan dipindahkan
kepada Bumiputra.
Kata Kunci : Tindakan afirmatif; ekuiti; liberalisasi sektor kewangan; etnik
ABSTRACT
Affirmative action is a mechanism of conflict resolution in situation of ethnic tensions and socio-economic imbalances.
In Malaysia, affirmative action was implemented through a New Economic Policy (NEP) from 1970 to address economic
imbalances and wealth inequality among ethnics through the distribution of the equity with the goal of 30% Bumiputerasowned and 40% non-bumiputera owned. After 40 years of implementation, the goal of equity distribution still yet to
be achieved. However, does the implementation of affirmative action affects the distribution of wealth for each ethnic
groups? Thus, this study aims to evaluate the influence of affirmative policies to the distribution of wealth between
ethnic groups in Malaysia. This study will use equity data for ethnicity holdings for a period from 1969 to 2012 and
will be tested using the Autoregressive distributed lag (ARDL) approach. The findings show the implementation of
affirmative action has significant influence in affecting the distribution of wealth between ethnic groups in the short
term and the long term. The study also proves the wealth distribution between ethnic groups was distributed through
growing economy rather than through the acquisition of the other ethnic ownership, especially Chinese ethnic was
later and transferred to the Bumiputeras.
Key Words: Affirmative action; equity; liberalization of financial sector; ethnic
INTRODUCTION
Isu ketidaksetaraan agihan pendapatan dan kekayaan
bukanlah sesuatu isu baharu di mana ia telah dibincangkan
sejak 2000 tahun yang lalu. Ahli falsafah Plato dalam
bukunya bertajuk Republik menyatakan impak jurang
kekayaan kepada sesebuah masyarakat di mana akan
berlaku perpecahan dan kekacauan sekiranya jurang
kekayaan semakin melebar antara golongan terkaya
dan golongan termiskin. Isu ini turut dibincangkan oleh
ahli-ahli falsafah lain seperti Aristotle dan Ibnu Khaldun
serta ahli-ahli ekonomi seperti Adam Smith, Karl Marx
dan Joseph Stiglitz.
Kekayaan sering kali diertikan sebagai ekuiti.
Ekuiti bermaksud keadilan di mana setiap individu
menerima apa yang menjadi haknya. “Keadilan”
didefinisikan sebagai “Justice as Fairness” di mana ia
tidak bermaksud sama rata, tetapi agihan berasaskan
kepada keperluan yang telah ditetapkan (Rawls 1971).
Dalam bidang Perakaunan, ekuiti merujuk nilai modal
yang disumbangkan oleh pemilik manakala dalam
ekonomi, ekuiti bermaksud satu keadaan atau situasi di
270
mana setiap orang memperoleh apa yang menjadi haknya
(kesetaraan pendapatan dan kekayaan) meliputi peluang
kehidupan yang sama tanpa mengira identiti, pendapatan
asas dan minimum, dan komitmen untuk agihan semula.
Menurut Harding (1996), untuk mencapai kesetaraan
dalam agihan, ekuiti mesti dicapai terlebih dahului
sebelum kesetaraan dapat dicapai. Agihan yang seimbang
antara generasi akan menjamin kesetaraan agihan
pendapatan dan kekayaan bagi generasi berikutnya
melalui pembangunan modal manusia yang lebih tinggi
dan meningkatkan pertumbuhan ekonomi (Alesina &
Rodrik 1994; Perotti 1996; Persson & Tabellini 1994;
Romer 1986). Agihan kekayaan yang tidak adil dan
seimbang, bukan sahaja mengakibatkan pertumbuhan
ekonomi yang lebih rendah dalam jangka masa panjang
tetapi turut mengakibatkan wujudnya konflik sosial,
politik, perpecahan, kekacauan dan huru-hara dalam
masyarakat (Chua 2003; OECD 2008). Bagi mewujudkan
agihan pendapatan dan kekayaan yang cekap dan adil,
campur tangan kerajaan amat penting bagi menangani
dan mengatasi masalah kegagalan pasaran melalui
perlaksanaan pelbagai dasar meliputi perlaksanaan
tindakan afirmatif.
Tindakan afirmatif sering dikonsepkan sebagai
mekanisme penyelesaian konflik dalam situasi
ketegangan etnik dan ketidakseimbangan sosioekonomi. Ia didefinisikan sebagai langkah-langkah
terancang bagi memperbetulkan kepincangan serta
ketidakadilan sosial dan ekonomi kesan daripada
pemerintahan atau dasar pada masa lepas yang telah
mendiskriminasikan kumpulan-kumpulan tertentu dalam
sesebuah masyarakat berbilang etnik. Ia merupakan satu
dasar berbentuk intervensi (campurtangan langsung
Kerajaan) yang mempunyai matlamat sama seperti
dasar “peluang yang sama (equal opportunity)”,
tetapi berbeza dari sudut pendekatan (Burstein 1994).
Perlaksanaannya merupakan salah satu strategi bagi
menangani ketidaksetaraan pendapatan dan kekayaan,
ekonomi, sosial dan ketidakadilan lampau antara
kumpulan etnik khususnya di negara berbilang etnik.
Ia berbentuk diskriminasi positif dengan mengambil
kira pelbagai faktor seperti etnik, warna kulit, agama,
jantina, orentasi seksual, asal usul negara, kelas sosial
dan status kecacatan agar mencapai peluang yang sama
(equal apportunity) dalam apa jua bidang meliputi
pekerjaan, pendidikan, kesihatan dan perniagaan
(kontrak awam) yang bertentangan dengan kesan
diskriminasi sejarah.
Tindakan Afirmatif dilaksanakan hampir di
kebanyakan negara di dunia seperti Fiji, India, Malaysia,
Ireland Utara, Afrika Selatan, Sri Lanka dan Amerika
Syarikat dan bilangannya bertambah dari setahun ke
setahun serta menghasil keputusan yang berbeza-beza
dan memerlukan pembuktian lanjut (Gomez & Premdas
2013; Stewart et al. 2007). Ini kerana, tidak wujud satu
kaedah yang tepat bagi menangani permasalahan ini
kerana setiap negara berhadapan dengan situasi yang
Jurnal Ekonomi Malaysia 52(1)
berbeza dan memerlukan kaedah penyelesaian yang
berbeza. Perlaksanaannya bertujuan untuk menangani
ketidaksetaraan mendatar antara kumpulan etnik melalui
3 kaedah berbeza iaitu kaedah langsung, kaedah tidak
langsung dan integrasi antara kedua-duanya (Stewart
et al. 2007). Malaysia dan Ireland Utara merupakan
antara contoh terbaik bagaimana tindakan afirmatif
menyumbang kepada penurunan ketidaksetaraan
ekonomi dan sosial seterusnya membawa keharmonian
di dalam masyarakat (Stewart & Brown 2006).
DASAR AFIRMATIF DI MALAYSIA
Di Malaysia, ketidaksetaraan agihan pendapatan dan
kekayaan antara etnik telah menjadi isu terbuka dan
disedari sejak zaman penjajahan Inggeris lagi. Ini
terbukti melalui kewujudan unsur-unsur tradisi dalam
Perlembagaan Persekutuan (kontrak sosial) yang memberi
hak dan keistimewaan kepada orang Melayu/Bumiputra
dan anak negeri Sabah dan Sarawak melalui Perkara 153.
Bagi menangani ketidaksetaraan dan mewujudkan agihan
yang adil dan saksama, pelbagai dasar dan strategi telah
dilaksanakan Kerajaan bagi meningkatkan pertumbuhan
ekonomi dan memperbaiki ketidakseimbangan ekonomi
dan sosial tetapi, ia turut mengakibatkan impak negatif
seperti pembangunan yang tidak seimbang, melebarkan
jurang ketidaksetaraan agihan pendapatan dan kekayaan
dan peminggiran antara etnik serta jurang antara bandardesa dan wilayah (Snodgrass 1980).
Impak tragedi berdarah 13 Mei 1969, Kerajaan telah
melaksanakan tindakan afirmatif melalui Dasar Ekonomi
Baru ( DEB ) bagi menangani ketidakseimbangan
ekonomi dan ketidaksetaraan pendapatan dan kekayaan
antara etnik melalui agihan semula ekuiti dengan
matlamat 70% ekuiti dimiliki rakyat Malaysia dengan
30% dimiliki Bumiputra dan 40% dimiliki rakyat
Malaysia yang lain. Perlaksanaan tindakan afirmatif di
Malaysia agak berbeza berbanding di negara-negara lain
di mana ia dilaksanakan secara eksplisit dan terancang,
dilindungi oleh perlembagaan dan dilaksanakan untuk
membantu golongan majoriti dan bukannya golongan
minoriti (Stiglitz 2006). Berdasarkan Rancangan
Malaysia Kedua (1970), pegangan ekuiti pada 1970 bagi
Bumiputra hanya 2.4% sahaja berbanding pegangan
etnik Cina sebanyak 34.3% dan pegangan asing sebanyak
63.3%. Setelah tamatnya DEB (1971 – 1990), tindakan
afirmatif masih diteruskan dengan pengubahsuaian
dalam perlaksanaan dasar pembangunan selanjutnya
iaitu Dasar Pembangunan Nasional (1991–2000), Dasar
Wawasan Negara (2001-2010) dan Model Ekonomi Baru
(2011-2020). Kesinambungan sasaran dan semangat ini
wujud kerana DEB itu sendiri merupakan sebahagian
dari tindakan afirmatif yang telah dilaksanakan
di Malaysia.
Bagi memberikan impak yang menyeluruh, Kerajaan
melaksanakan transformasi ekonomi sebagai satu langkah
Pengaruh Tindakan Afirmatif Kepada Agihan Kekayaan Antara Etnik di Malaysia
strategik memastikan Malaysia mampu berdaya saing
dalam pasaran global dan kuasa ekonomi yang lebih
besar serta mengurangkan risiko terperangkap dalam
kelompok negara berpendapatan sederhana. Kerajaan
turut melaksanakan transformasi pentadbiran dan dasar
secara menyeluruh bagi mengurangkan perlindungan
melalui perlaksanaan dasar liberalisasi menyeluruh
secara beransur-ansur bagi mewujudkan persekitaran
ekonomi yang berdaya saing, kondusif dan mapan.
Bagi mewujudkan keterbukaan dan mengurangkan
perlindungan khususnya syarat-syarat khas bersifat
afirmatif seterusnya meningkatkan daya saing dan
daya tarikan pasaran modal Malaysia terutamanya
kepada pelabur asing, Kerajaan melaksanakan dasar
liberalisasi menyeluruh sektor kewangan bermula di
sektor pasaran modal mulai tahun 2009. Perlaksanaannya
mengakibatkan perubahan drastik dan menyeluruh dalam
syarat pemilikan ekuiti terutamanya syarat khas bagi
pemilikan ekuiti bumiputra di bawah garis panduan
Jawatankuasa Pelaburan Asing (FIC) yang telah wujud
sejak 36 tahun yang lalu sebagai sebahagian strategi
mencapai objektif pemilikan 30% ekuiti Bumiputra
dalam DEB.
Seiring dengan pelaksanaan liberalisasi pasaran
modal dan pembatalan syarat FIC, syarikat yang ingin
disenaraikan di Bursa Malaysia kini hanya perlu
memenuhi syarat keperluan asas penyenaraian yang
menetapkan pegangan saham awam sebanyak 25%. Di
bawah syarat FIC yang baru, 50% daripada 25% pegangan
saham awam hendaklah ditawarkan kepada pelabur
Bumiputra (12.5% at the best effort). Namun, jika hanya
1% sahaja daripada peruntukan saham tersebut dilanggan
oleh pelabur Bumiputra, ia masih boleh disenaraikan
tanpa sebarang masalah berbanding sebelumnya yang
mewajibkan langganan sebanyak 30% oleh pelabur
Bumiputra. Sesuatu “Initial Public Offering (IPO)” juga
boleh disenaraikan tanpa melakukan tawaran terbuka
tetapi melalui tawaran “private placement’ kepada
pelabur terpilih. Perubahan ini juga menamatkan secara
rasminya syarat pemilikan ekuiti 30% Bumiputera
dalam pemilikan ekuiti sesebuah syarikat di Bursa
Malaysia dan mengakibatkan peranan tindakan afirmatif
semakin lemah.
Sebagai dasar penstrukturan sosial ekonomi,
perlaksanaan tindakan afirmatif mempunyai nilai dan
sasaran murni serta menunjukkan banyak kejayaan.
Namun, setelah kira-kira 40 tahun perlaksanaannya,
matlamat agihan ekuiti masih gagal dicapai. Kajian
Muhammed A. K. (2012) mendapati, jurang agihan
pendapatan antara etnik terutamanya antara Bumiputera
dengan etnik cina semakin melebar dari tahun 2009
– 2012 sekali gus melenyapkan segala pencapaian
yang telah dicapai sejak sedekat yang lalu. Situasi ini
hampir menyamai situasi pada 1969/1970 di mana
ketidaksetaraan pendapatan, kekayaan dan kemiskinan
bertumpu dengan pembahagian etnik, sosial dan agama.
Wujud persoalan, adakah perlaksanaan tindakan afirmatif
271
memberi kesan kepada agihan kekayaan bagi setiap etnik.
Oleh itu, kajian ini bertujuan untuk menilai pengaruh
tindakan afirmatif kepada agihan kekayaan antara etnik di
Malaysia secara empirikal. Ia penting bagi menyumbang
kepada kajian literatur berkaitan agihan kekayaan
di Malaysia.
ULASAN LITERATUR
Kajian mengenai agihan pendapatan dan kekayaan
merupakan antara isu yang sering dibincangkan
terutamanya mengenai jurang kekayaan, ketidakadilan
dalam agihan pendapatan dan kekayaan dan penumpuan
kekayaan. Wolff (1990) mendapati, agihan kekayaan
yang tidak seimbang, di mana golongan 1% isi rumah
tertinggi memiliki purata 38.9% kekayaan dan memiliki
16.4% daripada keseluruhan jumlah pendapatan isi
rumah di Amerika Syarikat (USA) pada 1989. Bagi isi
rumah dalam golongan 10% isi rumah tertinggi, ia
memiliki hampir 85% kekayaan dan menerima lebih
50% daripada keseluruhan jumlah pendapatan isi rumah
di Amerika Syarikat. Kajian oleh Keister dan Moller
(2000) pula mendapati penumpuan kekayaan sangat
tinggi dan sangat tidak saksama di kalangan sebahagian
kecil penduduk di Amerika Syarikat (USA) sejak 1920-an
lagi di mana golongan 1% isi rumah tertinggi memiliki
purata 30% kekayaan manakala golongan 5% isi rumah
tertinggi memiliki ½ kekayaan ekonomi USA. Dapatan
menunjukkan, kemerosotan ekonomi akan menyebabkan
agihan kekayaan menjadi lebih seimbang.
Chua. (2003) berpendapat, agihan kekayaan yang
tidak adil dan seimbang, bukan sahaja mengakibatkan
pertumbuhan ekonomi yang lebih rendah dalam jangka
masa panjang tetapi turut mengakibatkan berlakunya
konflik sosial dan politik dalam masyarakat. Ini
diperakui oleh Mansor Mohd Noor (2005) di mana
konflik perkauman seperti insiden 13 Mei 1969, insiden
Kampung Rawa 1977 dan insiden Kampung Medan 2001
berlaku akibat ketidakseimbangan pembangunan dan
tadbir urus kerajaan, ketidaksetaraan antara kaum dan
wilayah negara, kemiskinan bandar dan keterpinggiran
rakyat daripada perkhidmatan kerajaan. Oleh yang
demikian, ketidakseimbangan ini perlu ditangani secara
menyeluruh bagi mengelakkan impak yang lebih teruk
dan memerlukan masa berdekad-dekad lamanya untuk
menanganinya. Kajian Oxfam (2016) menunjukkan
nilai kekayaan golongan 1% isi rumah terkaya dunia
memiliki nilai kekayaan yang sama jumlahnya dengan
jumlah keseluruhan kekayaan 80% penduduk dunia
pada 2015. Nilai kekayaan 62 orang individu terkaya
dunia menyamai nilai gabungan kekayaan separuh
daripada golongan paling miskin di dunia. Nilai kekayaan
golongan 1% terkaya dunia menguasai 44% ekonomi
dunia pada 2010 dan meningkat kepada 48% pada 2014
manakala kumpulan 80% penduduk dunia lain hanya
menguasai 5.5% kekayaan dunia.
272
Jurnal Ekonomi Malaysia 52(1)
Di Malaysia, kajian mengenai agihan kekayaan
dan etnik agak kurang dibincangkan terutamanya
melibatkan dasar afirmatif seperti DEB. Kajian-kajian
lebih menumpukan isu-isu ketidaksamaan agihan
pendapatan (Jomo & Wee 2014; Muhammed 2014),
isu-isu kemiskinan (Jomo 2004; Rogayah 2009),
isu-isu ketidaksamaan pembangunan antara wilayah
(Muhammed 2012) dan isu-isu pendidikan (HwokAun Lee 2012; Ibrahim Abu Shah 1995;) serta isu-isu
pekerjaan (Hwok-Aun Lee 2012). Kajian juga lebih
menumpukan kepada isu-isu mengenai pembentukan
Masyarakat Perniagaan dan Perindustrian Bumiputera
(MPPB) (Jesudason 1989; Mahmet 1986 ; Searle 1999).
Kekurangan kajian-kajian mengenai isu
ketidaksamaan agihan kekayaan antara kumpulan
etnik ini mungkin disebabkan oleh kekurangan data
rasmi di mana Kerajaan Malaysia mengklasifikasikan
data berkaitan agihan sebagai ‘Sulit’ terutamanya
selepas berakhirnya pelaksanaan DEB dengan hujah
bagi menghindarkan penyalahgunaan terutamanya
intreptasi data berkaitan agihan antara etnik (Ishak 2000;
Rogayah 2009).
Kajian Faaland et al. (2005) merupakan antara kajian
menyeluruh mengenai DEB di mana ia membincangkan
kesan perlaksanaan DEB kepada pertumbuhan dan
pencapaian ekonomi Bumiputra meliputi latar belakang
sosiopolitik DEB, sumbangan DEB kepada orang Melayu
dan cabaran serta peluang selepas DEB. Selepas 20 tahun
dilaksanakan, dapatan menunjukkan berlaku peningkatan
pendapatan di kalangan penduduk terutamanya penduduk
di luar bandar, menghapuskan kadar pengangguran
tidak ketara (under employment), mengurangkan kadar
kemiskinan dari 49.3% pada tahun 1970 kepada 16.5%
pada tahun 1990 dan kepada 5.7% pada tahun 2005.
METODOLOGI KAJIAN
Persamaan 1
Kajian ini menggunakan data siri masa secara tahunan
dari tahun 1969 hingga 2012 bagi data pemilikan ekuiti
mengikut etnik iaitu Bumiputra, Cina, India dan data
Keluaran Dalam Negara Kasar Perkapita. Nilai ekuiti
adalah nilai nominal bagi jumlah pemilikan hak milik
modal saham (pada nilai tara) syarikat berhad. Fungsi
asas model kajian ini adalah sebagaimana persamaan
berikut:
Y = α + β* E + γ* X + ε
masa (Shahbaz 2010). Data bagi nilai ekuiti mengikut
etnik (Bumiputera, Cina dan India) diperoleh daripada
Suruhanjaya Syarikat Malaysia, Unit Perancang
Ekonomi (EPU) dan data-data yang diterbitkan dalam
Rancangan Malaysia bermula dari Rancangan Malaysia
ke 2 (RMKe2), 1970 hingga Rancangan Malaysia ke 11
(RMKe11), 2011. Namun, data terkini bagi pemilikan
ekuiti mengikut etnik dikategorikan sulit (Ishak 2000;
Rogayah, 2008). Data bagi Keluaran Dalam Negara
Kasar Perkapita pula diperoleh daripada Indikator
Pembangunan Dunia (Bank Dunia 2015) manakala
pemboleh ubah dami adalah tindakan afirmatif (AA).
Bagi menjayakan objektif kajian, beberapa siri
ujian akan dilaksanakan meliputi ujian kepegunan
bagi mengesan tahap kepegunan data siri masa
sebelum penganggaran model kajian dilaksanakan.
Dua bentuk ujian kepegunan dilaksanakan iaitu ujian
Dickey dan Fuller (1981); dan Philip dan Perron
(1988) bagi memastikan ke semua pemboleh ubahpemboleh ubah kajian pegun sebelum disusuli dengan
analisis kointegrasi. Semua penganggaran ujian-ujian
dilaksanakan menggunakan dua perisian utama iaitu
Econometric Views (E-Views) versi 9 dan Stata. Bagi
ujian kointegrasi, pengkaji akan mengaplikasikan
pendekatan Model Autoregresif Lat Tertabur (ARDL) yang
diperkenalkan oleh Pesaran et. al (2001) dan Narayan
(2004) di mana perlaksanaannya mempunyai kelebihan
berbanding ujian-ujian kointegrasi terdahulu yang
mana ia berupaya membantu memperbetulkan korelasi
bersiri (Pesaran dan Shin, 1999). Selain itu, ia boleh
diaplikasikan tanpa mengira sama ada pemboleh ubah
bersandar adalah I(1) atau I (0) dan lebih sesuai digunakan
jika bilangan sample kajian adalah kecil (Pesaran et.al,
2001). Perlaksanaan ujian ARDL dalam kajian ini adalah
berasaskan kepada empat persamaan berikut :
(1)
Di mana, Y adalah Keluaran Dalam Negara Kasar
Perkapita, E adalah Ekuiti Ikut Etnik, X adalah lain-lain
pemboleh ubah meliputi pemboleh ubah pepatung dan
adalah ralat. Nilai ukuran bagi pemboleh ubah adalah
Ringgit Malaysia ( RM) manakala semua pemboleh
ubah kajian diolah dalam formasi logaritma bagi tujuan
penganggaran. Pengolahan data kepada formasi logaritma
(log) dilaksanakan bagi menghasilkan keputusan yang
lebih baik dan mengurangkan ketajaman dalam data siri
q
p
∆lnY = α0 + ∑ α1 ∆lnYt–i + ∑ α2∆lnBumiputrat–j +
r
i=1
s
j=0
∑ α3∆lnCinat–k + ∑ α4∆lnIndiat–l +
k=0
t
l=1
∑ α5∆lnAAt–m + π1 lnYt–i + π2 lnBumiputrat–i +
m=0
π3 lnCinat–i + π4 lnIndiat–i + π5AAt–i + εt
Persamaan 2
(2a)
p
∆lnBumiputra = α0 + ∑ α1 ∆lnBumiputrat–i +
p
i=1
p
∑ α2∆lnCinat–i + ∑ α3∆lnIndiat–k +
i=1
p
p
i=1
i=1
i=1
∑ α4∆lnYt–l + ∑ α5∆AAt–m +
π1lnBumiputrat–i + π12lnCinat–i +
π13lnIndiat–i + π14lnYt–i + π5AAt–i + εt
(2b)
Pengaruh Tindakan Afirmatif Kepada Agihan Kekayaan Antara Etnik di Malaysia
Persamaan 3
p
∆lnCina = α0 + ∑ α1∆lnCinat–i +
q
i=0
r
∑ α2∆lnBumiputrat–j + ∑ α3∆lnIndiat–k +
j=0
s
t
l=0
m=0
k=0
∑ α4∆lnYt–l + ∑ α6∆AAt–m + π1lnCinat–i +
π2lnBumiputrat–i + π3lnIndiat–i+ π4lnYt–i +
π5AAt–i + εt
(2c)
Persamaan 4
p
∆India = α0 + ∑ α1∆lnIndiat–i +
q
i=0
r
∑ α2∆lnBumiputrat–j + ∑ α3∆lnCinat–k +
j=0
s
t
l=0
m=0
k=0
∑ α4∆lnYt–l + ∑ α6∆AAt–m + π1lnIndiat–i +
π2lnBumiputrat–i + π3lnCinat–i+ π4lnYt–i +
π5AAt–i + εt
(2d)
Di mana Δ adalah tahap pembezaan pertama, Y
mewakili Keluaran dalam Negara Kasar Perkapita,
AA mewakili perlaksanaan tindakan afirmatif dan εt
adalah terma residual dalam tempoh masa ‘t’ kajian.
Tahap pemilihan lat bagi penganggaran model ARDL
berasaskan kepada Kriteria Maklumat Akaike (AIC).
Untuk menentukan tahap “bound” bagi penganggaran
model ARDL, ujian statistik-F digunakan dan nilai yang
diperoleh dibandingkan dengan nilai kritikal yang
diperkenalkan oleh Pesaran et. al (2001). Hipotesis bagi
menguji kewujudan hubungan jangka masa panjang bagi
persamaan (2a – 2d) adalah sebagaimana berikut :
H0: π1 = π2 = π3 = π4 = π5 = 0
H1: π1 ≠ π2 ≠ π3 ≠ π4 ≠ π5 ≠ 0
(3)
(4)
Kajian ini juga mengadaptasikan pendekatan
model penganggaran ARDL - ECM bagi mengesan
kewujudan hubungan jangka masa pendek dan tahap
penyelarasan pemboleh ubah kajian. Bagi mengukur
arah penyebab sesama pemboleh ubah, pendekatan
penyebab Granger (1969) yang diolah dalam kerangka
model ARDL-ECM dilaksanakan di mana ia merupakan
gabungan ujian statistik χ 2 dengan tahap lat yang
pelbagai berasaskan Kriteria Maklumat Schwarz (SBC).
Hubungan penyebab Granger ARDL-ECM jangka masa
panjang ditentukan melalui tahap signifikan koefisien
pembetulan ralat (ECTt–1) manakala, hubungan penyebab
Granger jangka masa pendek ditentukan melalui ujian
gabungan statistik χ2. Model Granger ARDL-ECM adalah
seperti berikut:
lnYτ
δ1
lnBumiputraτ
δ2
lnCinaτ
= δ3 +
lnIndiaτ
δ4
AA
δ5
273
δ11,1
δ21,1
δ31,1
δ41,1
δ51,1
δ12,1 δ13,1 δ14,1
δ22,1 δ23,1 δ24,1
δ32,1 δ33,1 δ34,1
δ42,1 δ43,1 δ44,1
δ52,1 δ53,1 δ54,1
lnYτ
lnBumiputraτ
lnCinaτ
+ ...
lnIndiaτ
AA
δ11,i δ12,i δ13,i δ14,i
δ21,i δ22,i δ23,i δ24,i
δ31,i δ32,i δ33,i δ34,i
δ41,i δ42,i δ43,i δ44,i
δ51,i δ52,i δ53,i δ54,i
∆lnYτ–1
∆lnBumiputraτ–1
+
∆lnCinaτ–1
∆lnIndiaτ–1
∆AA
ε1,r
ε2,r
ε3,r
ε4,r
ε5,r
δ15,1
δ25,1
δ35,1
δ45,1
δ55,1
δ16,1
δ26,1
δ36,1
δ46,1
δ56,1
δ17,1
δ27,1
δ37,1
δ47,1
δ57,1
δ15,i δ16,i δ17,i
δ25,i δ26,i δ27,i
δ35,i δ36,i δ37,i
δ45,i δ46,i δ47,i
δ55,i δ56,i δ57,i
φ1
φ2
φ3 x ECTt–1 +
φ4
φ5
(5)
Di mana, Δ mewakili pemboleh ubah dalam formasi
pembezaan pertama, ε t mewakili terma ralat yang
diandaikan bebas daripada gangguan penganggaran serta
bertaburan secara normal. Nilai ECTt–1 pula mewakili
tahap penyelarasan jangka masa pendek sehingga
mencapai keseimbangan jangka masa panjang melalui
penganggaran model ARDL dengan syarat, nilai koefisien
ECTt–1 mestilah bernilai negatif serta signifikan bagi
mengesahkan kewujudan hubungan jangka masa panjang
antara Y, Bumiputra, Cina, India dan AA.
PENEMUAN EMPIRIK KAJIAN
Dalam melaksanakan analisis kointegrasi, ujian
kepegunan adalah ujian asas yang dijalankan sebelum
ujian-ujian selanjutnya di mana dua bentuk ujian
kepegunan dilaksanakan iaitu ujian Augmented DickeyFuller (ADF) dan ujian Phillips-Perron (PP). Hasil ujian
kepegunan berdasarkan ADF dan PP ditunjukkan dalam
Jadual 1 di mana dapatan menunjukkan keempat-empat
pemboleh ubah pegun pada aras ke ertian berbeza-beza
antara 1%, 5% dan 10% pada tahap I(0). Pada peringkat
pembezaan pertama (I(1)), ke semua pemboleh ubah
pegun pada aras ke ertian berbeza-beza antara 1%
dan 5%.
Bagi ujian kepegunan PP, dapatan menunjukkan
pada tahap I(0) hanya 3 pemboleh ubah pegun pada
aras keertian 1% dan 10% manakala pemboleh ubah Y
tidak pegun. Namun, pada pembezaan pertama (I(1)),
ke semua pemboleh ubah pegun pada aras keertian
274
Jurnal Ekonomi Malaysia 52(1)
berbeza-beza pada 1% dan 10%. Hasil ujian kepegunan
ini menunjukkan kajian boleh diteruskan dengan ujianujian selanjutnya. Hasil keputusan ujian kepegunan
adalah seperti Jadual 1.
JADUAL 1. Keputusan Ujian Kepegunan ADF dan PP
Pemboleh Ubah
Ujian ADF
Ujian P - P
T Statistik
T Statistik
Panel 1 : Peringkat Paras [I(0)]
–3.2816(0)***
–3.2896 [3]***
–4.8270 (1)*
–4.6336 [0]*
lnIndia
–3.7663 (1)**
–3.3205 [3]***
lnY
–3.2384 (5)***
–2.1240 [1]
lnBumiputra
lnCina
Panel 2 : Peringkat Pembezaan Pertama [I(1)]
∆lnBumiputra
–4.8459 (0)*
–4.7562 [5]*
∆lnCina
–4.5696 (1)*
–1.8360 [1]***
∆lnIndia
–3.7027(1)**
–1.9375 [0]***
∆lnY
–5.3078 (0)*
–5.3079 [1] *
Nota : *, ** dan *** masing-masing menunjukkan signifikan pada aras
1%, 5% dan 10%.
Angka dalam ( ) dan [ ] masing-masing adalah struktur lat dipilih
berdasarkan Kriteria Maklumat Schwarz (SIC) dan bandwidth
berdasarkan Newey-West menggunakan Bartlett Kernel.
Bagi mengesan hubungan kointegrasi jangka
panjang sesama pemboleh ubah kajian, ujian Bounds
ARDL dilakukan. Pemilihan ujian ARDL ini kerana
pendekatan ini agak sinonim dengan analisis data siri
masa yang singkat sebagaimana dinyatakan oleh Pesaran
et. al. (2001) dan Narayan (2004). Jadual 2 menunjukkan
keputusan ujian Bounds ARDL di mana nilai statistik-F
yang diperoleh bagi ke semua hipotesis nol berjaya ditolak
pada aras keertian 1% bagi pemboleh ubah Bumiputra
dan pada aras keertian 10% bagi pemboleh ubah Cina,
India dan KDNK perkapita. Sesuatu hipotesis nol akan
ditolak jika nilai statistik-F yang dianggarkan lebih besar
daripada nilai Kritikal I (0) dan I (1) dalam nilai kritikal
yang diperkenalkan oleh Pesaran et. al (2001). Hasil ujian
menunjukkan wujud hubungan jangka panjang di antara
pemilikan ekuiti etnik Bumiputra, Cina, India, KDNK
perkapita dan perlaksanaan tindakan afirmatif.
Bagi mengukur tahap hubungan jangka pendek dan
jangka panjang antara sesama pemboleh ubah, ujian
kointegrasi versi ARDL-ECM telah dilakukan. Dapatan
kajian yang diperoleh boleh dibahagikan kepada 2
tempoh waktu iaitu jangka pendek dan jangka panjang.
Keputusan ujian kointegrasi model ARDL-ECM jangka
pendek ditunjukkan sebagaimana Jadual 3 di bawah.
Dapatan menunjukkan dalam jangka pendek, semua
pemboleh ubah mempunyai hubungan yang signifikan di
antara satu sama lain. Pemboleh ubah Keluaran Dalam
Negara Kasar Perkapita dan Cina merupakan pemboleh
ubah yang mempunyai kesan positif yang paling
JADUAL 2. Keputusan Ujian Bounds ARDL
Pembolehubah
Statistik-F
Hipotesis Nol
∆lnBumiputra
8.7202*
Tolak
∆lnCina
3.1636***
Tolak
∆lnIndia
2.9648***
Tolak
∆lnY
3.9669**
Tolak
Nilai Kritikal
I (0)
I (1)
1%
2.88
3.99
5%
2.27
3.28
10 %
1.99
2.94
Nota: *, ** dan *** masing-masing menunjukkan signifikan pada aras
1%, 5% dan 10%.
Nilai Kritikal Statistik-F adalah berdasarkan kepada k =5 dan
N =36 dalam Jadual Nilai Kritikal Pesaran.et. al (2001)
dominan di antara kesemua pemboleh ubah kajian.
Bagi pemboleh ubah Bumiputra, dapatan menunjukkan
ia mempunyai hubungan dengan signifikan terhadap
pemilikan ekuiti Cina, dan KDNK Perkapita tetapi agak
lemah dengan pemboleh ubah tindakan afirmatif dan
India. Sebaliknya, pemboleh ubah Cina menunjukkan
wujud hubungan dengan signifikan terhadap pemboleh
ubah Bumiputra, KDNK Perkapita dan tindakan afirmatif.
Ini menyokong dapatan Heng dan Sieh (2000) yang
mendapati kedudukan masyarakat niaga Cina agak
tergugat sewaktu awal perlaksanaan DEB berikutan
langkah kerajaan memberi perhatian khusus kepada
usahawan Melayu/ Bumiputra.
Bagi memastikan penerusan dan daya saing
perniagaan, etnik Cina mewujudkan jalinan kerjasama
antara peniaga Cina dan elit politik dan usahawan
Melayu dan melahirkan golongan yang dikenali sebagai
pakatan “AliBaba”. Ini dibuktikan dengan hasil dapatan
yang menunjukkan etnik Cina dan India mempunyai
hubungan yang signifikan dengan dasar afirmatif yang
dilaksanakan kerajaan berbanding etnik Bumiputra. Nilai
ECT yang negatif dan signifikan bagi ujian ARDL-ECM
pula menunjukkan wujud sekurang-kurangnya satu arah
hubungan sebab-menyebab di antara semua pemboleh
ubah serta kelajuan pelarasan ke arah keseimbangan
jangka panjang. Ini mencerminkan jika berlaku kejutan
dalam pasaran yang mengakibatkan berlakunya herotan
dalam pegangan ekuiti, maka penyelarasan akan dibuat
menerusi penyesuaian pegangan ekuiti agar ia kembali
kepada keseimbangan dengan segera. Nilai ECT juga
menunjukkan tingkat penyelarasan keseimbangan di
mana bagi pemboleh ubah Bumiputra, nilai penyelarasan
adalah 0.4302% setahun berbanding pemboleh ubah Cina
yang menikmati penyelarasan 2 kali ganda penyelarasan
berbanding etnik Melayu iaitu 0.8338% setahun.
Keputusan ujian kointegrasi model ARDL- ECM
jangka panjang ditunjukkan sebagaimana Jadual 4 di
bawah. Dapatan menunjukkan dalam jangka panjang,
hanya etnik Cina mempunyai hubungan yang signifikan
Pengaruh Tindakan Afirmatif Kepada Agihan Kekayaan Antara Etnik di Malaysia
275
JADUAL 3. Keputusan Ujian Kointegrasi Model ARDL-ECM Jangka pendek
Pemboleh ubah
(Tempoh lat )
Bumiputra
(3,3,4,2,4)
∆lnBumiputrat
Cina
(4,2,2,4,4)
India
(3,1,3,4,1,)
Y
(2,4,3,4,4,4)
0.3817
(7.6218)*
–0.1023
(–1.5104)
–04140
(–5.7870)*
∆lnBumiputrat–1
–0.3157
(–3.7411)*
0.3074
(4.519)*
–0.3295
(–3.9612)
–0.2330
(–3.6431)**
∆lnBumiputrat–2
–0.4298
(–5.2430)*
0.3672
(6.3206)*
–0.3666
(5.1999)*
–0.4909
(–8.0496)*
∆lnBumiputrat–3
–0.2276
(–3.4209)**
0.4030
(6.3587)*
–0.2792
(–2.3173)**
∆lnCinat
0.7528
(5.1313)*
∆lnCinat–1
–0.8216
(–4.0378)*
∆lnCinat–2
1.7472
(7.0449)*
∆lnIndiat
–0.1402
(–1.1563)
–0.0502
(–0.6146)
∆lnIndiat–1
1.6358
(8.1119)*
–0.3969
(–3.2471)**
∆lnIndiat–2
–0.9495
(–4.3176)*
∆lnIndiat–3
1.1553
(5.6026)*
∆lnYt
–0.9789
(–5.2575)*
0.3034
(3.1009)**
–0.4830
(–3.3815)*
∆lnYt–1
–0.5307
(–4.8461)*
0.3290
(4.2603)*
–0.6874
–4.6658)*
∆lnYt–2
0.0240
(0.2996)
–0.6848
(4.9581)*
∆lnYt–3
0.2917
(4.1515)*
–0.4302
(–3.777)*
–0.1807
(4.2885)*
0.4808
(3.9674)**
–1.1197
(–8.3269)*
1.0383
(11.9855)*
1.1083
(11.8482)*
–0.1083
(–1.3612)
1.0597
(7.4131)*
0.7835
(5.8409)*
0.2143
(1.7444)
–0.9221
(–7.8417)*
0.4711
(5.1789)*
–0.3037
(–3.9787)**
∆AAt
–0.0236
(–0.5916)
–0.0967
(–3.8767)*
∆AAt–1
–0.0699
(–1.6999)
–0.0993
(–3.7728)*
0.1645
(4.6818)*
∆AAt–2
0.0582
(1.5768)
–0.1423
(–5.0697)*
0.1866
(5.7184)*
∆AAt–3
0.2585
(8.3665)*
–0.1421
(–5.9784)*
0.2277
(6.6580)*
ECTt–1
–0.4302
(–13.8508)*
–0.8338
(–8.7564)*
–0.4611
(–7.8744)*
–0.0483
(–2.0501)
–0.6883
(–9.3420)*
Nota: *, ** dan *** masing-masing menunjukkan signifikan pada aras 1%, 5% dan 10%.
Nilai dalam ( ) merujuk kepada nilai t-ststistik
yang positif dengan etnik India dan Keluaran Dalam
Negara Kasar Perkapita berbanding pemboleh ubahpemboleh ubah yang lain. Hasil kajian ditunjukkan
dalam Jadual 4.
Bagi memastikan model ARDL-ECM yang dianggarkan
ini tidak dikekang oleh masalah asas ekonometrik,
beberapa ujian diagnostik sebagaimana yang dicadangkan
oleh Pesaran et al. (2001) dilaksanakan seperti ujian
korelasi bersiri, ujian normaliti, ujian heterokedasiti,
RESET dan keseimbangan diagram CUSUM. Umumnya,
kesemua pemboleh ubah tidak mengalami sebarang
masalah diagnostik seperti masalah serial correlation
276
Jurnal Ekonomi Malaysia 52(1)
JADUAL 4. Keputusan Ujian Kointegrasi Model ARDL-ECM Jangka panjang
Pemboleh ubah
Bumiputra
lnBumiputra
Cina
India
Y
–0.1697
(–0.9980)
0.3410
(1.4079)
0.0567
(0.1532)
0.2958
(0.8538)
1.1206
(1.4291)
lnCina
2.6840
(0.8801)
lnIndia
–1.7754
(–0.8880)
0.6796
(5.8034)*
lnY
–0.5503
(0.2423)
0.7573
(3.6553)*
0.6048
(1.4833)
AA
0.0069
(0.0068)
0.1475
(0.8006)
–0.3972
(–1.6377)
–0.4980
(–1.8395)
–8.5138
(2.2545)***
–0.6172
(–0.3755)
–0.6290
(–0.3229)
1.0592
(0.3014)
0.8590
0.7718
0.5473
0.8174
χ Serial
5.6349
[0.0000]*
11.2298
[0.0000]*
3.6014
[0.0008]*
10.4394
[0.0000]*
χ2 Hetero
0.8071
[0.4643]
2.2165
[0.3474]
0.5991
[0.6987]
9.2603
[0.2642]
χ2 Normality
33.3564
[0.0000]*
4.4463
[0.1083)
5.9191
[0.0518]***
0.2335
[0.8897]
C
Adj R2
2
–0.6152
(–0.9895)
Nota: *, ** dan *** masing-masing menunjukkan signifikan pada aras 1%, 5% dan 10%.
Nilai dalam ( ) merujuk kepada nilai t-ststistik
dan heteroskedasticity dalam ralat persamaan regresi
yang dianggarkan dan rajah CUSUM serta CUSUMQ yang
diperoleh tidak memberikan sebarang situasi yang
menunjukkan ia melebihi sempadan keseimbangan
penganggaran model kajian. Oleh itu, boleh disimpulkan
bahawa penganggaran Model ARDL serta pemilihan lat
menepati syarat-syarat asas model ekonometrik.
Untuk mengesahkan lagi tahap integrasi sesama
pemboleh ubah, ujian ARDL-ECM penyebab Granger
dilaksanakan. Dapatan menunjukkan wujud hubungan
penyebab Granger di antara etnik Cina dan etnik Melayu
dan di antara KDNK Perkapita dengan semua pemboleh
ubah kajian. Ini menunjukkan wujudnya interaksi antara
etnik dalam pemilikan ekuiti khususnya jalinan kerjasama
antara peniaga sebagaimana dapatan Heng Pek Koon dan
Sieh Lee Mei Ling (2000). Dapatan juga menunjukkan,
etnik Bumiputra memerlukan bantuan dan sokongan
daripada etnik Cina untuk meningkatkan ekuiti dan
meraih kejayaan dalam perniagaan.
RUMUSAN KAJIAN
Kajian ini dilaksanakan bagi menilai pengaruh tindakan
afirmatif kepada agihan kekayaan antara etnik di Malaysia
secara empirikal. Untuk mencapai agihan kekayaan yang
adil dan saksama, ia bukanlah sesuatu tugas yang mudah
dan mengambil masa yang lama berbanding perancangan
asal (satu generasi) serta memerlukan perancangan
yang teliti, menyeluruh dan dilaksanakan pada masa
yang tepat. Pencapaian agihan ekuiti mengikut etnik
terutamanya etnik Bumiputra masih rendah berbanding
ekuiti bukan Bumiputra terutamanya selepas 1990. Ini
kerana, peranan tindakan afirmatif dalam agihan ekuiti
semakin longgar dan lemah di mana syarat pemilikan
ekuiti tidak lagi di kawal dengan ketat tetapi diberi
kelonggaran terutamanya apabila ekonomi mengalami
kemerosotan seperti pada tahun 1985 (krisis komoditi)
dan krisis kewangan 1997.
Dapatan menunjukkan wujud pengaruh yang
signifikan tindakan afirmatif kepada agihan kekayaan
antara etnik di Malaysia terutamanya bagi etnik Cina dan
India dalam jangka pendek tetapi tidak signifikan dalam
jangka panjang. Ini bertepatan dengan dapatan Mohd
Ainuddin (2012) yang melihat kedinamikan perniagaan
syarikat cina Semenanjung Malaysia era Dasar Ekonomi
Baru menggunakan pendekatan Model Struktur, Gelagat
dan Prestasi (SGP) yang mendapati walaupun ia telah
memberikan 30% pemilikan saham kepada golongan
pelabur Bumiputra, ia tetap tidak menjejaskan pencapaian
perniagaan dan perkembangan pesat perniagaan Cina
impak kedinamikan dalaman dan inovasi berbanding
aspek naungan daripada pihak Kerajaan terutamanya
selepas perlaksanaan Akta Koordinasi tahun 1975 (ICA)
serta perlaksanaan garis panduan Jawatankuasa Pelaburan
Asing (FIC) yang telah mensyaratkan setiap syarikat yang
ingin disenaraikan wajib memperuntukkan 30% ekuiti
kepada pelabur Bumiputra.
Bagi etnik Bumiputra, pengaruh tindakan afirmatif
tidak begitu signifikan dalam mempengaruhi peningkatan
Pengaruh Tindakan Afirmatif Kepada Agihan Kekayaan Antara Etnik di Malaysia
277
JADUAL 5. Hasil Analisis ARDL-ECM Granger Causality
Pemboleh Ubah
Weak Causality Effects
∆lnBumiputra
∆lnBumiputra
∆lnCina
∆lnIndia
∆lnY
1.9372
[0.1747]
1.6769
[0.2119]
4.0464
[0.0393]**
2.4447
[0.1185]
4.5285
[0.0188]**
∆lnCina
4.0715
[0.0282]**
∆lnIndia
1.5300
[0.2444]
1.8846
[0.1898]
∆lnY
2.0422
[0.1575]
2.4503
[0.1068]
3.8003
[0.0251]**
0.9035
[0.4612]
Nota: *, ** dan *** masing-masing menunjukkan signifikan pada aras 1%, 5% dan 10%.
pemilikan ekuiti berbanding pengaruh etnik Cina dan
KDNK Perkapita. Sindrom kebergantungan kepada
Kerajaan dan perniagaan secara “Ali-Baba” di kalangan
etnik Bumiputra merupakan antara contoh isu ketirisan
dalam perbelanjaan Kerajaan dan penggunaan dana yang
tidak efisien serta menjurus kepada amalan siapa yang
dikenal dan bukannya berdasarkan kepada keupayaan
sebenar (tidak berasaskan merit). Ini diperakui oleh
Heng Pek Koon dan Sieh Lee Mei Ling (2000) yang
mendapati kedudukan masyarakat niaga Cina agak
tergugat sewaktu era perlaksanaan DEB berikutan langkah
Kerajaan memberi perhatian khusus kepada usahawan
Melayu/ Bumiputra. Bagi memastikan penerusan dan
daya saing perniagaan, mereka mewujudkan jalinan
kerjasama antara peniaga Cina dan elit politik Melayu
dan melahirkan golongan yang dikenali sebagai pakatan
‘AliBaba’.
Dapatan juga membuktikan, agihan kekayaan
antara etnik melalui tindakan afirmatif diagihkan
melalui ekonomi yang berkembang dan bukannya
melalui pengambilan hak milik etnik lain terutamanya
etnik Cina dan dipindahkan kepada etnik Bumiputra.
Ini bertepatan dengan prinsip asas penstrukturan
kejuruteraan sosioekonomi ini untuk mencapai sasaran
agihan pendapatan dan kekayaan melalui ekonomi
yang berkembang dan bukannya mengambil bahagian
atau hak kaum Bukan Bumiputra atau lain-lain kaum
dan dipindahkan kepada kaum Bumiputra (apa yang
diagihkan adalah datangnya daripada pertambahan saiz
kek ekonomi (pertumbuhan)). Dapatan ini menyokong
dapatan Barro (2000), Forbes (2000) dan Chen (2003)
yang mendapati pentingnya pertumbuhan ekonomi dalam
menyelesaikan isu ketidakseimbangan. Pertumbuhan
yang wujud tanpa pembangunan dan perubahan struktur
yang adil dan menyeluruh akan mengakibatkan jurang
ketidaksamaan di kalangan masyarakat semakin melebar.
Kewujudan pertumbuhan ekonomi amat penting dalam
usaha meningkatkan pendapatan dan taraf hidup rakyat,
namun ia tidak memberi jaminan yang faedahnya
dapat dinikmati secara adil dan saksama oleh semua
lapisan masyarakat. Ini berbeza berbanding pengalaman
negara Zimbabwe di bawah kepimpinan kerajaan
Mugabe dalam melaksanakan tindakan afirmatif bagi
mencapai kesaksamaan hasil melalui strategi cukai
dan “merampas” harta dan pemilikan orang kulit putih
bagi diagihkan kepada orang kulit hitam. Kesannya,
ekonomi negara Zimbabwe mengalami kemerosotan
(Sowell 2004).
Dapatan membuktikan kepentingan dan campur
tangan kerajaan dalam menangani kegagalan pasaran
dalam ekonomi dan penyusunan semula masyarakat
terutamanya dalam jangka pendek. Ishak Shari (1999)
berpendapat, kesaksamaan pembangunan yang setara
tidak akan dapat dicapai melalui pasaran tanpa campur
tangan kerajaan dalam ekonomi. Ini seiring dengan fungsi
kerajaan dalam menentukan dan melaksanakan polisi dan
dasar negara iaitu fungsi peruntukan, fungsi agihan dan
fungsi kestabilan (Musgrave 1996).
Bagi mencapai matlamat ini, negara memerlukan
bukan sahaja kadar pertumbuhan ekonomi yang tinggi
tetapi pada masa yang sama perlu memastikan wujudnya
keadilan sosial, berkongsi peningkatan pendapatan yang
saksama serta meningkatkan peluang pekerjaan. Ini
bertepatan dengan pandangan Abdul Rahman Embong
(2003) di mana pembangunan harus bersifat holistik dan
menyeluruh agar hasil pembangunan dapat dinikmati
bersama dengan setara di kalangan masyarakat dan
Kerajaan berperanan melaksanakan pembangunan dan
agihan yang saksama dan adil. Kejayaan agihan kekayaan
ini penting sebagai satu matlamat penyusunan semula
masyarakat bagi mewujudkan keseimbangan ekonomi
antara etnik, mengurangkan jurang ketidakseimbangan
ekonomi dan sosial antara kumpulan etnik sekali
gus serta menghapuskan pengenalan kaum mengikut
fungsi ekonomi.
RUJUKAN
Abdul Rahman Embong. 2003. Pembangunan dan kesejahteraan
agenda kemanusiaan abad ke 21. Syarahan perdana
jawatan profesor. Penerbit Universiti Kebangsaan
Malaysia, Bangi.
Alesina, A dan Rodrik, D. 1994. Distributive Politics and
Economic Growth. Quarterly Journal of Economics
109(2): 465–490.
278
Burstein P. 1994. Equal Employment Opportunity : Labor
Market Discrimination And Public Policy. De Gruyter
Aldine, New York.
Baroo, R. J. 2000. Inequality and Growth in a Panel of
Countries. Journal of Economic Growth Issues 5: 5–32.
Chen, B. L 2003. An Inverted-U Relationship between
Inequality and Long-Run Growth. Economics Latters
78: 205–212.
Chua, A. 2003. World on Fire : How Exporting Free-Market
Democracy Breeds Ethnic Hatred and Global Instability.
William Heinemann, London.
Dickey, D.A. & Fuller, W.A. 1981. Likelihood Ratio Statistics
for Autoregressive Time Series with A Unit Root.
Econometrica 49: 1057–1072.
Forbes, K.J. 2000. A reassessment of the relationship between
inequality and growth. American Economic Review 90(4):
869–887.
Gomez, E. T. & Premdas, R. Edited. 2013. ‘Affirmative Action,
Ethnicuty and Conflict. Routledge Malaysian Studies
Series, Routledge, New York.
Heng, Pek Koon & Sieh Lee Mei Ling. 2000. The Chinese
Business Community in Peninsular Malaysia, 1957-1999
dalam Lee Kam Hing and Tan Chee Beng, eds. The
Chinese in Malaysia. Shah Alam: Oxford University
Press.
Hwok-Aun Lee. 2012. Affirmative Action in Malaysia:
Education and Employment Outcomes Since The 1990s.
Journal of Contemporary Asia 42(2): 230–254.
Harding, A.J. 1996. Law, Government and the Constitution
in Malaysia. The Hague : Malayan Law, Kuala Lumpur
Ishak Shari. 1999. Bumi Semua Manusia: Menangani
Ketidaksetaraan Ekonomi dalam Arus Globalisasi.
Penerbit Universiti Kebangsaan Malaysia, Bangi.
Ibrahim Abu Shah. 1995. Kesedaran dan Persepsi Pelajar
di Luar Bandar Terhadap Pembangunan Sumber
Manusia Di Sarawak. Dewan Bahasa dan Pustaka,
Kuala Lumpur.
Ishak Shari. 2000. Economic Growth and Income Inequality in
Malaysia, 1971-95. Journal of The Asia- Pacific Economy
5: 112–24.
Jesudason, James. V. 1989. Ethnicity and the Economy: The
States, Chinese Business and Multinationals in Malaysia.
Oxford University Press, Singapura.
Jomo K. S. 2004. The New Economic Policy and Interethnic
Relations in Malaysia. Identities, Conflict and Cohesion
Programme, Paper Number 7, United Nations Research
Institute for Social development.
Jomo K. S & Wee Chong Hui. 2014. Malaysia @ 50. Economic
Development, Distribution, Disparities. Strategic
Information and Research Development Centre, Petaling
Jaya.
Just Faaland, Jack Parkinson & Rais Saniman. 2005. Dasar
Ekonomi Baru: Pertumbuhan Negara Dan Pencapaian
Ekonomi Orang Melayu. Edisi Ke 3. Utusan Publications
& Distributors, Kuala Lumpur.
Keister L.A & Moller S. 2000. Wealth Inequality in the United
States. Annual Reviews of Sociology 26: 63–81.
Mahmet, Ozay. 1986. Development in Malaysia: Poverty,
Wealth and Trusteeship. Croom Helm, Sydney.
Mansor Mohd Noor. 2012. Kerencaman Sosial dan Penipisan
Batas Etnik. Penerbit Universiti Kebangsaan Malaysia,
Bangi.
Jurnal Ekonomi Malaysia 52(1)
Malaysia. 1970. Rancangan Malaysia Kedua. Pencetakan
Nasional Berhad, Kuala Lumpur.
Muhammed Abdul Khalid. 2014. The Colour of Inequality.
Ethnicity, Class, Income and Wealth in Malaysia. MPH
Publishing, Kuala Lumpur.
Muhammed Abdul Khalid. 2012. Household Wealth in
Malaysia: Composition and Inequality among Ethnic
Groups. Jurnal Ekonomi Malaysia 45: 71–80.
Musgrave, Richard A. 1996. The Role of the State in Fiscal
Theory. In Public Finance in a Democratic Society.
Volume 3, Cheltenham: Edward Elgar. 247–258.
Narayan, P.K. 2004. Fiji’s Tourism Demand: The ARDL
Approach to Cointegration. Tourism Economics 10(2):
193–206.
OECD. 2008. Growing Unequal: Income Distribution and
Poverty in OECD Countries. OECD, Paris.
Oxfam. 2016 Oxfam Briefing Paper.
Persson, T & Tabellini, G. 1994. Is Inequality Harmful for
Growth?. The American Economic Review 84(3): 600-621
Perotti, R. 1996. Growth, Income Distribution and Democracy:
What the Data Say? Journal of Economic Growth 1(2):
149–187.
Pesaran M. H. & Shin Y. 1999. An Autoregressive Distributed
Lag Modelling Approach To Cointegration Analysis.
Chapter 11 in Econometrics and Economic Theory in the
20th century the Ragnar Frisch Centennial symposium,
Strom S. (ed.) Cambridge University Press Cambridge.
Pesaran, M.H. & Shin, Y., & Smith, R.J. 2001. Bound Testing
Approaches to the Analysis of Level Relationships.
Journal of Applied Econometrics 16: 289–326.
Phillips, P.C.B. & Perron, P. 1988. Testing for a Unit Root in
Times Series Regression. Biometrica 75: 335–446.
Rawls, John. 1971. A Theory of Justice. Cambridge, Mass.
Belknap Press
Rogayah Mat Zin, 2009. Pertumbuhan dengan Kesetaraan:
Realiti dan Harapan. Penerbit Universiti Kebangsaan
Malaysia, Bangi.
Romer, Paul M. 1986. Increasing Returns and Long Run
Growth. Journal of Political Economy 94: 1002–1037.
Searle, Peter. 1999. The Riddle of Malaysian Capitalism.
Allen & Unwin & University of Hawai Press, Sydney &
Honolulu.
Shahbaz, M. 2010. Income Inequality-Economic Growth and
Non-Linearity: A case of Pakistan. International Journal
of Social Economics 37(8): 613–636.
Snodgrass, Donald R. 1980. Inequality and Economic
Development in Malaysia. Oxford University Press:
Kuala Lumpur.
Sowell, Thomas. 2004. Affirmative Action Around the World:
An Empirical Study. New Haven: Yale University Press.
Stiglitz, Joseph E. 2006. Making Globalization Work. W.W.
Norton: New York.
Stiglitz, Joseph E. 2013. The Price of Inequality. W.W. Norton:
New York.
Stewart, F. & Brown, G. 2006. The Implications of Horizontal
Inequalities for Aid. Centre for Research on Inequality
Human Security and Ethnicity.
Stewart, F., Brown, G. & Langer, A. 2007. Policies towards
Horizontal Inequalities. Centre for Research on Inequality
Human Security and Ethnicity.
Wolff, E.N. 1990. Wealth Holdings and Poverty Status in The
U.S. Review of Income and Wealth. Series 26, No. 2.
Pengaruh Tindakan Afirmatif Kepada Agihan Kekayaan Antara Etnik di Malaysia
Muhammad Najit Sukemi*
Pusat Pengajian Pembangunan Sosial & Ekonomi
Universiti Malaysia Terengganu
21030 Kuala Nerus Terengganu
Shamsul Amri Baharuddin
Institut Kajian Etnik
Universiti Kebangsaan Malaysia
43600 UKM Bangi Selangor
MALAYSIA
MALAYSIA
Madeline Berma
Fakulti Ekonomi dan Pengurusan
Universiti Kebangsaan Malaysia
43600 UKM Bangi Selangor
Faridah Shahdan
Fakulti Ekonomi dan Pengurusan
Universiti Kebangsaan Malaysia
43600 UKM Bangi Selangor
MALAYSIA
MALAYSIA
E-mail: najit@umt.edu.my
E-mail: mac@ukm.edu.my
E-mail: abshamsul@gmail.com
E-mail: faridah.shahadan@gmail.com
* Corresponding author
279
280
Jurnal Ekonomi Malaysia 52(1)
LAMPIRAN 1
a: Ujian Kestabilan CUSUM & CUSUMQ bagi Bumiputra
6
1.6
4
1.2
2
0.8
0
0.4
-2
0.0
-4
-6
-0.4
2005
2006
2007
2008
2005
2006
5% Significance
CUSUM
2007
CUSUM of Squares
2008
5% Significance
b: Ujian Kestabilan CUSUM & CUSUMQ bagi Cina
6
1.6
4
1.2
2
0.8
0
0.4
-2
0.0
-4
-6
-0.4
2006
2007
CUSUM
2008
2006
5% Significance
2007
CUSUM of Squares
2008
5% Significance
c: Ujian Kestabilan CUSUM & CUSUMQ bagi India
1.6
12
8
1.2
4
0.8
0
0.4
-4
0.0
-8
-0.4
-12
96
97
98
99
00
01
CUSUM
02
03
04
05
06
07
96
08
97
98
99
00
01
02
CUSUM of Squares
5% Significance
03
04
05
06
07
5% Significance
d: Ujian Kestabilan CUSUM & CUSUMQ bagi Y
6
1.6
4
1.2
2
0.8
0
0.4
-2
0.0
-4
-6
-0.4
2005
2006
CUSUM
2007
5% Significance
2008
2005
2006
CUSUM of Squares
2007
5% Significance
2008
08
Pengaruh Tindakan Afirmatif Kepada Agihan Kekayaan Antara Etnik di Malaysia
281
e: Ujian Kestabilan CUSUM & CUSUMQ bagi Tindakan Afirmatif
8
1.6
6
1.2
4
2
0.8
0
0.4
-2
-4
0.0
-6
-8
-0.4
2004
2005
2006
CUSUM
2007
5% Significance
2008
2004
2005
2006
CUSUM of Squares
RAJAH 1. Ujian Kestabilan CUSUM dan CUSUMQ
2007
5% Significance
2008