Девальвация валюты и совокупного объема производства в Восточной Африке

Аннотация

Эта статья посвящена изучению влияния девальвации валюты на совокупный уровень производства в трех странах Восточной Африки использованием панельных данных. Эмпирические модели, которая включает монетарной, фискальной и переменных курс разработан. Две версии модели, одна с реальным обменным курсом, а другой с номинального обменного курса и внешней к внутренней соотношение цены и оцениваются. Перед оценке модели временных рядов свойств панели данных поставлен диагноз. Предполагаемые результаты показывают, что девальвация национальной валюты являются нейтральными для экономики в краткосрочной и промежуточной бежать, но экспансии в долгосрочной перспективе и влияние исходит от изменений во внешней к внутренней соотношение цены и не от изменения номинального обменного курса.

JEL классификация: F31, F41

I. ВВЕДЕНИЕ

Девальвация реального обменного курса часто считается важным инструментом в деле стабилизации иностранного сектора экономики. Они утверждают, что девальвация или обесценивание улучшает условия торговли за счет повышения цен на импортные товары и услуги и снижение цен на экспорт, что привело к улучшению торгового баланса страны. Это улучшение в секторе внешней расширяет совокупный объем производства и занятости в экономике в целом. Некоторые утверждают, однако, что девальвация валюты не обязательно увеличить уровень производства в развивающихся странах. Они даже полагают, что девальвация может контракта экономики. В частности, он утверждал, что девальвация может привести к отрицательным эффект реальных кассовых остатков, в результате более низких уровнях совокупного спроса и производства. В то же время он также утверждал, что девальвация валюты распределяет доходы от группы с меньшим предельная склонность к сбережению в группу с более высокой предельная склонность к сбережению. Это может уменьшить совокупный спрос, что ведет к снижению уровня производства в экономике (Krugman и Тейлор 1978; Lizondo и Монтьель, 1989). Во-вторых, номинальная девальвация может уменьшить совокупный спрос за счет отрицательного эффекта реального баланса за счет более высокого уровня цен, в свою очередь может снизить уровень производства.

И наконец, это также возможно, что если экспорт и импорт упругости являются очень низкими торговый баланс (измеряемая в национальной валюте) может ухудшиться, ведущие к спаду эффекта в экономике. Если это так, то снижение валютного курса может привести к снижению уровня производства и занятости в экономике ..

Сдерживающая воздействия валютного курса также может прийти через предложение. Обменный курс амортизации увеличивает стоимость на импортируемые товары, что приводит к уменьшению совокупного предложения. Кроме того, он может также повышать внутренние процентные ставки и уровень заработной платы за счет увеличения уровня цен. Это может также уменьшить совокупного предложения в экономике.

Отношения между девальвация национальной валюты и роста производства были изучены в ряде исследований, однако эмпирические результаты воздействия девальвации на экономику являются смешанными. Гилфасон и Шмид (1983), и Конолли (1983) считают, что девальвация обменного курса оказывают положительное воздействие на экономику. Но, Гилфасон и Risager (1984), и Брэнсон (1986) найти девальвация будет сдерживающая. Эдвардс (1986), в его широко цитируется исследование на основе объединения временных рядов сечения данных из 12 развивающихся странах, находит в нем отрицательное воздействие в течение первого года, который становится экспансии на второй год и нейтральными в долгосрочной перспективе. Использование эконометрических методологии, разработанной Викенс и Бреуш (1988), Упадхайя (1999) считает, что девальвация имеет нейтральное влияние в долгосрочной перспективе.

Некоторые недавние исследования изучили последствия девальвации валюты путем включения в реальный обменный курс прямо и альтернативы, разлагая его на номинальный обменный курс и относительного уровня цен (иностранного и внутреннего соотношение цены). Например, Упадхайя и Upadhyay (1999) считают, что девальвации вообще не имеют никакого эффекта на выходе на какое-то время в шести странах Азии, изучал, и никакого эффекта обнаружили пришли в результате изменения относительного уровня цен, а не от номинальной девальвации. В другом исследовании, Упадхайя, Дхакал и Миксон (2000) обнаружили валютного курса, как правило, сдерживающая в отдельных странах Латинской Америки, и что отрицательное воздействие пришло от номинального обменного курса, а не от относительного уровня цен. Упадхайя, Миксон и Бхандари (2004) сообщили краткосрочной перспективе экспансионистской воздействие на объем производства в Греции и на Кипре в период с 1969 по 1998 год, которая зародилась как номинальная девальвация и изменения в относительном уровне цен.

Настоящее исследование основывается на данных панели из трех стран Восточной Африки именно Кении, Танзании и Уганде. Поскольку девальвация валюты является одним из элементов программы структурной перестройки МВФ и Всемирного банка в развивающихся странах, ожидается, что это исследование поможет также оценить успех таких программ.

Организация работы состоит в следующем. Раздел 2 описывает методологию исследования и данных. Эмпирические выводы обсуждаются в разделе 3, а в последнем разделе представлена краткая информация и выводы.

II. Методология и данные

Экономическая активность в одной из развивающихся стран зависит от целого ряда фискальных и монетарных переменных, в частности по уровню бюджетных расходов и темпы изменения денежной массы (Edwards 1986, Хан и рыцарь 1981). После этого аргумента мы включаем государственных расходов и темпов изменения денежной массы как фискальная и монетарная переменных, которые объясняют уровень совокупного объема производства. После Упадхайя и Upadhyay (1999) мы используем два подхода для изучения влияния изменений обменного курса на объем производства. Первая включает изменения реального обменного курса напрямую, что согласуется с идеей, что номинальное изменение курса влияет выход только тогда, когда оно приводит к изменению реального валютного курса. Такой подход учитывает только эффект движения в режиме реального обменного курса и игнорирует сочетание номинальных обменных курсов и зарубежных внешнего и внутреннего соотношения цен, которые генерируют такие движения. Если уровень цен, изменения с той же скоростью, как номинального обменного курса, то реальный обменный курс остается неизменным (и не влияет на уровень выходного сигнала). Этот метод, однако, игнорирует все, что неравномерное влияние первоначальный скачок обменного курса могут иметь на выходе визави эффект постепенного роста уровня цен.

Таким образом, альтернативная модель, в том числе номинальный обменный курс (вместо реального обменного курса), а относительный уровень цен также оценивается. Такой подход позволяет нам выяснить, какой-либо эффект возникает в результате изменения номинального обменного курса или относительное соотношение цены ..

На основании вышеизложенного следующие эмпирические модели разработки.

[Y.sub.t] = [b.sub.0] [b.sub.1] [G.sub.t] [b.sub.2] [M.sub.t] [b.sub.3] [RE.sub.t] [b.sub.4] [RE.sub.t-1] [b.sub.5] [RE.sub.t-2] [u.sub.1] (1)

[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] (2)

В уравнениях (1) и (2), Y является совокупный объем производства, G является государственные расходы, М-денежная масса (все в ценах 1995 года), E является номинальный обменный курс национальной валюты к доллару США, [P.sup .*] является иностранных уровень цен, и P является уровень внутренних цен. G и M соответственно представляют собой фискальной и монетарной политики переменных. Всемирный цена используется в качестве иностранного уровня цен. Реальный обменный курс RE определяется как ([EP.sup .*] / P) и ([P.sup .*] / P) является импортных и внутренних цен соотношение (относительно уровня цен). Наконец, у является случайной термин "ошибка".

Так как увеличение государственных расходов предполагается экспансии, то коэффициент G, как ожидается, будет положительным. Кроме того, коэффициент М ожидается, также будет положительной, увеличение денежной массы считается экспансии в экономику. Коэффициент реального обменного курса, RE, отражает влияние изменений обменного курса на объем производства и является основной задачей настоящего исследования. Если он отрицательный, и статистически значимым, при прочих равных условиях, каких-либо изменений валютных курсов негативно повлиять на реальный объем производства. В этом случае, девальвация (обесценение обменного курса) являются сдерживающим для экономики. Однако, если коэффициент RE является положительным и значительным амортизация обменный курс экспансии в экономику. Если это незначительная девальвация, то нейтральным по отношению к росту производства. Поскольку изменение обменного курса в текущем периоде могут повлиять на результат с отставанием, отставали значения реального обменного курса также включены в оценки регрессионной модели. Включение отставали значения также имеет важное значение, поскольку любая девальвация может иметь различное воздействие на различные периоды времени. Например, Эдвардс (1986) считает, что девальвации валютного курса сдерживающая в краткосрочной перспективе, экспансионистские в среднесрочной перспективе, так и нейтральной в долгосрочной перспективе ..

Как уже отмечалось ранее, это исследование основано на данных панели из трех стран Восточной Африки именно Кении, Танзании и Уганде. Серии панельных данных производится с помощью ежегодных данных временных рядов с 1972 по 2006 для Кении и Танзании, а с 1992 по 2006 Уганды. Мы не могли использовать сбалансированный образец для всех трех стран, поскольку некоторые данные по Уганде пропали без вести до 1992 года. Все переменные измеряются в 1995 и цену в миллиард шиллингов. Все они собраны из International Financial Statistics, которая публикуется Международным валютным фондом.

III. ОЦЕНКА И результаты эмпирического

Как было указано выше этого исследования используются панельные данные из Кении и Танзании в период с 1972 по 2006 год и Уганды за период с 1992 по 2006 год. Поскольку использование нестационарных данных может производить ложные результаты, важно проверить стационарности рядов данных. Для обеспечения стационарности панельных данных Левин, Лин и Чу (2002), Брейтунг (2000), и Im, Pesaran и Шин (2003) единичный корень испытаний. Как сообщалось в таблице 1, ряд данных оказываются на уровне нестационарных хижины находятся в неподвижном состоянии первого уровня разницы.

После установления стационарности рядов данных коинтеграции проведения теста. Поскольку мы использовали панельных данных в нашем исследовании мы провели панели Педрони в коинтеграции тест (Педрони, 1999 и 2004). Результаты тестирования приведены в таблицах 2 и 3. Как видно из таблицы, в обеих версиях уравнения, все статистические данные испытания показывают, что нулевая гипотеза не имеет коинтеграции не может быть отклонена на обычном уровне значимости. Это позволяет предположить отсутствие длительных отношений бежать между переменными в обоих уравнений. Поэтому уравнения (1) и (2) оцениваются в следующих первой форме без разницы коррекции ошибок выражении (Энгл и Грейнджер, 1987).

[DELTA] [Y.sub.t] = [b.sub.0] [b.sub.1] [ДЕЛЬТА] G [b.sub.2] [ДЕЛЬТА] M [b.sub.3] [ДЕЛЬТА] [RE.sub.t] [b.sub.5] [ДЕЛЬТА] [RE.sub.t-2] [v.sub.1] (3)

[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] (4)

Отставали значения RE, E, и [P.sup .*] / P включены захватить кратко-, средне-и долгосрочной перспективе последствия изменения валютного курса на совокупный объем производства.

Оценка модели с использованием панельных данных из различных стран требует, чтобы незаметно конкретной стране переменные не связаны с правом включены переменные стороны. Если они коррелировали модели могут генерировать ошибочные результаты. В целях решения этой проблемы мы используем фиксированными эффектами оценки (Прадхан, и. Др.. 2008). Фиксированными эффектами оценки уравнений (3) и (4), следующим образом:

[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] (5)

[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] (6)

Примечание: Цифры в скобках т значения за соответствующий коэффициент. *** **, *,

Уравнения (5) и (6), оцениваются результаты уравнений (3) и (4) соответственно. Общие результаты оценки, как представляется, хорошо с точки зрения коэффициента определителя, F-статистики и направление коэффициентами. Дурбин-Ватсона значения как в оценках, однако, находилась в диапазоне неубедительными. Для обеспечения того, чтобы не автокорреляционной проблема в нашей оценки мы вновь побежал регрессии с AR (1) срок и найти коэффициент этого срока на статистически незначимым. Это гарантирует, что оценки не страдают от проблемы автокорреляции первого порядка. По форме уравнений оценки коэффициента государственных расходов является положительным и статистически значимым. Это указывает на то государственных расходов являются экспансии в этих странах. В отличие от Упадхайя и Upadhyay (1999) мы не нашли эффект вытеснения из увеличить расходы правительства на частный сектор и выход совокупный объем производства в этих странах. Денежной величины (изменение денежной массы) является положительным и статистически значимы на обычном уровне значимости с указанием эффективности денежно-кредитной политики в этих странах.

В центре внимания этого исследования коэффициентов реального обменного курса (RE), номинальный обменный курс (E) и импортных и внутренних цен соотношение ([P.sup .*] / P). Одновременное влияние изменения реального обменного курса (RE) отрицательно, хотя и не значительным. Эффект отставания RE изменения в положительную и снова не имеет существенного значения. 2 года отставание этой переменной является положительным и статистически значимым. Этот факт позволяет предположить, что реальный обменный курс является либо нейтральные, либо в лучшем случае немного сдерживающая в краткосрочной перспективе, немного экспансии (или даже нейтральной) в среднесрочной перспективе, а также экспансии в долгосрочной перспективе (как указано статистически значимые коэффициент 2 года отставание RE).

Уравнение (6) представляет регрессии результате чего разлагается реального обменного курса на номинальный обменный курс и иностранных внутренние цены. Результаты показывают, что номинальная девальвация не оказывает существенного влияния на общий уровень выходного сигнала даже на 20 процентов критического уровня. Одновременные и 1 год отставание последствий изменения в относительном соотношении цен на реальный объем производства не являются значимыми. Коэффициент 2 года отставание, однако, является положительным и статистически значимым. На основании этого вывода можно утверждать, что независимо эффект девальвации (изменение реального обменного курса) имеет на выходе уровне, оно происходит от изменения внешней к внутренней соотношение цены, а не от номинальной девальвации.

IV. РЕЗЮМЕ И ВЫВОДЫ

Эта статья посвящена изучению влияния девальвации валюты на совокупный уровень производства в трех странах Восточной Африки именно Кении, Танзании и Уганде. Для анализа эмпирических модель, в которой фискальной и монетарной переменными, в дополнение к реальному курсу валюты. Альтернативные модели, которая разлагается реального обменного курса на номинальный обменный курс и импортных и внутренних цен соотношение также разработана с целью определить, какие изменения в совокупном объеме производства идет от номинальной девальвации, относительное соотношение цена (импортных и внутренних соотношение цены ) или в обоих. Группа сведений, составляющих ежегодных данных временных рядов с 1972 по 2006 для Кении и Танзании, а с 1992 по 2006 в Уганде используется. В обоих вариантах модели временных рядов свойств панели данных поставлен с помощью панели корневой системой и испытания панели коинтеграции до оценки. Поскольку ряд данных оказываются стационарных на первом уровне разница и гипотеза не коинтеграции не может быть отвергнута модель оценивается в первой форме без разницы срок коррекции ошибок. Модель оценивается с использованием фиксированных оценки эффекта для учета конкретных стран в силу.

Предполагаемые результаты показывают, что девальвация валюты является нейтральным в краткосрочной, так и промежуточных запуска и экспансии в долгосрочной перспективе. Результаты показывают, экспансионистские долго работать эффект происходит из импортных и внутренних соотношение цены, а не от номинальной девальвации ..

Ссылки

Брэнсон, Уильям H. (1986), стабилизация, стагфляция и инвестиционных стимулов, на примере Кении в 1975-80, экономической перестройки и валютных курсов в развивающихся странах (EDS), С. Л. Эдвардс и Ахамед, Университет Чикаго Пресс, Чикаго .

Брейтунг, J. (2000), местные власти какой-то единичный корень Тесты для панельных данных, в B. Baltagi (ed.), нестационарных панели, Группа коинтеграции и динамических групп, достижения в области эконометрики, Vol. 15, JAI: Амстердам, 2000, p. 161-178.

Коннолли, М. (1983), курсы валют, активности реального сектора экономики и платежного баланса: данные по 1960-е годы в, последние вопросы в теории Гибкая Курсы валют (EDS), Е. Классен и П. Салин, Амстердам, Северная Голландия.

Купер, Р. (1971), девальвация валют в развивающихся странах, в правительстве и экономического развития (Ed) Г. Ранис, Нью-Хейвен, Йельский University Press. Эдвардс, С. (1986), сдерживающая Девальвации ли? Обзор экономики и статистики, Vol. 68, 501-508.

Энгл Р., Грейнджер, C. (1987), коинтеграции и коррекции ошибок: Представление, оценка и тестирование, Econometrica, Vol. 55, 251-76.

Гилфасон Т., Шмидт, М. (1983), стагфляция ли девальвация Причина?, Canadian Journal экономики, Vol. 16, 641-54.

Гилфасон Т., Risager, О. (1984), ли девальвация Улучшение текущего счета? Европейский Economic Review, Vol. 25, 37-64.

Им, KS, Pesaran, MH и Шин, Ю. (2003), "Проверка на группы Корни в гетерогенных панели", журнал "Эконометрика, Vol. 115, с. 53-74.

Международный валютный фонд (различные выпуски) International Financial Statistics, Вашингтон, округ Колумбия.

Хан, S., Mohsin С., Найт, MD (1981), программы стабилизации в развивающихся странах: официальные рамки, доклады сотрудниками МВФ, Vol. 28, 1-53.

Кругман П., Тейлор, Л. (1978), отрицательное воздействие девальвации, журнал международной экономики, Vol. 8, 445-56.

Левин А., Лин, CF, и Чу, C. (2002), "единичный корень Тесты в панельных данных: Асимптотическое и FiniteSample Свойства", журнал "Эконометрика, Vol. 108, с. 1-24.

Lizondo, Ж. и П. Монтьель (1989), сдерживающая Девальвация в развивающихся странах: Аналитический обзор, доклады сотрудниками МВФ, Vol. 36 марта, с. 182-227.

Педрони, П. (2004), "Группа коинтеграции; асимптотических и конечных свойств образца объединенных временных рядов Тесты с приложением к паритету покупательной способности гипотезы", эконометрической теории, Vol. 20, 597-325.

Педрони, P. (1999), "Критические значения для коинтеграции Тесты в гетерогенных панели с нескольких регрессоров," Оксфорд Бюллетень экономики и статистики, Vol. 61, 653-670.

Прадхан Г. Upadhyay М., Упадхайя, К. (2008), денежные переводы и экономического роста в развивающихся странах "Европейский журнал исследований в области развития, Vol. 20, 497-506.

Упадхайя, КП и Upadhyay, М. П. (1999), выходное воздействие девальвации: данные из Азии, журнал по изучению проблем развития, Vol. 35, 89-103.

Упадхайя КП (1999), девальвации валюты, совокупный объем производства, и долгосрочном периоде: эмпирическое исследование, Economics Letters, Vol. 64, 197-202.

Упадхайя КП Дхакал Д., Миксон, Ф. младший (2000), регулирование валютного курса и выход в отдельных странах Латинской Америки, Economia Internazionale, Vol. 53, 107-17.

Упадхайя, КП, Миксон, Д. и Бхандари, R. (2004), изменение валютных курсов и выход в Греции и на Кипре: Данные из панельных данных, Прикладная Финансовая экономика, Vol. 14, 1181-1185.

Викенс, RW и Бреуш, Т. С. (1988), динамический юбки, в долгосрочной перспективе и при оценке Преобразованный модели регрессии, Economic Journal, дополнения, 189-205.

КАМАЛЬ П. Upadhyaya, ROBERT RAINISH И JOHN Фелан

Университет Нью-Хейвен, США