Доходы сходимости СААРК-5 стран
Аннотация
В настоящем документе предлагается, что многосторонность и регионализм являются взаимодополняющими, и этой региональной конвергенции доходов, скорее всего, когда культурно аналогичных воззрений и совершенные регионализм существует. Исторические политического вмешательства СААРК, являются: формирование СААРК в 1985 году, введение преференциальной торговли СААРК Соглашения в 1995 году, образование в Южной Азии зоны свободной торговли в 2006 году, больше двусторонних соглашений, начиная с 1990 года и многосторонней либерализации в большинстве стран-членов в 1990 году. В работе использует Л. подхода, а также исследует коинтеграции и причинно-следственных связей между международной торговлей, доход на душу населения и сближения уровней доходов и приходит к выводу, что многосторонняя либерализация оказали положительное влияние на развитие торговли.
Ключевые слова: СААРК-5, либерализации торговли, сближения уровней доходов, структурные сдвиги, причинность
Коды JEL: F15, № 38, C22
I. ВВЕДЕНИЕ
Взаимодополняющий характер региональных торговых соглашений (дискриминационных РТС) и многосторонних (недискриминационный РТС) широко обсуждается в литературе (Ethier, 1998; Koopmann, 2003; Орнелас, 2005). Аргумент предполагает, что РТС и многосторонность являются взаимозависимыми, и что как стимулировать рост и создание торговых (как мир и межрегиональной). При определенном регионе успешно формы торговых соглашений в регионе приобретает уверенность содействовать многосторонности, и наоборот, при условии, что тарифы и нетарифные барьеры все еще выше нуля. Глобально ориентированных стратегий (многосторонний) могут вызвать региональной экономической деятельности и мобильности факторов производства за счет создания связей между региональными компаниями и отраслями, используя такие преимущества, как относительно низкий перевозки и операционные издержки (Ariff, 1994). Jayanthakumaran и Санидас (2007) показывают, взаимодополняющий характер РТС и многосторонности на примере из членов-учредителей Ассоциации государств Юго-Восточной Азии (АСЕАН-5), а также сделать вывод, что внутри АСЕАН-5 экспорта и валового внутреннего продукта (ВВП) увеличилась с осуществлением как РТС и многосторонности на различных этапах интеграции. Этот результат согласуется с Пламмер (1997: 211), который утверждает, что АФТА (зоны свободной торговли АСЕАН) и связанных с ними соглашений в настоящее время используются в качестве дополнительных инициативу по улучшению экономической обстановки в регионе в условиях усиления конкуренции в мировой экономике ..
Следующим логическим шагом в этом процессе заключается в проверке гипотезы, что многосторонность и РТС, являются взаимодополняющими, и этой региональной конвергенции доходов, вероятно, произойдет с аналогичным культурном мышлении и совершенные РТС, которые часто связаны географически и культурно. Торговля и инвестиции реформ (независимо от РТС или многосторонних), как правило, выделить ресурсы в регионе, в связи с сравнительных преимуществ, получаемых за счет отмены квот и тарифов, которые традиционно защищенным слоям населения, и эти доходы позволяют поступать от богатых к бедным нации . Догоняющего типа, что происходит это из-за участия в развитие новых отраслей промышленности в соответствии с настоящим сравнительные преимущества, и сходящихся капитала - соотношения численности рабочей силы между странами в регионе (Slaughter, 1997). Ожидается, что доходы могут проникнуть до соответствующих динамично развивающиеся отрасли, а затем к югу от сектора в экономике. Региональные члены могут интегрироваться в связи с их этнической и культурной связи и снижение транспортных и трансакционных издержек. Существующая литература по торговле - рост связь (Льюэр и Ван ден Берг, 2003) и торговли - доходы схождения / расхождения связь (Ben-David, 1996) служат прочной для этой гипотезы ..
Большинство стран-членов СААРК активизировали глобально ориентированных тарифных реформ в 1990-х в свое время. Что касается РТС, Индия, Пакистан и Шри-Ланки согласились снизить свои таможенные пошлины на 0-5 процентов, в 8 лет около 2016 товаров из богатых стран-членов, с тем чтобы дифференцированный режим для наименее развитых членов (Всемирный банк , 2004: 138). Ускорение экономического роста и сокращения масштабов нищеты в регионе являются основными целями СААРК (2). Государств-членов в этом регионе традиционно более опытных разнородных политики и неравенство результатов, имея исторические и культурные сходства. Такое равенство доходов является, вопреки ожиданиям, где страны-члены согласились с эффективной реализации программ по социальной мобилизации, децентрализации и укрепления институционального строительства и вспомогательных механизмов для того, чтобы бедные участие в этом процессе развития. Вейгл (2007) основное внимание неравенство стран Южной Азии и показывает сокращение неравенства в более интенсивно, либерализации экономики, таких как Шри-Ланки и Пакистана. Наше исследование отличается от Вейгл (2007) и акцентирует внимание на масштабы поступления схождения / расхождения среди стран-членов СААРК, за счет более глобальной и региональной интеграции ..
Эта статья рассматривает ассоциаций и причинно-следственную связь между торговлей на одного человека (в качестве прокси для государственного вмешательства в области торговли и иностранных инвестиций), на душу населения (в качестве прокси для эффективности) и индекса Тейла (как прокси-сервер для региональной конвергенции доходов / расхождение) в СААРК-5 стран, в целях проведения анализа мероприятий торговой политики в региональной конвергенции доходов с учетом сравнительных преимуществ, позволяя доход поток от богатых к бедным нации путем просачивания эффектов. Этот метод ссылки международной торговли и сближения уровней доходов путем применения подхода Л. обнаружить два времени структурных сдвигов (отражающие политические реформы, о чем свидетельствует Перрона, 1997), в анализ основных блока. Тест Грейнджер причинности проводился на основе стационарной, чтобы показать причинно-следственную связь между переменными. Раздел II анализ теоретических и эмпирических связи между либерализацией торговли и сближения региональных доходов. Раздел III discuses внешней ориентации стран СААРК, на региональном и глобальном уровнях. В разделе IV рассматривается метод и раздел V содержит результаты. В разделе VI представлены выводы.
II. TRADE либерализации и сближения уровней доходов
Преобразование наций в "глобальной деревне" через снижение тарифных и нетарифных барьеров в соответствии с соглашениями о ДТП и многосторонности, скорее всего, будут оказывать воздействие на доходы схождения / расхождения между странами. Сходимости может быть предсказание модели Солоу рост при определенных условиях (Ben-David, 1996). Солоу предлагает использовать фактор выравнивания цен теорема, которая показывает, что свободная торговля стремится выровнять (или сходятся) фактор цен и дотаций между странами. Таким образом, заинтересованные страны могут перейти к аналогичным капитала - соотношения численности рабочей силы, которая в конечном счете, приводит к аналогичным цены фактора. Тем не менее, фактор выравнивания цен теоремы рассматриваются только фактор цены, а не фактором количествах. Результаты теории находятся в стационарном свободной торговли равновесия, но не в процессе либерализации торговли.
Эмпирические исследования, как правило для размещения фактор выравнивания цен теоремы в аналитической структуры, рассматривая доверенных лиц, таких как доход на душу населения, высокий уровень торговли между странами и устранения препятствий в торговле. Слотер (1997) утверждает, что международная торговля может повлиять на доход на душу населения путем обеспечения равных фактор цены теоремы, как упоминалось выше, а также путем поощрения международных потоков товаров и технологий торгового капитала. Эмпирические исследования акцентом на конвергенции доходов глобальном генерировать неоднозначные результаты. Например, Причетт (1997) и Баддели (2006) показывают, что более богатые страны росли быстрее, чем в бедных странах, и нынешнюю эпоху глобализации, не было связано с конвергенция в экономических результатах. Гхош (2004) показывает, что повышение производительности, вытекающих из либерализации торговли, что способствовало росту всей заинтересованных стран, международных и сокращение неравенства без снижения межстранового неравенства.
Сходимости формулирует гипотезу, что бедные страны в рамках региона (РТС), будут расти быстрее, чем богатые экономикой в процессе региональной интеграции, по трем причинам: (а) бедные страны (в конце желающих) более склонны к принятию существующих технологий, ранее разработанных Пионеры - ожидание, что торговля повышает цены факторов производства для бедных стран и таким образом, доход на душу населения; (б) рост теория предполагает убывающего плодородия почвы в производственных факторов и, следовательно, фондоотдача выше среди бедных стран подвергаются дефицитный капитал - ожидание является то, что капитал - соотношения численности рабочей силы сходится в конкретном районе и, следовательно, доход на душу населения; (с) работники могут перемещаться от низкой производительности сельского хозяйства в различных высокой продуктивности производства и сферы услуг, где Существуют ценовые преимущества. После критики в отношении тех, возникает по трем причинам: (а) богатых стран региона имеют свой накопленный опыт разработки передовых технологий; (б) бедные страны, как правило, принимают трудоемкой технологии вместо капиталоемких технологий, а также (с) более богатых странах, как правило, расширение доступа возвращается факторов производства (Slaughter, 1997; Гхош, 2004).
Взаимосвязанных и взаимодополняемости характера регионализма и многосторонности в последнее время привлекли к себе внимание в литературе (Ethier, 1998; Freund, 2000; Koopmann, 2003; Орнелас, 2005; Ли и Шин, 2006; Jayanthakumaran и Санидас, 2007). Хотя РТС являются дискриминационными по своей природе, они достаточно эффективны при глубоких реформ торговли, поскольку они имеют больше единомышленников подход и преданный, и часто связаны культурном и географическом отношении. Доступ к более широкой региональной рынках подталкивает более глубокой экономической и институциональной интеграции, а также дополнительных экономических реформ, укрепления регионального преимущества стоимости, которая в конечном итоге позволит региону достичь глобальной эффективности. Маргинальный реформ (снятие защиты) регионально ориентированной торговли и инвестиций, как правило, выделить ресурсы внутри страны в ответ на отмену квот и тарифов в секторах, где традиционно защищены. С другой стороны, глобальная политика реформ, которые могут вызвать региональной экономической деятельности и мобильности факторов производства за счет создания связей между региональными фирм и отраслей за счет снижения операционных и транспортных расходов.
Страны подвергаются большей интеграции на глобальном и региональном опыте макроэкономических колебаний, таких как бизнес-циклов, совместное движение в подмножества стран, неопределенности цен на нефть и увеличение расходов на международные перевозки. Транспортные расходы на международную модель торговли может иметь большие расходы социального обеспечения и определения взаимозаменяемости национальных, региональных и мировых рынках товаров (Равн и Mazzenga, 2004). Общих мировых или региональных факторов (например, резкого скачка цен на мир) может быть важным источником нестабильности для агрегатов в большинстве стран, особенно в открытых, развивающихся стран (Айхан Козе, 2002). Во время нефтяного потрясения за период с 1972 по 1987 год, повышенная волатильность в условиях торговли произошло в значительной степени из-за повышенной волатильности в относительных цен на нефть, а не большей волатильности валютных курсов (Бэкуса и Crucini, 2000). Выше примеры того, как степень уязвимости меняется и требует взаимозаменяемости национальных, региональных и мировых товаров.
Бен-Давид (1993, 1994, 1996) указывает, что большинство образцов стран, среди отдельных групп населения, например, Европейское экономическое сообщество (ЕЭС) и Европейской ассоциации свободной торговли (ЕАСТ), выставленных значительное различие в уровне доходов в довоенные (до торговли реформ) период, однако доход имеет тенденцию к конвергенции, когда либерализация торговли представил. Недавние исследования, направленные на РТС и сближения уровней доходов в рамках группы стран свидетельствуют неоднозначные результаты. Конвергенция в рамках группы стран не означает сокращение международных неравенства, но предполагает сближение в группе мотивированных темпы роста численности населения, доля инвестиций, человеческий капитал, и политического вмешательства. Например, Нибура и Schlitte (2004) к выводу, что доходы на душу населения в 15 странах Европейского союза сходились между 1950 и 2000 годах из расчета средней скоростью около 1,6 процента в год. Лопес-Bazo, Вая и Артис (2004) изучение внешних факторов производства во всем Европейском регионе к выводу, что вторичные эффекты, отнюдь не ничтожно, прочный и может привести к неубывающая возвращается на пространственной агрегированном уровне. Луны (2006) делает вывод, что-Восточной Азии в целом, как правило, сходятся в период с 1980 по 2000 год.
Сильва и Лейченко (2004) исследовали влияние торговли на неравенство доходов в разных штатах в Соединенных Штатах Америки и заключить, что влияние глобализации было неравномерным. Яо, Чжан и Фэн (2005) показывают, четким свидетельством расхождения на душу населения в сельской местности (и городских) доходов и общего объема расходов в Китае ..
III. Ориентации торговли и сближения стран СААРК
Либерализация торговли
Степени глобально ориентированных торговых и инвестиционных реформ (недискриминационной многосторонней) в разных странах СААРК не была последовательной и с течением времени изменялась (исследовании Рапа § апуа, 1999). Индия является крупнейшим нации и определяющей силой в регионе, приходится около 80 процентов ВНП. Шри-Ланка активизации глобальной торговой системы в 1977 году: (а) отмены количественных барьеров, (б) принятия тарифов единственным средством защиты, (с) заменив его двойным и стационарные системы обменного курса единой и плавающего валютного курса, и ( г) девальвации рупии Шри-Ланки. Снижение тарифов было начато в 1988 году. Все слои были открыты для прямых иностранных инвестиций (ПИИ), без каких-либо барьера на репатриацию доходов, сборов и иностранной валюте, связанных с текущим счетом. Первоначальные реформы оказали положительное влияние на рост производительности труда в обрабатывающей промышленности (Weiss и Jayanthakumaran, 1995). В случае сельскохозяйственных товаров, ввозные пошлины на 8-значный пунктам Гармонизация классификация товаров (СКХВ) варьировала от 5 до 100 процентов, причем большинство из основных продовольственных культур кластеризации в верхней части распределения в 1995 году (Athukorala , 2002).
В 1991 году Индия активизировала глобальной торговой системы интенсивно осуществление структурных реформ в промышленности, торговле, финансовом секторе, в надежде, что это будет способствовать конкуренции в соответствующих секторах. Все экспортные субсидии, и большинство количественных ограничений на промежуточные и инвестиционные товары импорта, были отменены. Тарифы с тех пор сократилось в несколько этапов. (3) В соответствии меры политики, дальнейшие реформы были сделаны курсу, налоговой и иностранных инвестиций. В 1991 году индийская рупия был девальвирован на 22,8 процентов по отношению к торгово-взвешенной корзины валют. Единый плавающий курс был введен в марте 1993 года. Kathuria (2002) изучали углублению реформ в Индии с использованием панельных данных и стохастической границы производства 24 3-значный обрабатывающей промышленности за период 1989-90 в 1996-97 финансовом году, и приходит к выводу, что производительность иностранных фирм улучшилось, и не иностранных фирм в выигрыше от либерализации. Storm (2003) считает, что эти расходы тесной интеграции с остальным миром больших и неравномерно распределяются по мере сельскохозяйственный сектор, и рекомендует, что торговля перестройки дополнить политику, которая поднимет производительность земли, и что корректировка должна быть постепенное (либерализация более 5 лет), чтобы дать время для реализации на повышение производительности сельскохозяйственного инвестиционной программы, при смягчении системы распределения последствий реформы торговли ..
Бангладеш активизировали свою текущую программу либерализации, начатой в 1991 году, в середине 1990-х годов за счет снижения охвата защитных количественных ограничений из 253 (4-значный код) до 28, снижение максимальных ставок тарифов на 37,5 процента, а средняя тарифная ставка на около 17 процентов, объединяющей несколько курсов, а также принятие "управляемой" гибкой системы валютных курсов. Для поддержки экспортно-ориентированных отраслях, правительство предложило выгоды экспортной деятельности для инвесторов, доступ к ограничительной входов, система пошлин, таможенных складов, легкий доступ к кредитам и промышленные субсидии, налоговые льготы на экспорт, льготные пошлины на импортные машины и различных других фискальных стимулов. Либерализация торговли замедлился примерно с 1995 года. В centage доля тарифных позиций с тарифами выше 15 процентов составил около 51,8 процента в 2000 году. Бангладеш имеет относительно высокие тарифы и другие налоги, в сельском хозяйстве (Всемирный банк, 2004). Салим (2003) предполагает, что производительность труда на производстве продуктов питания 19861997 улучшилось, и приходит к выводу, что промышленные предприятия ориентированы на удовлетворение экономических реформ.
Пакистан активизировал комплексной программы либерализации торговли в 1996 году. Средние тарифы, сошел с 50,9 процента в 1995 году до 17,1 процента в 2003 году (см. Таблицу 1) и числа тарифных был сокращен до 4 в 2001 году и более гибкого использования иностранных инвестиций был введен в секторе обрабатывающей промышленности. В результате либерализации, Пакистан признал большой объем нелегального импорта из Афганистана и из Индии, которая призвала высокую степень защиты. Пакистан успешно осуществляет комплексную либерализации торговли и другие политики, которые сказались на сельскохозяйственном секторе. Это контрастирует с другими странами-членами, которые протекционистских элементов в сельском хозяйстве (Всемирный банк, 2004). Средний уровень тарифов в Непале были сбиты с 21,9 процента в 1993 году до 13,6 процента в 2003 году, торговля сельскохозяйственной продукцией была открытой по отношению к другим странам-членам СААРК, с низкими тарифами.
Целом, импорт-взвешенные тарифы были снижены средства широко в Шри-Ланке, Индии, Пакистана, Непала и Бангладеш в 1990-е годы (см. таблицу 1). Контрабанда и уклонение от общих тарифов за границы, потому что эти страны имеют сухопутной границы и имеют выхода к морю. Ожидается, что с либерализацией торговли это может быть взята под контроль. Однако некоторые политики прямо дискриминируют торговли в рамках блока. Например, в списке продуктов Пакистана в Индию уступки были сделаны из списка допустимых элементов, но было отказано в Пакистане режим наибольшего благоприятствования в отношении его отношения с Индией.
СААРК была создана в 1985 году для содействия долгосрочным интересам стран региона. Семь стран Южной Азии - Индия, Пакистан, Бангладеш, Шри-Ланки, Бутана, Мальдивских Островов и Непала - согласились взять на себя обязательство либерализации торговли под эгидой Южно-Азиатской ассоциации по региональному сотрудничеству соглашения о преференциальной торговле (САПТА). САПТА начал функционировать в декабре 1995 года. (4) Это обязательство было введено в практическом формате главы государств и правительств совещаний, которая решила ускорить темпы перехода САПТА в Южно-Азиатской ассоциации по региональному сотрудничеству зоны свободной торговли (SAFTA) на 2001 год на позднее. Эта амбициозная цель реализация первого отложено до 2003 года, и в конце концов согласился в январе 2004 года начнет функционировать к 2006 году. Он решил довести тарифы до 0-5 процентов в 8 лет.
Таблица 2 показывает, тарифные уступки, предлагаемые странами-членами в различных раундов САПТА. Из общего числа 5550 уступки, 3440 были предоставлены наименее развитых стран (НРС) в регионе в три раунда САПТА, с Индией, предлагая около 2927 продуктов. Масштабы и глубина снижения тарифных ставок в различных странах неодинаковы. Около 190 уступки были предложены сельскохозяйственных и пищевых продуктов (ППФ) в течение первых двух туров. Первый раунд переговоров был не более чем символическим жестом и включены некоторые уступки.
Помимо САПТА, Индии двусторонние торговые соглашения с Непалом, Бутаном, Бангладеш и Шри-Ланки и Пакистана торговое соглашение с Шри-Ланки следует рассматривать в качестве дополнительных региональных соглашений о свободной торговле. Индия и Шри-Ланки начало более тесных экономических отношений в области торговли и инвестиций в середине 1990-х. В декабре 1998 года Индия и Шри-Ланка подписали соглашение о Индией и Шри-Ланка соглашения о свободной торговле (FTA), в котором стороны договорились о постепенном свертывании тарифов на все, за исключением небольшого числа продуктов. Кроме того, обе страны подписали Всеобъемлющее соглашение об экономическом партнерстве (CEPA) марта 2000, в который были включены услуги и способствовать большей инвестиционных потоков между двумя странами. В общем, торговли Индии, доля Индии - Шри-Ланка торговли увеличился с 0,72 процента в 2000-01 годах до 1,07 процента в 2003-04 гг. В случае прямых иностранных инвестиций, Есть около 90 совместных предприятий - особенно в таких отраслях, как текстильная промышленность, цемент, металлургии, легкой техники, резины, пластмассы, фармацевтика, сельское хозяйство, молочных продуктов, продуктов питания, гостиниц, а также компьютерные программы, работающие в Шри- Ланка, с общим объемом инвестиций $ US109 млн. долл. США (Mohanty, 2003).
Индия также заключила двустороннее соглашение о свободной торговле с Сингапуром и Таиландом. Индия и Малайзия договорились создать всеобъемлющем экономическом партнерстве (КЭП), о создании ЗСТ и экономическое сотрудничество. Индия и Китай выразили уверенность, что они будут работать вместе в целях создания ЗСТ и всестороннем экономическом корпорации Соглашение (CECA). В январе 2004 года Индия и МЕРКОСУР (5) подписали соглашение о преференциальной торговле (ЗПТ) определение порядка 2000 продуктов для снижения тарифов и предпочтений. В октябре 2003 года, Индии и стран-членов АСЕАН согласились провести переговоры, чтобы установить между АСЕАН и Индией в области торговли и инвестиционной зоны (RTIA) и договорились о Программы раннего урожая (ЭДП) для снижения тарифов на общий список продуктов, содержащих 105 пунктов повестки дня на 6 HS-значный уровне начиная с 1 ноября 2004 должны быть завершены к 31 октября 2007 АСЕАН-6 и Индии, а 31 октября 2010 для остальных стран-членов АСЕАН.
Региональные конвергенции доходов
Для измерения уровня схождения / расхождения (путем измерения относительного регионального неравенства доходов), мы построили индекс Тейла путем деления СААРК в пять стран-членов - Индия, Пакистан, Шри-Ланка, Бангладеш и Непал, - а затем рассчитывается схождения / расхождение в доходах в пределах региона. Мера Тей неравенства свидетельствует показатель относительного распределения доходов между странами путем измерения доли доли каждой страны доходов в регионе, его доля населения в регионе, и суммируя эти цифры (Nissan и Картер, 1993; Сильва и Лейченко, 2004). Пусть страна я заселения Доля региона составляет [p.sub.i], [[суммирования]. Sub.i] [p.sub.i] = 1; страны я доля доходов региона [y.sub . я], [[суммирования]. sub.i] = 1; населения региона R доля нации быть [p.sub.g] = [[суммирования]. sub.i], [p.sub.i] , я [эпсилон] [R.sub.g] и области [R.sub.g] Доля доходов области будет [y.sub.g] = [[суммирования]. sub.i] [y.sub . я], я [эпсилон] [R.sub.g]. Мера может быть записана в виде;
[J.sub.r] = (1 / [n.sub.g]) [суммирование (я [эпсилон] [R.sub.g]) ([P.sub.i] / [P.sub.g ])/([ y.sub.i] / [y.sub.g]) (1)
где [n.sub.g] является число стран в регионе [R.sub.g]. Когда [J.sub.r]> 1, то страна имеет меньше, чем свою пропорциональную долю национального дохода. Иными словами, доля населения, больше, чем доля дохода, что означает более высокий уровень неравенства в разных странах. Когда [J.sub.r] <1, то страна получает большую долю доходов, чем ее доля населения.
[Рисунок 1 опущены]
1 приведены торговли на душу населения, ВНП на душу населения, и Тейла значение для 5 стран СААРК в целом. Очевидно, что эти крупные партнеры испытывали относительное повышение в торговле на одного человека и ВНД на душу населения за два частности (приблизительно) даты: 1994 и 2002 годах. Рисунок 1 также показывает достаточно большой разрыв между торговлей на человека и ВНД на душу населения. Это указывает на уменьшение зависимости от внешней торговли в регионе. Индия, традиционно ориентированных на внутренний, а также способствует 80 процентов ВНП в регионе. попытку Индии открытая экономика в 1991 году отражает показатели региона.
Тейла значения за период исследования показывают, что СААРК-5 области получили меньше, чем свою пропорциональную долю национального дохода, что свидетельствует о более высоких уровней неравенства / расхождения между странами (рис. 1). Тейла значения показывают, что расхождение (неравенство) между странами-участницами остается стабильным, с незначительными колебаниями (около 1,18) с 1971 по 1990 год. В 1991-2001, стоимость Тей колебались в пределах 1,09 и 1,13, что отражает последствия конвергенции. Основные глобальные (недискриминационного) и региональных (дискриминационные) интеграция состоялась в этот период. Подробнее расхождения регистрируется с 2002 года. обеспокоенность настоящего исследования является установление связи интеграции и сокращения отставания. Если действительно процесс наверстывания существует, то международной торговли (торговля на человека) и конвергенции (стоимость Тей) могут быть связаны между собой. Например, увеличение объема торговли должно привести значение Тей подойти равенства (= 1), либо из более высокое значение (> 1) или меньшее значение (<1). Мы надеемся, что бедных (в конце желающих) догоняет.
IV. МЕТОДОЛОГИЯ
Для того, чтобы изучить последствия государственного вмешательства в области торговли и региональной конвергенции доходов (или расхождение), исторические временные ряды торговли на одного человека (прокси-сервер для вмешательства правительства по торговле), ВНД на душу населения (прокси-сервер для эффективности), и Тей стоимость (прокси-сервер для поступления схождения / расхождения), охватывающий 1971 по 2005 год, используются. (6) Если процесс наверстывания работает, то ожидается, что международная торговля растет и стоимость Тей приближается к 1 (равенство) с более высокой стоимостью (> 1) или меньшее значение (<1). Мы надеемся, что бедных (в конце желающих) догоняет. При отсутствии этих данных, мы заключаем, не будет связь между торговлей на одного человека и сближения уровней доходов. Ассоциация оценивается путем связывания переменных торговой политики в структурных сдвигов в этой серии, и путем установления причинно-следственной связи между переменными.
Эконометрически, мы начнем с корневой системой и расширенной Дики-Фуллера (ADF) испытаний, изучить характеристики стационарности для одномерных временных рядов. Тем не менее, обычные испытания ADF не в состоянии обнаружить структурные разрывы в данных временных рядов, которые могут быть смещены в сторону без отказа от единичного корня, когда тренд этой серии в неподвижное состояние в каждом суб-периода (Перрон, 1997). Несоответствующий решение стационарности свойство одномерных временных рядов приводит к неверной спецификации модели в коинтеграции испытания и испытания Грейнджер причинности. Кроме того, структурные сдвиги могут произойти, отражая, например, политика в стране реформ и замедления темпов экономического роста (Перрон, 1997). Таким образом, тест на единичный корень при наличии 2 эндогенно определяется структурных сдвигов осуществляется с использованием подхода, LP (Ламсдейн и Papell, 1997). Если перерыв даты находятся в том же году, как этого инцидента, то мы можем заключить, что временные ряды было незамедлительно сказалось на этой структурной перерыва. Аналогичным образом, если перерыв даты находятся в течение года после инцидента, мы можем интерпретировать это как указание, что временные ряды пострадал постепенно эта структурная перерыва. Анализ единичный корень при наличии структурных сдвигов с использованием подхода, Л. формулируется следующим образом:.
[DELTA] [y.sub.t] = [му] [бета] т [тета] DU [1.sub.t] [Г] DT [1.sub.t] [Омега] DU [2.sub.t ] [А] [y.sub.t-1] [k.summation старше (я = 1)] [c.sub.i] [ДЕЛЬТА] [y.sub.ti] [[эпсилон]. sub.t] (2)
где [DELTA] представляет собой первый оператор разница. [Y.sub.t] это время серии проходят тестирование и т переменная тренд, т = 1, ..., T, где с (L) является отставание многочлен известных порядка k. Эта формула включает в себя достаточное число лагов, А, чтобы обеспечить остаточный срок и др. есть белый шум, и к оптимальной длине лаг выбирается в зависимости от общего к частному, подход, предложенный Нг и Перрона (1995). DU [1.sub.t] и DU] [2.sub.t являются фиктивными для среднего сдвига в то время, TB1 и TB2 (1 <туберкулез <T, ТБ перерыва даты), соответственно. DT [1.sub.t] и DT] [2.sub.t являются соответствующие переменные смену тренда. DU [1.sub.t] = 1, если т> TB1 и нулю в противном случае; DU [2.sub.t] = 1, если т> TB2 и нулю в противном случае; DT [1.sub.t] = т - TB1 если т > TB1 и DT [2.sub.t] = т - TB2, если Т> TB2 и нуль иначе.
Это уравнение (2) позволяет в течение двух перерывов в обоих перехвата и наклон срок тенденция функции. Перерыв сроки были определены с помощью минимального значения т Статистика [] альфа. Использование Ежегодные временные ряды, в этом исследовании, после чего подход Л.П., мы предположили, родственников, был до 8. Если т-статистики была выше, чем критическое значение, то единичный корень нулевой гипотезы не могут быть отклонены.
Мы можем применить коинтеграции тест, чтобы проверить долгосрочные отношения между двумя переменными, когда интеграции испытаний будет завершена. Йохансен и Juselius (1990) подход к числу cointegrating векторов достигается при обеих серий I (1). Коинтеграции тест для данных временных рядов был разработан на векторной авторегрессии (VAR) подход, инициированный Йохансен (1988). По словам Йохансена (1988), р-мерной модели VAR с участием до А-лаг может быть определена следующим образом:
[Z.sub.t] = [А] [[П.]. Sub.1] [Z.sub.t-1] [[П.]. Sub.2] [Z.sub.t-2] ... [[П.]. Sub.k] [Z.sub.t-K] [[эпсилон]. Sub.t] (3)
где [Z.sub.t] является (пикселей 1) вектор р потенциальных эндогенных переменных, и каждый из [[П.]. sub.i] является (PXP) матрица параметров, и [[эпсилон]. югу . т] является белый шум срок. Уравнение (3) может быть сформулирована в модели коррекции ошибок (ECM) виде:
[DELTA] [Z.sub.t] = [А] [[П.]. Sub.k] [Z.sub.tk] [К-1.summation старше (я = 1)] [[тета]. Суб. я] [ДЕЛЬТА] [Z.sub.ti]] [[эпсилон]. sub.t] (4)
где [DELTA] является первым оператором разница, и [П.] и [тета] являются р р матрицы неизвестных параметров и А это порядка VAR что в переводе на отставание К-1 в ECM. Йохансен и Juselius (1990) представил два испытания правдоподобия: первый основан на максимальное собственное который оценивает нулевую гипотезу г cointegrating вектор (ы) с альтернативой (R 1) eointegrating векторов (линейной комбинации). Второй подход основан на след тест, который оценивает нулевой гипотезы, не более, г cointegrating вектор (ы) в сравнении с общим нулевым р cointegrating вектора. В двумерных VAR, нулевая гипотеза, что ни коинтеграции между двумя переменными против альтернативы о существовании 1 cointegrating вектора.
Подобные концепции потенциальных структурных перерыв в тест на единичный корень для одномерных временных рядов данных, структурных перерыв может существовать и в коинтеграции вектор, размышляя о взаимосвязи многомерных временных рядов. Коинтеграции вектор в обычных испытаний коинтеграции предположительно является не зависящий от времени в соответствии с альтернативной гипотезой, что недопустимо, когда есть изменения в перехвата и / или тренд на неизвестный момент времени в данных (Gregory и Хансен, 1996: 100 ). Если структурного разрыва вектора коинтеграции не считается тщательно обычных испытаний коинтеграции может привести к ложным результатам, как это было предложено Kunitomo (1996). Грегори и Хансен (1996) представил остаточной основе коинтеграции испытания в возможном присутствии эндогенно определяется структурными перерыва. Этот метод испытания нулевой гипотезы не коинтеграции против альтернативных коинтеграции со структурным перерыва. Модель может быть сформулирована следующим образом:
[Y.sub.1t] = [[му]. Sub.1] [[му]. Sub.2] [[фи]. Sub.t [тау]] [[А]. Sup.T.sub.1 ] [y.sub.2t] [[А]. sup.T.sub.2] [y.sub.2t] [[фи]. sub.t [тау]] [e.sub.t] т = 1 ,..., n. (5)
Уравнения (5) позволяет структурных изменений как уровень и наклон (C / S модели), и сроки структурной точки рассматривается как неизвестно. [[Микро]. Sub.1] обозначает перехвата изменений до перехода, и [[микро]. Sub.2] обозначает изменение перехватить в момент смены, [[А]. Sub.1] представляет cointegrating склоне коэффициентов до смены режима, и [[А]. sub.2] представляет собой изменение наклона коэффициентами. Коинтеграции отношений оценивается обычным методом наименьших квадратов (МНК), а также тест на единичный корень применяется к регрессии ошибки, [e.sub.t]. То есть, точка прерывания обнаружены путем нахождения минимального значения т ADF-статистики. Фиктивная переменная захвата структурных перерыв в коинтеграции вектор определен следующим образом:
[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII]
где неизвестные тау [параметр] [член] (0, 1) обозначает сроки об изменении точки, и [] представляет собой целую часть. После характеристики одномерных временных рядов данных и о возможном существовании долгосрочных отношений определены, Грейнджер (1969) причинности испытание проводится на стационарной основе, в рамках любой модели VAR или вектор ECM. Тест Грейнджер причинности содержится информация о том, изменения в одной переменной предшествуют изменения в другом. Решение правило причинности, что если нулевых без Грейнджер причинности из X в Y отклоняется на 5 процентов за уровень, то можно заключить, что X Грейнджер вызвало Y. Если оба теста отклонил нулевую гипотезу, то мы можем заключить, что эффект обратной связи отставала произошло, который был двунаправленный причинно-следственной связи между двумя переменными. Тем не менее, эта модель не получаем никаких "причинно-эффект" отношения, вместо этого предлагает степень предсказуемости между этими двумя переменными. Испытания Грейнджер причинности будут достигнуты на основе рамок либо VAR или ECM. Грейнджер модель причинности может быть сформулирована следующим образом (6) ~ (9):
[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] (6)
[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] (7)
[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] (8)
[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] (9)
где [[эпсилон]. sub.t1] и [[эпсилон]. sub.t2] белый шум, и р отставание длины. Испытание совместных значение этих условиях отставали ([[А]. Sub.12, у] = 0, у = 1, ... р и [[] альфа. Sub.22, у] = 0, у = 1 , .... р) представляет собой краткосрочные Грейнджер причинности испытания. Возможные ситуации, указывающий две переменные имеют какой-либо причинно-следственной связи являются следующие:
(А) Односторонний причинности, если [p.summation над (/ = 1)] [[А]. Sub.22, у] [не равно] 0 и [p.summation над (/ = 1)] [[ альфа]. sub.21, у] = 0, или [P.summation над (/ = 1)] [[А]. sub.12] [не равно] 0 и [p.summation над (/ = 1) ] [[А]. sub.11, у] = 0.
(Б) Двунаправленная причинности, если [p.summation над (/ = 1)] [[А]. Sub.12] [не равно] 0 и [p.summation над (/ = 1)] [[А]. Югу 0,22, у] [не равно] 0.
(С) не причинно-следственной связи, если [p.summation над (/ = 1)] [[А]. Sub.12] и [p.summation над (/ = 1)] [[А]. Sub.22, у] не являются статистически значимыми.
Данные для Бангладеш доступна (после отделения от Пакистана), только с 1971 года, и поэтому наш анализ охватывает 34 лет с 1971 года (с 1971 по 2005). Все переменные в отношениях и выражается в натуральных бревен. Нами были получены данные для торговли (экспорт плюс импорт), ВНД, обменный курс и населения от Всемирного банка ах таблицы (2006). Гаусса программное обеспечение было использовано для проведения испытаний в то время как Л. Eviews были использованы для проведения Грейнджер причинности.
V. РЕЗУЛЬТАТЫ
В таблице 3 приведены результаты испытаний ADF, в которой переменная ВНД, Тейла значение (конвергенции), а также торговли на одного человека все стационарные в первую разница, я (1). Результат теста ADF сравнении с подходом, LP (см. Таблицу 4). Результатом такого подхода П. показывает, что нулевая гипотеза единичного корня не может быть отклонена на 5 процентов значительного уровня для каждого из трех переменных, и, следовательно, все переменные в данном исследовании рассматриваются как I (1). Важно отметить, что большинство из T-статистики в таблице 1 [му], [бета], [тета], [] гамма, [Омега], и [] тета являются статистически значимыми, который укрепляет наши результаты.
Модель LGNI и LTRADE является [DELTA] [y.sub.t] = [a.sub.0] [Г] [y.sub.t-1] [a.sub.2] т [p.summation старше ( я = 2)] [бета] [ДЕЛЬТА] [y.sub.ti 1] [e.sub.t] и модель LTHIEL является [DELTA] [y.sub.t] = [a.sub.0] [ гамма] [y.sub.t-1] [p.summation старше (я = 2)] [бета] [ДЕЛЬТА] [y.sub.ti 1] [e.sub.t]. * Значение на 5-процентном уровне. [DELTA] обозначает первый разностей временных рядов. Цифры в скобках [] являются порядка увеличение определяется информационным критерием Экейка (АИК). Критические значения рассчитываются на основе Маккиннон (1996). L = журнала.
Результаты в таблице 4 и на рисунке 2 показаны два наиболее значимых структурных сдвигов влиять на переменные в СААРК-5 регионе, используя процедуры LP. Тест обнаружил изломами в торговле на одного человека в 1992 и 2002 годах. Эти точки разрыва совпадают с попыткой Индии многосторонней либерализации торговли (с учетом того, что Индия является крупнейшей страной в регионе, а также способствует 80 процентов общего ВНД). Изломами также совпадают с повышенным многосторонних и двусторонних отношениях Индии с остальным миром. Двусторонние переговоры начаты между отдельными странами-членами СААРК (например, прогресс в Индии и Шри-Ланка FTA) и другие (например, прогресс в двусторонних торговых переговоров, в Сингапуре, Таиланде, Малайзии, Меркосур, Китай, Япония и АСЕАН). Перерыв ВНД на душу населения произошло в 1990 году, что указывает на ухудшение темпов роста региона совпал с общемировым экономическим спадом, а также указание роста в 2002 году совпал с увеличением двусторонних торговых соглашений, в отдельных странах.
Изломами для значения Тей (прокси-сервер для схождения / расхождения) произошло в 1985 и 2000 годов, совпадая с нефтяным кризисом в середине 1980-х годов и исполнения двусторонних РТС Индии соответственно. Оба эти события толкнул области расходиться, и отодвинул ее от точки, где доля доходов доля населения, расширяется. Неопределенность цен на нефть и роста расходов в области международных перевозок в середине 1980-х годов связаны с большими затратами благосостояния и увеличение разрыва в доходах в регионе. Прямым следствием роста торговли за счет двусторонних торговых соглашений, в начале 2000-х связано с увеличение разрыва в доходах в регионе.
Как отмечалось ранее, ожидается, что международная торговля (торговля на человека) и конвергенции (стоимость Тей) могут быть связаны друг с другом, если процесс наверстывания существует. Рисунок 1 показывает, что коинтеграции отношения не могут существовать между торговли на одного человека и стоимость Тей. Тем не менее, процедура оценки коинтеграции тест-прежнему необходима, потому что она влияет на выбор модели Грейнджер причинности выполнены в рамках любой VAR или ECM.
Таблица 5 докладов результате коинтеграции тест Йохансена для коинтеграции отношения между переменными торговли и индекса Тейла, торговли и ВНД. Оба следа статистики ([[лямбда]. Sub.trace]) и макси-собственные статистические данные ([[лямбда]. Sub.max]) для двух наборов переменных менее 5 процентов критическое значение, и поэтому не имеет нулевой коинтеграции между этими двумя наборами переменных, не может быть отклонена. Результат означает отсутствие долгосрочных отношений между торговлей на одного человека и стоимость Тейла и торговли на одного человека и ВНД на душу населения. Как упоминалось ранее, стандартные тесты для коинтеграции не подходят, потому что они предполагают, что cointegrating вектор не зависящий от времени в соответствии с альтернативной гипотезой.
Таблица 6 показывает результат коинтеграции тест с одной, эндогенно определяется структурными перерыва использованием Грегори и подхода Хансена (1996). Таблица 6 показывает, что нулевая гипотеза не коинтеграции между торговлей на одного человека и индекса Тейла и торговли на одного человека и ВНД на душу населения, не может быть отклонен, так как ADF статистике больше, чем на 5 процентов критическое значение для двух наборов переменных. Эти результаты согласуются с результатом подхода Йохансен. Кроме того, точки разрыва находятся в 1982 и 1983 годах в коинтеграции вектор торговли и индекс Тейла и торговли на одного человека и ВНД на душу населения, соответственно (табл. 6). Результате несуществующие отношения коинтеграции между двумя наборами переменных позволяет обнаружить точками разрыва трудно объяснить - возможно, потому, что они не связаны между собой на всех.
[Рисунок 2 опущены]
На основании результата не коинтеграции отношения двух наборов данных, испытания Грейнджер причинности для торговли на одного человека и Тейла стоимости и торговли на одного человека и ВНД на душу населения может быть выполнена в рамках двумерных VAR, соответственно. Результат теста причинности Грейнджер показано в таблице 7. Во-первых, нулевая гипотеза, что торговля не Грейнджер дело ВНД на душу населения, не может быть отвергнута на 5-процентном уровне (р-значение: 0,1008). Аналогичным образом, нулевая гипотеза, что ВНД на душу населения не Грейнджер причиной торговли, не может быть отвергнута на 5-процентном уровне (р-значение: 0,1522). Этот результат означает, что вмешательство правительства в области торговли и инвестиций в регионе не является полезным для прогнозирования роста региональных доходов, и наоборот. Поэтому мы можем заключить, что не существует причинно-следственная связь между торговлей на одного человека и ВНД на душу населения в странах СААРК. Во-вторых, нулевую гипотезу, что торговля не Грейнджер дело ВНД не может быть отклонена на 5-процентном уровне (р-значение: 0,7002), а также нулевую гипотезу, что неравенство доходов не Грейнджер причиной торговли не может быть отклонена на 5 за уровень процента (р-значение: 0,1345). Этот результат показывает, что вмешательство правительства в области торговли и инвестиций, не связанных с региональной конвергенции доходов стран СААРК, и наоборот ..
VI. ВЫВОДЫ
Эта бумага анализирует СААРК утверждает, что многосторонность и РТС, являются взаимодополняющими, и этой региональной конвергенции доходов, вероятно, с культурно аналогичных воззрений и совершенные регионализма, часто содержит ссылки культурном и географическом отношении. Применяя подход Л. обнаружения разрывов в тенденции функции одномерной торговли на одного человека временных рядов данных (прокси-сервер для торговли и иностранных инвестиций), мы нашли наиболее важные моменты перерыв в торговле на одного человека в 1992 и 2002 годах. Эти точки разрыва совпадают с попыткой Индии на многосторонней либерализации торговли, и более двусторонних отношений внутри и за пределами стран членов СААРК, соответственно. Тенденция значительного перерыва в 1992 году свидетельствует о том, что многосторонность оказала более значительное воздействие на торговлю в этом регионе, и такие события, как правило, объединяют страны СААРК в экономическом сотрудничестве. Глобальные обязательства можно рассматривать как укрепление, а не вредное, сил в регионе. Некоторые исследования показывают, что процесс многосторонней либерализации принятые АСЕАН-5 стран, не входящих рамках АСЕАН, в конце 1980 года объединил стран АСЕАН в области экономического сотрудничества (Ariff, 1994; Jayanthakumaran и Верма, 2008). Для SAARC5 стран, вторая тенденция значительного перерыва произошло как в доходах на душу населения и торговли на одного человека в 2002 году, что совпало с расширением международной торговли Индии с остальным миром.
Индийский экспорт в процентах от валового внутреннего продукта (ВВП) увеличился с 10,023 в 1990 до 14,267 в 2000-03 гг. импорта Индии в процентах от ВВП увеличилась с 10,998 в 1990 до 15,085 в 2000-03 гг (Вейгл, 2007). Прогресс на переговорах по заключению двусторонних соглашений Индии с Шри-Ланки, Сингапура, Таиланда, Малайзии, Китая, МЕРКОСУР, АСЕАН и способствовало расширению торговли. Важно отметить, что Всемирный банк (2006 год: 1) описывает Индией и Шри-Ланка открыто в 2000 году как "наиболее эффективной зоны свободной торговли в существование" ..
Наши эконометрического анализа показывают, что точки разрыва для индекса Тейла (представляющих схождения / расхождения), в 1985 и 2000 годах совпало с нефтяным кризисом в середине 1980-х и расширение торговли в Индии из-за привлечение дополнительных двусторонних РТС в начале 2000-х, соответственно, . Оба эти события увеличили доходы расхождения между отдельными СААРК-5 странах и в регионе в целом. Бекус и Crucini (2000) утверждают, что в период 1972 по 1987 год, драматические изменения в относительных цен на нефть поехали условий торговли. Неопределенность цен на нефть и роста расходов в области международных перевозок в середине 1980-х годов, связанные с увеличение разрыва в доходах в пределах региона. Рост торговли в процентах от ВВП в Индии из-за многосторонних и двусторонних торговых соглашений, связанных с увеличение разрыва в доходах региона, и они совпадают с региональными различие в уровне доходов, что противоречит первоначальной цели СААРК. Можно видеть связи между нашими результатами и результатами, в Вейгл (2007: 1843), который считает, что в стране выросло неравенство в Южно-Азиатском регионе по сравнению с 1990-х в 2000-03 гг.
Рис 1 и результаты Грегори и Хансен (1996) показали, что метод переменных (торговли на одного человека и Тейла стоимости) не движутся в одном направлении. Тест Грейнджер причинности показывает, что причинно-следственная связь между торговлей и неравенство доходов не укоренилась среди СААРК-5 стран. Мы не можем установить причинно-следственную связь между ростом торговли и индекс Тейла. Выгоды для региона, не всегда совпадают - в основном из-за отсутствия регионального сотрудничества. Используя модель GTAP, Бандара и Ю. (2003) утверждают, что SAFTA не пойдет на пользу региону экономически, потому что они не могут отвечать на встречах на высшем уровне, из-за политических конфликтов. Региональная экономическая и политическая интеграция между странами членов СААРК, не является достаточным для использования региональных преимуществ подобных культурных ценностей, низкая заработная плата, низкая сделки, и низкие затраты на транспорт. Интересно отметить, что различия между СААРК и тех стран АСЕАН. Для АСЕАН-5, Jayanthakumaran и Верма (2008) заключить, что существует два пути-следственной связи между потоками, от торговли до региональных сходимости. Мы считаем, что страны СААРК может извлечь уроки из опыта стран АСЕАН.
Мы не нашли структурных сдвигов в торговле на одного человека и ВНД на душу населения, связанных с различными отдельных двусторонних соглашений или других изменений торговой политики отдельных стран. Мы признаем ограниченность наших тестов, которые имеют дело только с двумя перерывами в серии, и не обнаружить присутствие более чем в два структурных сдвигов. Мы признаем, ограничения тест на единичный корень, из-за его малой мощности в отклонение нулевой гипотезы о I (1), особенно при сравнительно небольшим числом степеней свободы существует. Наш анализ включает в себя низкой степенью свободы в оценке уравнений, и только 34 наблюдений. Результаты весьма специфичны, чтобы СААРК-5 настройки, так что общее ограничения целенаправленной исследование случае остаются в силе. Такой тип анализа редко дает убедительных результатов. Модели должны получить дальнейшее развитие, чтобы захватить больше воздействия РТС и многосторонности.
Ссылки
Ariff, M. (1994), "открытого регионализма-ла-АСЕАН", журнал "Экономика азиатских, Vol. 5, № 1, 99-117.
Athukorala, П. (2002), либерализации торговли сельскохозяйственной продукцией в Южной Азии: в рамках Уругвайского раунда тысячелетия раунда, в Kalirajan К., Sankar, У. (ред.), 2003. Экономических реформ и либерализации индийской экономики, Эдвард Элгар, Cheltenham, Великобритания.
Айхан Козе, M. (2002), "Объяснение циклы деловой активности в малой открытой экономикой" Сколько Мировые цены имеет значение? "Журнал международной экономики, Vol. 56, № 2, 299-327.
Бекус, ДК "и" МЮ Crucini (2000), "Цены на нефть и условий торговли", журнал международной экономики, Vol. 50, № 1, 185-213.
Баддели, М. (2006), "О сходимости и расходимости? Воздействие глобализации на рост и неравенство в менее развитых странах," Международное обозрение прикладной экономики, Vol. 20, № 3,391-410.
Бандара, JS и В. Ю. (2003), "Как желательно, в Южной Азии зоны свободной торговли? Количественные экономической оценке," Мировая экономика, Vol. 26, № 9, 1293-1323.
Ben-David, D. (1993), "Уравнивание Exchange: по либерализации торговли и сближения уровней доходов", ежеквартальный журнал экономики, Vol. 108, 653-679.
Ben-David, D. (1994), неравенство в доходах между странами и последствия либерализации торговли, в МР Пазинетти и Р. Солоу, (ред.), экономического роста и структура долгосрочном развитии, Macmillan, Лондон, 45-64 .
Ben-David, D. (1996), "Торговля и конвергенция между странами", журнал международной экономики, Vol. 40, 279-298.
Карлино, Г., Л. Миллс (1993), "в США" региональных экономик, сходящихся? Analysm временных рядов, "Журнал Monetary Economics, Vol. 32, № 2, 335-346.
Das, Д. К. (2008), Южной Азии, соглашения о свободной торговле: эволюция и проблемы, MIT Международное обозрение (весна): <A HREF = "http://web.mit.edu/mitir/2008/spring/south.html" целевых = "_blank" относительной = "NOFOLLOW"> http://web.mit.edu/mitir/2008/spring/south.html </ A> доступ 11 июня 2008.
Доусон, JW и А. Сен (2007), "Новые доказательства по конвергенции международных Доходы от группы 29 стран," Практическая экономика ", Vol. 33, 199-230.
Ethier, WJ (1998), "Регионализм в Многосторонний мир", журнал политической экономии ", Vol. 106, № 6, 1214-1245.
Freund, C. (2000), "Многосторонность и эндогенного формирования соглашений о преференциальной торговле," Журнал международной экономики, Vol. 52, 359-376.
Фридман, М. (1992), "У старого заблуждения тех Die"? Журнал экономической литературы, Vol. 30, 2129-2132.
Гхош, А. К. (2004), "Глобальное неравенство и международной торговли", Cambridge Journal экономики, Vol. 28, № 2, 229-252.
Грейнджер, CWJ (1969), "Исследование по причинно-следственным связям эконометрические модели и кросс-спектральных методов," Эконометрика, Vol. 37, № 3,424-438.
Грегори, А. Хансен и BE (1996), "Остаточная основе тестов для коинтеграции в моделях с режимом сдвиги," Журнал эконометрика, Vol. 70. № 1, 99-126.
Jayanthakumaran, К. Э. Санидас (2007), "дополнительности гипотезы интеграции: регионализм, по многосторонности и АСЕАН-5", Азиатско-Тихоокеанского региона журнал экономики и бизнеса, Vol. 11, № 1, 40-60.
Jayanthakumaran, К. и Р. Верма (2008), "Международная торговля и региональная конвергенция доходов: АСЕАН-5 доказывания" АСЕАН экономический бюллетень (принято к публикации в августе 2008 года выпуска).
Йохансен, S. (1988), "Статистический анализ коинтеграции Вектора", журнал экономики и управления, Vol. 12,231-254.
Йохансен, С. и К. Juselius (1990), "Оценка максимального правдоподобия и вывода на коинтеграции с приложениями к Спрос на деньги", Оксфорд Бюллетень экономики и статистики, Vol. 52, № 2, 169-210.
Kathuria, В. (2002), "либерализации, ПИИ, и производительность Вторичные эффекты - Анализ индийских фирм-производителей", Оксфорд экономического документы, Vol. 54, № 4, 688-718.
Koopmann, G. (2003), "Рост-Регионализм серьезной проблемой для системы многосторонней торговли," Intereconomics, Vol. 38, № 5, 237-241.
Kunitomo, Н. (1996), "Испытания Группа Корни и коинтеграции гипотез в эконометрике модели," японский Economic Review, Vol. 47, № 1, 79-109.
Ли, JW и К. Шин (2006), "Регионализм ли приведет к более глобальной торговой интеграции в Восточной Азии?," Северо-Американский журнал экономики и финансов, Vol. 17, 283-301.
Линден, M. (2000), "Проверка роста Сближение с временных рядов данных - Непараметрический подход," Международное обозрение прикладной экономики, Vol. 14, № 3, 361-3702
Лопес-Bazo Е., Е. Vaya, М. Артис (2004), "Региональные Внешние и экономический рост: Данные из Регионов Европы", журнал регионального Science, Vol. 44, № 1, 43-73.
Ламсдейн, RL и DH Papell, (1997), "Несколько Перерывы тенденции и группы-Коренной гипотезы," Обзор экономики и статистики, Vol. 79, № 2,212-218.
Льюэр, JJ и Х. ван ден Берг (2003), "Как велико влияние международной торговли на экономический рост?", Журнал экономической Surveys, Vol. 17, № 3, 363-396.
Маккиннон, JG (1996), "Численное функции распределения для корневой группы и коинтеграции Тесты," Журнал прикладной эконометрики, Vol. 11, № 6, 601-618.
Mohanty, С. К. (2003), Региональный либерализации торговли в рамках САПТА и Индии торговых связей с Южной Азией, Нью-Дели: Научно-исследовательская и информационная система для неприсоединившихся и других развивающихся стран (РИС-DP
Луна, W. (2006), "конвергенции доходов между странами и регионами в Восточной Азии", журнал международного andArea исследований, Vol. 13, № 2, 1-16.
Нибур, А. Ф. Schlitte (2004), "О сходимости, торговли и мобильности факторов производства в странах Европейского союза - Последствия для расширения и региональной политики", Intereconomics, Vol. 39, № 3, 167-177.
Nissan, Е. и Г. Картер (1993), "Неравенство доходов в регионах С течением времени", рост и изменения, Vol. 24, 303-319.
Нг, С. и П. Перрон (1995), "Тесты на наличие единичного корня в ARMA модели с данными зависимых методы по отбору Усечение Ю.К.," Журнале Американской статистической ассоциации, Vol. 90, № 429, 268-281.
Орнелас, Е. (2005), "Торговля Создание зоны свободной торговли и подрыв принципа многосторонности," европейских Economic Review, Vol. 49, 1717-1735.
Исследовании Рапа § апуа, A. (1999), "Торговая политика в Южной Азии: в последнее время либерализация и будущее повестки дня", "Мировая экономика, Vol. 22, № 3, 353-378.
Paswan, Н. К. (2003), в области сельскохозяйственной торговли в Южной Азии: возможности и варианты политики ", APH Publishing Corporation, Нью-Дели.
Перрон, П. (1997), "дополнительные доказательства" на разрыв "Тренд функций в макроэкономические переменные," Журнал эконометрика, Vol. 80, № 2, 355-385.
Пламмер, М. (1997), "АСЕАН и теория региональной экономической интеграции: Обзор", АСЕАН экономического бюллетеня, Vol. 14, № 2, 202-214.
Причетт, Л. (1997), "расхождение, Big Time", журнал "Экономические перспективы", Vol. 11, № 3, 3-17.
Равн, заказ товаров по почте Э. Mazzenga (2004), "Международный Бизнес циклы: Количественные Роль транспортных издержек", журнал международного Денежное обращение и финансы, Vol. 23, 645-671.
Салим, Р. (2003), "Экономическая либерализация и рост производительности: еще одно свидетельство из Бангладеш," Оксфорд исследований в области развития, Vol. 31, № 1, 85-98.
Сильва, JA и RM Лейченко (2004), "Региональное неравенство доходов и международная торговля", "Экономическая география, Vol. 80, № 3, 261-286.
Slaughter, МДж (1997), "душу конвергенции и роль международной торговли", American Economic Review, Vol. 87, № 2, 194-199.
Srinivasan Т.Н., SD Tendulkar (2003), вхождение Индии в мировой экономике ", Oxford: Oxford University Press.
Storm, S. (2003), "Переход Проблемы в политике реформ: Сельское хозяйство Либерализация торговли в Индии," Обзор развития экономики, Vol. 7, № 3, 406-418.
Вейгл, UR (2007), "Либерализация ли экономические и равенство совместимы? Данные из Южной Азии," World Development, Vol. 35, № 11, 1836-1857.
Вайс, Дж. и К. Jayanthakumaran (1995), "Торговля и производство реформе деятельности: Доказательства из Шри-Ланки 1978-1989", Development Policy Review, Vol. 13, 65-83.
Всемирный банк (2004), торговой политики, в Южной Азии: Обзор, Вашингтон, округ Колумбия (3 тома).
Всемирный банк (2006), World Tables, DXDatabase. Всемирный банк, Вашингтон, постоянный ток
Всемирный банк (2006), преференциальной торговли в Южной Азии, Вашингтон, DC
Всемирный банк (2008), "Показатели мирового развития базы данных, Вашингтон, DC
Яо, С., З. Zhang, Г. Фэн (2005), "из сельских в городские и региональные неравенства производства, доходов и потребления в Китае под экономических реформ", журнал экономических исследований, Vol. 32, № 1, 4-24.
KANKESU JAYANTHAKUMARAN и Шао-WEI ЛИ
Университете Воллонгонг, Австралия
Примечания
(1.) Мы хотели бы поблагодарить анонимных судей для представления замечаний, которые помогли перестройки рукописи. СААРК сокращенно от Южно-Азиатской ассоциации регионального сотрудничества. Исследование СААРК-5 в этом исследовании включает в себя 5 основателей страны: Индия, Шри-Ланка, Пакистан, Бангладеш и Непале. Мы игнорируем Бутан и Мальдивские острова из-за отсутствия данных.
(2.) СААРК регионе составляет примерно 20 процентов от общей численности населения мира и производит меньше, чем 2 процентов в общем мировом ВНП. Регион ВНП на душу населения составляет от 340 долл. США в Непале до $ 1540 в Шри-Ланке в 2007 году (Всемирный банк, 2008).
(3.) К концу 1980-х годов, количественные ограничения охраняемых товаров на сумму до целых 93 процентов от общего объема продаваемых ВВП и 90 процентов производства. К 1995 году этот показатель сократился до 66 процентов от общего объема продаваемых ВВП и 36 процентов производства. Средний применяться тарифные ставки по всем категориям товаров в три раза выше, чем в среднем по 28 развивающихся стран (Сринивасан и Tandulkar, 2003).
(4.) Исторического развития Южно-Азиатской ассоциации регионального сотрудничества (СААРК), распределились следующим образом: идея регионального сотрудничества в 7 странах Южной Азии возникла в 1980 году. В августе 1983 года (Нью-Дели), министры иностранных дел официально объявил о начале комплексной программы действий (IPA) путем принятия декларации СААРК. В декабре 1985 года (Дакка), был принят Устав, свидетельствовавшие о СААРК. В декабре 1991 года (Коломбо), институциональные рамки были согласованы в соответствии с которым конкретные меры по либерализации торговли между странами членами СААРК может продвинуться вперед. Идея создания Южной Азии, Соглашения о преференциальной торговле (САПТА) возникла в 1991 году и начал свою работу в декабре 1995 (Paswan 2003, с. 346-49).
(5.) МЕРКОСУР был создан в 1991 году Договора Асунсьона и охватывает четыре страны Латинской Америки: Аргентина, Бразилия, Парагвай и Уругвай. Боливия, Чили, Колумбии, Эквадора и Перу в настоящее время имеют статус ассоциированного члена.
(6.) Данные по Бангладеш доступна с момента обретения независимости в 1971 году.
