Так-доллар обменного курса и торгового баланса, Бангладеш: свидетельство о J-кривой или S-кривая?

Аннотация

Эта статья анализирует динамику Така-обменного курса доллара и Бангладеш торгового баланса. Достаточно стандартных двумерных процедуры коинтеграции осуществляется путем использования номинальных данных за первый квартал 1972 года по последний квартал 2003 года. Полученные результаты указывают на слабые доказательства J-кривой со значительным краткосрочным ухудшением торгового баланса и вялого улучшения в долгосрочной перспективе. Но эти результаты требуют интерпретации с дополнительной предупреждений.

ВВЕДЕНИЕ

В теории, девальвации обменного курса приведет к сокращению импорта и увеличению экспорта таким образом заказчик дефицит торгового баланса страны представили известные Маршалла-Лернера условии, что сумма экспорта и эластичности спроса на импорт, по крайней мере, равным единице имеет место (подробнее см. Kulkarni , 1994). Таким образом, влияние обменного курса девальвации на экспорт, импорт, а следовательно, и торгового баланса, не являются гарантией (зависит, по крайней мере частично, от того, Маршалл-Лернер условие), ни мгновения.

Традиционных теоретически ожидаемого результата не может быть гарантирована, поскольку Маршалла-Лернера состояние или некоторых из его основных условий (например, бесконечные эластичности предложения) не могут занимать. Кроме того, ожидаемый результат, даже если это произойдет, не может быть мгновенным, как экспорт и импорт могут реагировать корректировок обменного курса с запаздываниями и их реакция лаг-структур также может быть различной. Маги (1973) впервые J-кривой теории для описания последствий девальвации обменного курса на торговый баланс. Согласно этой теории, дефицит торгового баланса страны ухудшается, сразу же после ее валюты падает, поскольку цена эффектов будет преобладать влияние на объем импорта в краткосрочной перспективе (см. также Kulkarni 1994). Иными словами, чем выше стоимость импортных товаров будет более чем компенсировано уменьшением объема импорта. Таким образом, J-кривая изображает, что снижение стоимости дома валюты по отношению к иностранной валюте, должны сопровождаться временным ухудшением торгового дефицита до своих долгосрочных улучшений.

Малой открытой экономики модель, которая отражает некоторые важные особенности наименее развитых стран (НРС), экономикой также может воспроизводить S-кривой, поскольку они имеют ограниченный доступ на международные финансовые рынки капитала и сглаживания последствий условия международной торговли и других внешних потрясений (Senhadji, 1998).

Бангладеш имеет давнюю историю настойчиво расширение дефицита торгового баланса и почти постоянное снижение курса валюты по отношению к основным валютам после ее создания (рис. 2). Случайные инспекции также предоставляет некоторые предварительные указания на существование долгосрочных отношений между сальдо торгового баланса и обменного курса (рис. 2). Бангладеш, снижение обменного курса используется в качестве инструмента для устранения дефицита торгового баланса страны вместо непосредственной ссылки на ограничительную торговой практики. В международной экономической литературе, о реакции торгового баланса валютного курса представляют собой важный вопрос. Для Бангладеш, этот вопрос имеет большое значение.

[Рисунок 1 опущены]

[Рисунок 2 опущены]

Общие цели этой статье с теоретических обертона включать (я) изучение возможности долгосрочного равновесия отношений торгового баланса с реального эффективного обменного курса иностранных доходов и внутреннего дохода; (II) исследование направление причинно-следственной связи между вышеупомянутых переменных, и (III) применение импульсных анализ реакции удостовериться в том, потрясений на реальный эффективный обменный курс заставить торгового баланса последующей J-кривой или S-кривой траектории. Осуществляя коинтеграции и исправления ошибок моделирования, в этой статье позволяет получить ценную информацию по динамике торгового баланса Бангладеш.

Остальные бумаги имеет следующую структуру. Раздел II содержит краткий обзор некоторых недавних соответствующую литературу. В разделе III рассматриваются модели и эмпирические методики. Раздел IV докладов эмпирические результаты. В разделе V содержатся выводы и замечания.

КРАТКИЙ ОБЗОР НЕКОТОРЫХ современной литературе

J-кривой литературы, в частности, очень широк и еще развивается смещение фокуса в краткосрочной перспективе динамика, что следов после девальвации время пробега торгового баланса. S-кривой литература, а сравнительно очень мало. Эмпирической литературы по свидетельству J-кривой является довольно неоднозначной.

Роуз и Йеллен (1989) изучали в краткосрочной перспективе динамика отношений между обменным курсом и торгового баланса. Они не обнаружили никаких свидетельств J-кривой G-7. Роуз (1990) изучили зависимость для образца развивающихся стран и не обнаружили никаких свидетельств J-образной кривой. Уилсон и Tat (2001) не обнаружили каких-либо доказательств J-кривой для Сингапура. Лай и Lowinger (2002) не обнаружили каких-либо доказательств J-кривой для Японии. Бахмани-Oskooee и Ратха (2004) рассмотрел 18 основных торговых партнеров Соединенных Штатов (Австралия, Австрия, Бельгия, Канада, Дания, Финляндия, Франция, Германия, Ирландия, Италия, Япония, Нидерланды, Новая Зеландия, Норвегия, Испания, Швеция , Швейцария и Великобритания) и не смогли обнаружить каких-либо J-кривой узор в краткосрочной перспективе, хотя реальное обесценение доллара показали благоприятное воздействие на торговый баланс США в большинстве случаев.

В отличие от Mahdavi и Sohrabian (1993) нашли доказательства задержки J-кривой для США. Demirden и Pastine (1995) также нашли доказательства J-кривой для США. Кале (2001) нашли доказательства J-кривой для Турции. Лала и Lowinger (2002) обнаружили доказательства J-кривой для группы из 7 стран Восточной Азии (Индонезия, Япония, Корея, Малайзия, Филиппины, Сингапур и Таиланд). Narayan (2004) сделан вывод, что сальдо торгового баланса Новой Зеландии выставлены J-кривой схеме снижения курса доллара Новой Зеландии. Kulkarni (1994), свидетельствует о J-кривой явлением для Египта и Ганы. В данном исследовании Kulkarni также высказал мысль о возможности явление перехода J-кривой для этих стран, с течением времени. В другом исследовании, Kulkarni и Bhatia (2002) обнаружили доказательства J-кривой в 6 из 7 разных стран исследовали, Филиппин, Кении, Японии, Индонезии, Мексике, Китае и Испании (за исключением Китая) .

Динамика потребления сглаживание и формирование капитала малых открытых экономик наименее развитых стран приводит к S-кривой в присутствии производительности потрясений только (Senhadji, 1998). Для этих стран, торговый баланс определяет чистое поступление иностранной валюты в то время как условия торговли определить их покупательной способности. Кроме того, Бахмани-Oskooee (1986b) обнаружили доказательства W-кривой текущего счета США использованием квартальных данных за 1973-1985. Она описывает, что после снижения курса доллара, на расчетный счет ухудшилось за два квартала, а затем началось повышение на пять четвертей, снова ухудшилось, и, наконец, улучшилось.

Теоретическая модель и эмпирические МЕТОДОЛОГИЯ

После Роуз и Йеллен (1989), спрос на импортные товары дается

[D.sub.m] = [D.sub.m] = [D.sub.m] (Y, [P.sub.m]) и [D.sup .*. sub.m] = [D . SUP .*. sub.m] ([Y.sup .*], [P.sup .*. sub.m]) (1)

где [D.sub.m] ([D.sup .*. sub.m]) = количество товаров, ввозимых дома (иностранного) государства, Y ([Y.sup .*]) = уровень внутренних (иностранные ) реальных доходов, прокси соответствующими индекс промышленного производства, [P.sub.m] = относительная стоимость импортных товаров на товары отечественного производства, и [P.sup .*. sub.m] = аналогичные относительные цены на импорт за рубежом.

Уравнений на поставку экспортных товаров являются следующие:

[S.sub.x] = [S.sub.x] ([P.sub.x]) и [S.sup .*. sub.x] = [S.sup .*. sub.x] ([ P.sup .*. sub.x]) ... (2)

где [S.sub.x] ([S.sup .*. sub.x]) = поставку дома (иностранных) экспортных товаров, [P.sub.x] = соотношение внутренних цен экспортных товаров на внутренний уровень цен, P, [P.sup .*. sub.x] = соотношение цена иностранной валюты цена экспортных товаров на внешний уровень цен, [P.sup .*]. Таким образом, внутренние относительные цены импорта можно записать в виде

[P.sub.m] = E [P.sup .*. sub.x] / P = REX х [S.sup .*. sub.x] ... (3)

где E = номинальный обменный курс (количество единицах национальной валюты за единицу иностранной валюты) и REX = реального обменного курса. Кроме того, относительная стоимость импорта за рубежом

[P.sup .*. sub.m] = [P.sub.x] / REX ... (4)

В равновесии

[D.sub.m] = [S.sup .*. sub.x] и [D.sup .*. sub.m] = [S.sub.x] ... (5)

Значение торгового баланса страны в реальном выражении разница между стоимостью экспорта и стоимости импорта в национальной валюте:

ТБ = [P.sub.x] [D.sup .*. sub.m] - REX. [P.sup .*. sub.x] х [D.sub.m] ... (6)

Уравнений (1) через (6) вытекает сокращенной форме:

ТБ: TB (REX, Y, [Y.sup .*]). ... (7)

Логлинейная вариант уравнения (7) с течением времени индекс:

В T [B.sub.t] = [[бета]. Sub.0] [[бета]. Sub.1 LN] [Y.sub.t] [[бета]. Sub.2 LN] [Ю. SUP .*. sub.t] [[бета]. sub.3], Л. Н. [REX.sub.t] [u.sub.t]. ... (8)

, где [] u.sub.t является случайной термин "ошибка" и в естественный логарифмическим преобразованием. Коинтеграции тестов, применяемых для определения наличия долгосрочной связи между переменными. Если серии нестационарных, комплексного порядка 1 I (1), а также cointegrated, следующие оценки исправления ошибок модели определяется на основе (Энгл и Грейнджер, 1987):

[Математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] (9)

где ТБ = соотношение экспорта и импорта, и [EC.sub.t-1] = исправления ошибок перспективе.

Квартальные данные с 1972 года. Я до 2003 года. IV используются в настоящем документе. Источник данных включает в себя IFS МВФ CD ROM, декабрь 2004.

Эмпирические результаты

С ежеквартальной мирового ВВП, данные не доступны для периода выборки и Есть нет реального эффективного обменного курса данных для Бангладеш, переменных у и [y.sup .*] исключены из окончательной оценки регрессии (8 и 9). Вместо реального эффективного обменного курса, Така-курс доллара предназначен для практического удобства. Все полученные результаты оценки таким образом, связаны только две переменные (торгового баланса и двусторонних обменных курсов).

Во-первых, собственность временных рядов торгового баланса и обменного курса нестационарности (единичный корень) исследовано путем осуществления довольно стандартным Расширенная Дики-Фуллера (ADF) и Филлипс-Перрона испытаний (Дики и Фуллер, 1979; Филлипса и Перрона, 1988). Результаты представлены в таблице 1 следующим образом:

Сравнивая оценкам численные значения и ADF-Филлипса-Перрона тестовых статистик ([математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] и [математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII], соответственно) с Маккиннон критических значений на 5 процентов и выше уровней значимости , нулевая гипотеза единичного корня (нестационарность) не может быть отклонена как торговый баланс и валютный курс. Кроме того, каждой переменной в стационарных уровней становится на первый разностей. Таким образом, делается вывод, что каждая переменная отражает нестационарность и I (1) поведение.

Далее, двумерные отношения коинтеграции исследована путем осуществления Энгл и Грейнджер (1987) процедуры. Результаты представлены в таблице 2 следующим образом:

Связанных Т-значения перехватить срок и коэффициент наклона в коинтеграции регрессии статистически весьма существенным, как отражено в их соответствующих P-значения. Предполагаемые условия ошибки извлекаются из вышеуказанных регрессии коинтеграции указать регрессии ADF для выявления возможных двумерных долгосрочного равновесия отношений как ([математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII]). Численное значение [[??]. sub.0] и связанных с псевдо-т-значения являются статистически значимыми. Это означает существование долгосрочного равновесия отношений между Бангладеш торгового баланса и номера TakaDollar обмена. Для тест-Филлипс-Перрона для поиска отношения cointegrating, [математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] рассматривается. Этот тест также четко подтверждает наличие взаимосвязи между cointegrating торгового баланса и обменного курса (табл. 3).

Поскольку обе переменные нестационарных интеграции первого порядка и cointegrated, связанных исправления ошибок модели следующие Энгл и Грейнджер (1987) оценивается. Результаты съемки долгосрочные и краткосрочные динамика представлена следующим образом (табл. 4).

Коэффициент исправления ошибок срок ([EC.sub.t-1]) имеет ожидаемый отрицательный знак и статистически весьма важное значение в плане связанные т стоимости. Это подтверждает однонаправленной долгосрочного равновесия (cointegrating) отношения, вытекающие из изменений обменного курса к изменению торгового баланса Бангладеш. Отставали ответы изменения в сальдо торгового баланса и обменного курса выявить двунаправленный краткосрочной динамики. Это подтверждается F-статистики, как показано выше. Чтобы добавить кроме того, 4-квартале оптимальная длина лага определяется Экейка информационным критерием (АИК), разработанный в (Экейка, 1969).

Наконец, импульсная переходная функция, как показано ниже на рис. 3 (правой верхней части графика) показывает, что амортизация Бангладеш Така против американского доллара приводит к сокращению первоначального экспорта к объему импорта указывает ухудшение торгового баланса за первые две четверти последующим улучшением после четвертого квартале. Но темпы улучшения за восьмой квартал кажется вялым.

Выше вывод основан на верхней правой части рис 3 слабо предлагает тенденция J-кривой структура торгового баланса Бангладеш с почти плоской верхней о том, что эффект от 1-времени амортизации постепенно уменьшается в 8 кварталов. Это отчасти согласуется с задержкой явление J-образной кривой.

[Рисунок 3 опущены]

ВЫВОДЫ И ЗАМЕЧАНИЯ

Слабые доказательства J-кривой Бангладеш свидетельствует о том, что амортизация так по отношению к доллару приводит к существенным ухудшением торгового баланса в краткосрочной перспективе по отношению к долгосрочному улучшению торгового баланса. Таким образом, снижение курса внешней стоимости Так остается под вопросом, чтобы принести долгосрочную выгоду после значительного кратковременной потери от внешней торговли. Возможно, частые небольшие дозы амортизации так без соответствующих сроков и теплой ответ торговли имеет что-то делать с этим наблюдается картина J-образной кривой. Чтобы добавить, существует значительная неопределенность в отношении J-кривой, как размер и сроки корректировки совокупного торгового баланса зависит от величины изменения обменного курса (Мид, 1988). Тем не менее, понимание взаимосвязи между торгового баланса и обменного курса полезно прагматические разработки торговой политики.

Очевидно, что это исследование не проявляет каких-либо доказательств S-кривой, несмотря Бангладеш будучи маленькой открытой экономики с очень ограниченным доступом к международным финансовым рынке капитала. Возможно, это означает, что Бангладеш является не слишком уязвима для внешних потрясений в связи с неустойчивой исход краткосрочного иностранного капитала, что было в части, ответственный за 1997-98 годов Юго-Восточной Азии финансового кризиса.

Результаты этой работы показывают, что снижение обменного курса вылечить хронический торговый дефицит не может быть очень полезным инструментом политики Бангладеш торговли зависит от целого ряда других факторов. Кроме того, секторальных J-кривой может представить более полную картину динамики торговли по сравнению с совокупной J-кривой, так как все сегменты экспортного сектора страны не в равной степени реагировать на корректировок обменного курса. В заключение, данное исследование может быть расширено на другие страны за разные периоды выборки, по которым всеобъемлющих данных в соответствии с теоретической моделью легко доступны. Как недостаток, результаты этой работы следует толковать с должным предупреждений.

ПОДТВЕРЖДЕНИЕ

Благодаря редактор журнала и анонимных судей за их полезные предложения и замечания. Однако обычно применяется отказ.

Ссылки

Экейка, H. (1969), Установка авторегрессии для прогнозирования, Анналы Института Математическая статистика, 21, 243-47.

Бахмани-Oskooee М., Ратха, A. (2004), J-кривой динамики США Двусторонняя торговля; журнал по экономике и финансам, 28, 32-38.

Demirden Т., Pastine, И. (1995), гибкие обменные курсы и J-кривой, Economics Letters, 48, 373-7.

Дики, D.A. и Фуллер, WA (1979), распределения оценщиков для авторегрессии временных рядов с единичного корня, Журнал Американской статистической ассоциации, 74, 427-31.

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

Энгл, РФ и Ю, BS (1987), прогнозирования и испытания в Cointegrated Systems, журнал эконометрика, 35, 143-59.

Кале, P. (2001), торговый баланс в Турции в краткосрочном и долгосрочном периоде: Ошибка моделирования коррекции и коинтеграции, Международный журнал торговли, XV, 27-56.

Kulkarni Кишоре (1994), J-кривой гипотеза и девальвации валюты: испытание Kulkarni гипотезы с Египтом и Ганы, Журнал прикладной бизнес-исследований, перепечатано в Kulkarni Кишоре (ed.), чтения по международной экономике, сериалов, публикации, Нью-Дели, Индия, 2004, с. 25-38.

Kulkarni Кишоре и Бхатия, Alpana (2002), эмпирические данные о J-кривой гипотезы, индийская Economic Journal, перепечатано в Kulkarni Кишоре (ed.), чтения по международной экономике, сериалов, публикации, Нью-Дели, Индия, 2004, с. 39-54.

Лала, A.K. и Lowinger, TC (2002), J-кривой: очевидцев из Восточной Азии, Журнал экономической интеграции, 17, 397-415.

Маги, С. П. (1973), валютных контрактов, проходят и девальвации Брукинг Документы и экономической деятельности, 1, 303-25.

Mahdavi С., Sohrabian, A. (1993), Exchange курса доллара и торговый баланс США: эмпирическое исследование на основе коинтеграции и тесты Грейнджер причинности, ежеквартальный обзор экономики и финансов, 33, 343-58.

Мид, Е. Е. (1988), курсы валют, настройка и J-кривой, Федеральная резервная система бюллетень, октябрь, 633-44.

Narayan, П. (2004), Новой Зеландии, торговый баланс: Доказательства J-кривой и Грейнджер причинности, Прикладная Economics Letters, 11, 351-54.

Pesaran, MH и Шин, Ю. (1995), авторегрессии распределенного подхода отставание Моделирование коинтеграции анализа, в Сентенниал Объем Rangar Frisch (EDS), С. Стром, А. Холли, П. Diamond, Cambridge University Press, Кембридж.

Pesaran, MH, Шин, Ю. и Смит, RJ (2001), Оценки тестирования подходы к анализу уровня отношений, Журнал прикладной экономики, 16, 289-326.

Филлипс, P.C.B. и Перрона, П. (1988), тестирование на единичный корень временных рядов регрессии, Biometrika, 75, 335-59.

Роуз А. К., Йеллен, JL (1989), есть ли J-кривой?, Журнал Monetary Economics, 24, 53-68. Роуз, А. К. (1990), Курсы и торговый баланс: Некоторые данных из развивающихся стран, экономика Письма, 3, 271-5.

Senhadji, А. С. (1998), динамика торгового баланса и условий торговли в НРС: S-кривой, журнал международной экономики, 46, 105-31.

Сингх, T. (2002), торговый баланс Индии: Роль доходов и валютных курсов, журнал Policy Modeling, 24, 437-52.

Уилсон П., Tat, KC (2001) Курсы и торговый баланс: опыт Сингапура 1970 по 1996 год. Журнал азиатской экономики, 12, 47-63.

MATIUR РАХМАН

Макниз государственный университет, г. Лейк-Чарльз

ANISUL М. ИСЛАМ

Университет Хьюстона-Downtown, Хьюстон