Причинная связь между девальвацией и торгового баланса: свидетельства из Португалии и Испании
Аннотация
Маршалла-Лернера (ML) условием была предложена в качестве теории к изучению связей между девальвацией и торгового баланса. Поскольку девальвация денежной явление, которое затрагивает ряд макроэкономических показателей, его предполагаемое воздействие зависит от действия состояния ML. Эта статья предусматривает дополнительные данные о воздействии девальвации на торговый баланс, используя данные из Португалии и Испании. В статье делается попытка стандартизировать для очень важных переменных, которые определяют поведение и реального эффективного обменного курса и торгового баланса. Тестирование причинности на основе процедуры Тоды и Ямамото (1995), который разработал методику, которая гарантирует Асимптотическое распределение испытаний Вальд. Документ включает в себя в порядок причинности информации коинтеграции векторов для того, чтобы правильно оценить долгосрочные динамических свойств четыре переменных системы. Результаты Тода-Ямамото причинности, не в соответствии с условием Л. Португалии и Испании.
Ключевые слова: Маршалла-Лернера состояния; коинтеграции анализа, испытания Тоды-Ямамото причинности.
JEL классификации: F31, F14 P22.
Введение
В мировой литературе торговли три основные теоретические подходы были предложены, каждая из которых имеет свой набор аргументов (1). Во-первых, эластичность подход, который представляет собой основу Маршалл-Лернер (ML) состоянии. Во-вторых, поглощение подход анализа хо девальвации повлиять на условия торговли, переключения расходов с иностранного языка на отечественных товаров, повышения общего объема производства и уменьшение поглощения относительно общего объема производства, так что улучшения торгового баланса. В-третьих, монетаристский подход поддержки, что девальвация изменения относительных цен торгуемых и не торгуемых товаров и снижение реальной стоимости денежных остатков, и, следовательно, картина торгового баланса и баланса платежей. По Miles (1979, стр. 601), "если девальвация приводит к значительному улучшению состояния торгового баланса, это повышение должно быть статистически наблюдаемых независимо от теоретического подхода используется".
Концепция реального обменного курса является центральным переменной во всех трех подходов. Номинальной девальвации считается успешной, если реальный обменный курс меняется к своему равновесному значению, после чего сальдо торгового баланса и текущего счета будет улучшить условии, что эластичности спроса на импорт и экспорт были достаточно высокими. Большая часть имеющейся эмпирической работы показывает, что общий эффект от девальвации будет распределен на весь срок более 1 года. Эти эффекты редко происходят в месяц, квартал или даже год. Многие исследования попытались установить картину следственную связь между девальвацией и торгового баланса. Скрытые цели некоторых из этих исследований является изучение действия Маршалла-Лернера (ML) состоянии.
Эмпирические исследования, представленные Маффетт (1989), Бахмани-Oskooee (1991), Kulkarni (1996), Demeulemeester и Роша (1995), Bughin (1996), Чжан (1998), Ван и Данн (2000), Тан и Наир (2002 ), Vamvoukas (2003) и на основе современных методов временных рядов, которые привели к выводам, что в значительном числе стран (I) на их торговом балансе и их эффективного обменного курса последующих длительных отношений коинтеграции перспективе (II) девальвация национальная валюта служит для улучшения торгового баланса, и (III), девальвация не имеет каких-либо улучшений в торговом балансе. Для того чтобы оценить относительное значение состояния М.Л., этот документ касается методологии, которая добавляет две основные точки для эмпирической литературы. Во-первых, используя данные из 2 стран Европейского союза, таких как Португалия и Испания, работе исследуются причинные каналы между реального эффективного обменного курса и торгового баланса, в рамках многомерных систем. Цель этой методологической процедуры заключается в изучении направление причинной связи между реальным эффективным обменным курсом (R) и торговый баланс (T), представляя других важных переменных, таких как реальный объем производства и процентная ставка, которые влияют на поведение как R и T.
Во-вторых, документ использует современные методы временных рядов, которые отличаются высокой значимости и методологической полноты. В работе использует процедуры Тоды и Ямамото (1995), который считается надежной техники для расследования причинной потока между R и T в контексте многомерных системах ..
Остальные бумаги прогрессирует следующим образом. В разделе 2 некоторые теоретические вопросы, касающиеся состояния Л. анализируются. Раздел 3 представляет набор данных, и описывает эконометрические процедуры. Раздел 4 содержит результаты и, наконец, раздел 5-вывод бумаги.
Теоретические проблемы
В экономической теории известно, что при условии, что определяет, будет ли на валютном рынке является стабильной или нестабильной является Маршалла-Лернера (ML) состоянии. Л. условие является действительным, если в абсолютном выражении, сумма цен эластичность спроса на импорт ([E.sub.m]) и спроса на экспортные товары ([E.sub.x]) больше, чем один. Л. указывает на состояние стабильное валютном рынке, так как в гибкой системы валютных курсов девальвация снижает дефицит или профицит корректирует баланс страны платежей. Чем больше сумма, на которую сумма [E.sub.m] и [E.sub.x] превышает 1, тем больше будет улучшение платежного баланса. Если сумма цен эластичности спроса на экспорт и спрос на импортные товары меньше, чем один, валютный рынок является неустойчивым, так что девальвация национальной валюты увеличивается, а не исключает равновесие платежного баланса. Наконец, если сумма цен эластичность спроса на импорт и спрос на экспорт равна 1, изменение курса национальной валюты не повлияет на платежный баланс.
Из приведенного выше анализа видно, что представление Л. определяет условия, при которых девальвация будет способствовать улучшению торгового баланса в долгосрочной перспективе. Если предположить, что сальдо торгового баланса в баланс, состояние Л. показывает, что девальвация улучшит торговый баланс, если [абсолютное значение [E.sub.x]] [абсолютное значение [E.sub.m]]> 1, где [E.sub.x] является эластичность спроса на экспорт из страны и [E.sub.m] является эластичность спроса на импорт в стране. Л. условие действует с точки зрения как внутренней, так и в иностранной валюте. В анализе М.Л., изменения в торговом балансе после девальвации эпизод требует вычисления изменения экспортных поступлений и расходов на импорт.
В национальной валюте, изменения в доходах от экспорта после девальвации
[DELTA] [V.sub.x] = [V.sub.x] [абсолютное значение [E.sub.x]] ... (1)
где [DELTA] разностный оператор, [V.sub.x] начальное значение экспортных товаров и г это процент девальвации. С другой стороны, изменения в импорте расходы ([DELTA] [V.sub.m]) имеет вид
[DELTA] [V.sub.m] = [V.sub.m] [абсолютное значение [E.sub.m]] ... (1)
Учитывая составов 1 и 2, успешные девальвации требовать, чтобы
[DELTA] [V.sub.x]> [DELTA] [V.sub.m] ... (3)
Объединяя формулировки 1, 2, 3, мы имеем
[V.sub.x] и [абсолютное значение [E.sub.x]] - [V.sub.m] и [1 - [абсолютное значение [E.sub.m]]]> 0 ... (4)
От разработки 4 следует, что
[V.sub.x] и [абсолютное значение [E.sub.x]] [V.sub.m] и [абсолютное значение [E.sub.m]]> [V.sub.m] D. .. (5)
или
[V.sub.x] / [V.sub.m] [абсолютное значение [E.sub.x]] [абсолютное значение [E.sub.m]]> 1 ... (6)
Выражение 6 показывает, Л. состояние в национальной валюте. Таким образом, если предположить, что сальдо торгового баланса первоначально в равновесии, абсолютные значения эластичности спроса на экспорт из страны и импорт должен быть больше единицы для успешного девальвации.
Приведенный выше анализ можно применять, чтобы выразить Л. состояние с точки зрения иностранной валюте. В иностранной валюте случае, мы имеем
[DELTA] [[V.sub.x] = [V.sub.x] и [[абсолютное значение [E.sub.x]] -1] ... (7)
и
[DELTA] [[V.sub.x] = - [] V.sub.x г [[абсолютное значение [E.sub.m]] ... (7)
Учитывая, что улучшение состояния торгового баланса требует удовлетворения отношении 3, у нас есть
[V.sub.x] и [[абсолютное значение [E.sub.x]] -1]> - [V.sub.m] и [абсолютное значение [E.sub.m]] ... (9)
или
[Абсолютное значение [E.sub.x]] [V.sub.m] / [V.sub.x] [абсолютное значение [E.sub.m]]> 1 ... (10)
Разработка представляет собой 10 МЛ состояние в иностранной валюте.
Методика
В существовании какой-либо одной или нескольких cointegrating отношений в двумерных или многомерных систем, различные эконометрические процедуры для проверки в краткосрочной и долгосрочной перспективе причинности были предложены (2). Тода и Ямамото (1995) предложили процедуру тестирования причинности, которая обещает значение распределения свойств Вальд F-статистики. Давайте следующую систему VAR
[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] ... (11)
где А для максимального отставание в [PSI] (L); [X.sub.t] и [Y.sub.t] включить д и р переменных соответственно; [] u.sub.t белый шум ошибки срок . Модель VAR 11 можно сформулировать в следующих представление исправления ошибок
[DELTA] [Z.sub.t] = [[GAMMA]. Sub.1] [ДЕЛЬТА] [Z.sub.t-1] [[GAMMA]. Sub.2] [ДЕЛЬТА] [Z.sub.t -2] ... [[GAMMA]. Sub.k-1] [DELTA] [Z.sub.tk-1] - [П.] [Z.sub.tk]] [u.sub.t ... (12)
где [[GAMMA]. sub.i] = - (I-[[PSI]. sub.1] - ... - [[PSI]. sub.i]), я = 1,2, ... К-1 и [П.] = I - [[PSI]. sub.1] - ... - [[PSI]. Sub.k]. Если предположить, что модель 12 является cointegrated, гипотеза
[H.sub.1] (г): [П.] = аЬ '... (13)
где г-число векторов cointegrating Ъ '[Z.sub.t];, и Ь ПРИ матриц, а также звание [П.] равна г <p. Разработка 13 обеспечивает понимание того, что причинная связь может возникнуть через cointegrating отношений Ъ '[Z.sub.t]. Заметим, что матрица исправления ошибок параметров и б матрица коинтеграции отношений. По словам Йохансена (1991, 1995) коинтеграции процедуры оценки максимального правдоподобия модели (12) можно представить в виде
[[PHI]. Sub.0] = аЬ '[[PHI]. Sub.k] [[эпсилон]. Sub.t] ... (14)
где [[PHI]. sub.o] являются остатками от регрессии [Z.sub.t] на [Z.sub.tk-1] и [[PHI]. sub.k] являются остатками от регрессии [З. sub.tk] на [Z.sub.tk-1]. Учитывая, что система переменная cointegrated, нулевая гипотеза не-причинности может быть проверена расчета статистики Вальда
W = T [PSI] '[PHI]' [([PHI] [[OMEGA]. Суб. [PSI] [PHI]). Sup.-1] [PHI] [PSI] ... (15)
где [PHI] является [Nxp.sup.2] K, N ранг [PHI] и [[OMEGA]. суб. [PSI]] это ковариационной матрицы [PHI]. Предположим, что [X.sub.t] и [Y.sub.t] модели 11, cointegrated, нулевых Грейнджер без причинности
[H.sub.o]: [[PSI]. Sub.12.i] = 0 = 1,2, ..., А ... (16)
Принятие гипотезы 16 указывает, что [X.sub.t] не Грейнджер причиной [Y.sub.t].
Кроме того, принятие гипотезы
[H.sub.0]: [[PSI]. Sub.21.i] = 0 ... (17)
показывает, что [Y.sub.t] не Грейнджер причиной [X.sub.t].
Данные эмпирического анализа
Выборки стран для эконометрических процедуры состоит из трех ЕС (Европейского Союза), а именно Португалии и Испании. Выбор из этих стран был продиктован тем, что в течение многих лет в прошлом, Португалия и Испания были примерно на том же уровне экономического развития. В этом смысле, группа этих стран представляет собой интересное тематическое исследование для изучения действия условие ML. Все данные ежегодных наблюдений, выполненных из европейской экономики Евростата и Международной финансовой статистики МВФ. Период колеблется от 1960 до 2001 года.
Переменных, занятых в процедуру оценки таковы: R является реальный эффективный обменный курс определяется как ([E.sup .*] ИПЦ) / [CPI.sup .*], где ИПЦ Индекс потребительских цен в стране , [CPI.sup .*] является индекс потребительских цен в ЕС и Е номинального эффективного курса страны. Т сальдо торгового баланса определяется как X / M, где X и М стоимости экспорта и импорта выраженный в национальной валюте. У ВВП страны определяется покупательной способности стандартов (PPS). [Y.sup .*] является ВВП Евросоюза вычисляется путем принятия PPS в плане евро. B и [B.sup .*] являются процентные ставки как в собственной стране и ЕС. [CPI.sup .*], [Y.sup .*] и [B.sup .*] используются в качестве прокси-переменных с учетом остального мира. Отметим, что переменные [CPI.sup .*], [Y.sup .*] и [B.sup .*] определить макроэкономические перспективы экономики Евросоюза, которые существенно влияют на поведение экономики государств-членов таких странах, как Португалия и Испания.
Y является важной переменной, так как увеличение скорости нации, рост по отношению к средним темпам роста мировой экономики будет очень может быть причиной ухудшения торгового баланса. Увеличение темпов роста в стране повышает спрос на товары, так что увеличение импорта и приводит к ухудшению торгового баланса. B также является важной переменной. Тем не менее, влияние процентных ставок на торговый баланс в той или иной степени неопределенным, так как некоторые факторы влияют на положительную или отрицательную связь между деньгами и торгового баланса. Как известно, в рамках эффект ликвидности, изменения денежного предложения оказывают негативное движения процентных ставок (3). Возможных сценариев является то, что, когда монетарные власти увеличить поставки за деньги, домашние хозяйства воспринимают свое богатство расти и тем самым повысить уровень своих расходов, в результате чего торговый баланс ухудшается. В этом случае, наличие эффект реальных кассовых остатков является причиной того, что увеличение денежной массы оказывают положительное воздействие на торговый баланс. С другой стороны, различные сценарии, связанные с том случае, если эффект ликвидности является недопустимым. В таком случае, деньги не могут рассматриваться в качестве чистого богатства домашних хозяйств.
Таким образом, сальдо торгового баланса не ухудшается, потому что явление эффект реальных кассовых остатков, не существует. Еще один сценарий, что эффект ликвидности является действительным, но домашних хозяйств считают, что деньги представляют собой незначительную часть от их общего благосостояния. Таким образом, домашних хозяйств считают, что богатство эффектов не существует, так что увеличение денег не вызывают торговый баланс ухудшается ..
Мы начнем с изучения на наличие единичного корня в авторегрессии разработке каждой переменной. Дики-Фуллера (DF) и расширенной DF (ADF) испытания нулевой гипотезы, что существует единственный корень единицы по каждой переменной осуществляется с использованием следующих регрессии:
[DELTA] [X.sub.t] = [a.sub.0] [a.sub.1] [X.sub.t-1] [a.sub.t] [n.summation старше (я = 1 )] [b.sub.i] [ДЕЛЬТА] [X.sub.t-1)] [u.sub.t] ... (18)
где [X.sub.t] является переменной в исследовании, [DELTA] разница оператора; [] u.sub.t белый шум срок нарушения, и т стоит на время. Нулевая гипотеза об одном единичный корень будет принято, если [a.sub.1], существенно не отличается от нуля. Учитывая, что лаг длиной авторегрессии редко известно, 1 год отставание собирается. Обратите внимание, что с лагом в порядок нуля ADF сводится к тест DF. Учитывая, что распределение Т-статистика [a.sub.1] не является стандартным, в Маккиннон (1991) таблицы используются. Таблица 1 содержит DF и ADF для Португалии и Испании. Единичного корня испытания проводятся с тенденцией и постоянной. Ц resu], показывают, что все серии характеризуются как I (1).
Чтобы убедиться в существовании коинтеграции между переменными модели, методика Йохансен коинтеграции работает. Процедуры Йохансена коинтеграции был рассмотрен в разделе 3. Испытания Йохансен коинтеграции проводятся на 4-переменной системы (R, T, Y, [Y.sup .*]) и (R, T, B, [B.sup .*]). Результаты в отношении коинтеграции ранг системы переменных приведены в таблице 2. Лаг порядка 1 используется в процедуры оценивания. [[Лямбда]. Sub.max] и [[лямбда]. Sub.trace] Статистика испытания в соответствии с указанием, что коинтеграции пространствах ранга 1 (4).
Следующим этапом нашего эмпирического анализа является изучение причинно-следственная связь между R и T в обоих 4-систем с использованием переменной Тода-Ямамото (TY) подход. Важным этапом этого подхода заключается в определении длины лага (к) VAR и максимальный порядок интеграции (Д) R, T, Y, [Y.sup .*], B и [B.sup .* ] серии. Установив, что все серии включены порядка 1, отставание длины (А) для запуска причинности испытаний определяется быть один (D = 1). Соответствующего порядка к определяется путем использования SC (критерий Шварца).
Оценка VAR (КД) процедура выполняется применением давления (кажущиеся несвязанными регрессии оценки). Принимая во внимание коинтеграции свойства как 4-переменной модели, cointegrating векторов вводятся SURE системы. Учитывая, что в Ирландии 2 cointegrating векторов было обнаружено, введем в системе SURE cointegrating вектор, который имеет наибольшее собственное значение. Поступая таким образом, причинно-следственная связь между R и T рассматриваются рассмотрении коинтеграции свойства моделей. Вальд испытаний для исследования направление причинной связи между R и T представлены в таблице 3.
Результаты от Португалии и Испании, что поддержка нулевых без причинности из R на T не отвергается. В долгосрочной перспективе выполнить отсутствие причинности из R Т показывает, что состояние Л. недействителен. Похоже, что португальский и испанский экспортеры не смогли воспользоваться преимуществами различных эпизодов девальвации для увеличения экспорта надлежащим образом и тем самым улучшить торговый баланс. TY причинности результаты испытаний в соответствии с реальностью португальском и испанском языках стран. На самом деле, между 1961 и 2001 году дефицит торгового баланса в Португалии и Испании выросла с -0,25 -0,29 и на -12,98 -31,50 и миллионы долларов США соответственно (5).
Заключительные замечания
В настоящей работе, используя данные из Испании и Португалии, изучил пригодность Маршалл-Лернер (ML) презентации, является достаточным условием для оценки взаимосвязи между реального эффективного обменного курса и торгового баланса. Некоторые исследования были проведены на использование обоснование условий ML. Эти исследования, в которых применяются различные эконометрические методы, различные образцы и альтернативные спецификации отставание, привели к противоречивым результатам взаимосвязи между девальвацией и торгового баланса. В настоящем документе основное внимание уделяется двум аспектам. Во-первых, он использует два 4-переменной модели (R, T, Y, [Y.sup .*]) и (R, T, B, [B.sup .*]) в попытке проанализировать соотношение между реальной эффективного обменного курса и торгового баланса. Во-вторых, причинность свойства многомерных моделей исследованы реализации Вальд тесты, основанные на Тода-Ямамото (ТУ) методологии.
Результаты, полученные нашими эмпирического анализа приводят к выводу, что важным условием Л. не действует в случае, Португалии и Испании, о том, что девальвации не вызывают значительных положительных изменений в реальном переменные, такие как торговый баланс. Кажется, что девальвации не может исправить дисбаланс в платежном балансе, потому что относительные цены не играют важной роли в определении внешних торговых потоков. Отказ от состояния Л. Португалии и Испании приводит к выводу, что торговый баланс чувствительных к росту уровня внутренних цен. Высшее внутренних цен, а не иностранных цены вызвать больший объем импорта, что привело к ухудшению торгового баланса.
Ссылки
Бахмани-Oskooee M. (1991), "Является Там долгосрочные связи между торгового баланса и реального эффективного обменного курса НРС?" Economics Letters, 36, 8, с. 403-407.
Bughin J. (1996), "Курсы валют, цен до рыночных стратегий, и Маршалла-Лернера Состояние", "Обзор мировой экономики, 4, 2, с. 211-217.
Кук D. (1999), "Влияние ликвидности и спроса на деньги", журнал "Monetary Economics, 43, 2, с. 377-390.
Demeulemeester JL и Roehat D. (1995), "Эмпирические исследования взаимосвязи между Exchange стоимость фунта стерлингов и Великобритании торговый баланс", Economia Internazionale, XINIII, 3, с. 347-357.
Эндерс W. (2004), "Прикладная Эконометрические временных рядов", Нью-Йорк, Wiley.
Йохансен S. (1995), "Вероятность основе вывода на Cointegrated векторных авторегрессионных моделей", Oxford, Oxford University Press.
Йохансен S. (1991), "Оценка и тестирование гипотез коинтеграции векторы в гауссовского векторного модели авторегрессии", Econometrica, 59, 6, с. 1551-1580.
Кан H. (1999). "Прикладного анализа коинтеграции для открытой экономики: Критический обзор", ОАО Обзор экономики, 10, 2, с. 325-346.
Kulkarni K.G. (200?? "Чтения" Международная экономика ", Нью-Дели, сериальных изданий.
Kulkarni RG (1996) "J-кривой гипотеза и девальвации валюты: Шкафы Египта и Ганы, Журнал прикладной Business Research. 12, л, с. 1-8.
Маккиннон J.G. (1991), "Критические значения для коинтеграции Тесты в долгосрочных экономических отношений", в: РФ Энгл и C.W.J. Грейнджер, ред., Чтения коинтеграции, Oxford, Oxford University Press.
Miles М. (1979), "Влияние девальвации на торговый баланс и платежный баланс: Некоторые новые результаты", журнал "политическая экономия", 87, 3, с. 600-620.
Моффетт M.H. (1989), "J-кривой Revisited: Эмпирические Экзамен для Соединенных Штатов", журнал "Международная система денежных и финансов, 8, 2, с. 425-444.
Остервальд-Lenum M. (1992), "Записка с квантилей асимптотическом распределении максимума правдоподобия ранга коинтеграции испытаний статистика", Оксфорд Бюллетень экономики и статистики, 54, 3, с. 286-298.
Тан T.C. и Nair M. (2002), "коинтеграции Анализ спроса на импорт, Малайзии Функции: Пересмотр оценки от испытаний", прикладной экономики Письма, 9, 2, с. 293-296.
Сальваторе D. (2001), "Международная экономика", Нью-Йорк, Wiley.
Тода HY, и Ямамото T. (1995), "Статистический вывод в языке векторной авторегрессии с Возможно, интегрированные процессы", журнал "Эконометрика, 66, 1, с. 225-250.
Vamvoukas ГА (2004), "Либерализация торговли и экономического развития: Анализ чувствительности", Афинский университет экономики, документ для обсуждения.
Vamvoukas ГА (2003), "эмпирический анализ Маршалла-Лернера Состояние", Архив экономической истории, XV, 2, с. 53-62.
Vamvoukas ГА (2002), "Output, деньги, а процентные ставки на макроэкономические колебания", Economia Internazionale, LV, 3, с. 399-414.
Ван П. П. Данн (2000), "Истоки движения в режиме реального Курсы валют Данные из-Восточной Азии, Weltwirtschaftliches Archiv, 136, 2, с. 158-170.
Zhang Z. (1998), "ли девальвация юаня Улучшение баланса Китая в торговле", Economia Internazionale, XLX, 3, с. 437-445.
Джордж А. Vamvoukas, адъюнкт-профессор в области экономики, Афинский университет экономики, 76, Patission Street, Афины 10434, Греция, электронная почта: <a href="mailto:vamv@aueb.gr"> vamv@aueb.gr < />.
Примечания
(1.) См. Сальваторе (2001) и Kulkarni (2004) для более подробной информации по три теоретических подходов.
(2.) См. Эндерс (2004) для детального обсуждения процедур Грейнджер причинности. Кан (1999) представляет собой интересный критический обзор модели VAR вывести коинтеграции и причинности.
(3.) Для широкого обсуждения теоретических и эмпирических рамках эффект ликвидности, см. Кука (1999) и Vamvoukas (2002).
(4.) Следует отметить, что ранг коинтеграции не чувствителен используя два или три года отставание длины. Интересно, что когда либо один, два или три года отставание будет выбран, системных переменных (R, T, Y, [Y.sup .*]) и (R, T, B, [B.sup .*]) как представляется, хорошо указанных нарушений с белым шумом. Результаты могут быть предоставлены по запросу.
(5.) В последние годы различные исследователи пытались изучить взаимосвязь между объемом экспорта и экономического роста. Масштаб и характер международных связей между показателями экспорта и экономического роста очень важные теоретические и политические последствия. В связи с тем, что либерализация экспорта призывает ускорением темпов экономического роста, экономический рост считается экспорта. Эта точка зрения была известна в литературе как экспортно-ориентированного роста гипотезы. Vamvoukas (2004), обеспечивая результаты для различных стран, считает, что в Португалии и Испании экспорт не влияет на экономический рост. Заметим, что наши эмпирические данные показывают, что состояние ДО и экспортно-ориентированного роста гипотеза не поддерживаются в случае Португалии и Испании.
