出口、进口和经济增长的因果关系：基于转型经济的实证分析外文翻译

1、出口、进口和经济增长的因果关系：基于转型经济的实证分析外文翻译 本科毕业论文外文翻译外文题目: Causality between exports, imports, and economic growth:Evidence from transition economies出 处: Economics Letters 作 者: Titus O. Awokuse *译文:出口、进口和经济增长的因果关系:基于转型经济的实证分析Titus O. Awokuse*选自美国新泽西州,特拉华州大学,汤森大厅213号,食物和资源的经济部门,2005年9月摘 要 关于中、东欧国家的市场自由化对经济增长的影响

2、和不断增长的贸易进入欧洲市场,是一个值得研究的重要的实证问题。本文考察了三个转型经济体国家的进出口增长对经济的影响,实证结果表明贸易刺激经济增长。关键词:欧中研究中心、协整分析、经济增长、格兰杰因果检验、贸易一、引 言 关于贸易开放度对经济增长的影响的因果关系,在实证文献中存在分歧。一些分析家认为,从因果关系来看,出口会影响经济增长,并且这是出口导向型经济增长ELG假设Balassa,1978年;巴格瓦蒂,1978年;爱德华兹, 1998年。出口扩张和开放的国外市场被看作是决定经济的一个关键因素,因为它们能发挥正外部性效益。例如,在一个蓬勃发展的出口产业公司,能享受下列好处:高效的资源配置、充

3、足的资金利用、规模经济和由外国市场竞争刺激引起的技术创新 埃尔普曼和克鲁格曼,1985年。再者,出口可提供外汇,这能允许更多中间产品的进口,并反过来增加资本形成,从而激发产出增长。几项研究也表明,它可能是因为经济增长导致出口增加GLE,也可能是反向作用,由出口增长导致经济增长。出口导致经济增长的案件中,出口扩大可能是受由于国内的劳动力水平和知识提高所引起的生产力增长的影响 巴格瓦蒂,1988;克鲁格曼,1984年。第三个可供选择的原因是进口导致经济增长ILG,这表明进口的增长会导致经济增长。内生增长模型显示,进口可以作为长期经济增长的一种渠道,因为给国内企业提供了必要的中介因素和外国技术洛克菲

4、勒和埃尔普曼,1995。进口增长可以作为一种媒介,将外国研发知识从发达国家转移到发展中国家劳伦斯和温斯坦,1999;Mazumdar,2000年。 中央计划经济在二十世纪八十年代后期垮台后,许多前社会主义中央和东欧国家经历了重大的经济危机。在这些国家中,有几个国家采取措施,成为欧盟EU 会员。作为加入欧盟的条件,这些国家签署了欧盟协议,此协议要求加入成员国接受经济制度和市场自由化政策,这种政策在好几个国家的出口领域促进了重大的扩张。然而在近期实证研究发现,出口对经济增长的影响,主要集中在亚洲经济体国家。在中、东欧国家的近期历史上,很少有研究检查这些经济体的贸易增长与这些因素有关Dritsaki

5、s,2004年。相反,在以前改革中这些研究主要是对前社会主义国家的研究,并主要集中在了自然与挑战的经济转型的过程。过去研究的焦点一直集中在 “市场失灵”问题,促进自由市场机构等。卡明斯基,1996;世界银行,1996; 赫克曼和科夫,1997。中、东欧市场自由化对经济增长影响情况和增加贸易对进入欧盟市场的影响情况是一个需要进一步实证研究调查的大问题。 本文回顾了在集成框架之内对保加利亚、捷克共和国和波兰的贸易和经济增长的因果关系。与过去大多数的出口导致经济增长(ELG)的研究相比,本研究专门用一个显化的生产曲线来测试出口和进口对经济增长的影响。以下是与菲利普斯研究1993,本研究采用近年来数据

6、所产生的时间序列模型,并采用向量误差修正模型为基础的因果模型。实证结果表明出口和保加利亚的经济增长的一种双向因果关系。并且进口对捷克共和国和波兰经济增长的因果关系。 本论文结构如下:第二部分论述分析框架和方法论问题。第三部分阐述实证分析和结果,第四节概述了论文的结果。二、分析框架和方法论问题 早期的经验公式试图捕捉国内生产总值GDP增长和出口之间的因果联系,并将出口引入到社会总生产函数中巴拉萨,1978年;Sheehey,1992。这个增量包括进出口的生产函数表示如下: YFk,L;X,M (1) 其中,Y代表真实GDP的增长,K,L,X和M分别代表实际总资金、劳动力、实际出口和实际进口。假设

7、长期贸易能力与经济增长之间存在关系,这就有必要优先对格兰杰因果关系进行分析。 因为协整分析方法相当普遍并被广泛应用恩格尔和格兰杰,1987;约翰森,1991年;约翰森和Juselius经济学博士,1990年,只提供一个简要概述。约汉森(1991模拟时间序列为降低计算秩回归中最有可能出现的可能性多元误差修正模型ECM与高斯误差。该模型 基于以下误差修正。 其中,Zt代表 n×1列向量的变量,是 n×1向量的常数×条款, 和都代表系数矩阵,是不同的运营商,k是滞后的长度,t N0、。这个系数矩阵y有众所周知的影响,其所包含的信息矩阵包含长期关系。在先前对每个变量整合的

8、测试之后, 约汉森的方法要求估算式 2,其余额是用来计算两种似然比的统计检验:微量和最大特征值-测试。渐近临界值的踪迹来计算的似然比试验见Osterwald-Lenum通过数值模拟,1992。三、实证分析的结果 每个国家的数据集,包括观察实际GDP增长GDP,实际出口 出口,实际进口进口、资本形成总额,代替资本投资,和劳动力 劳动。这些数据是从国际货币基金组织得到的,这些数据集覆盖了保加利亚1994年1月到2004年3月这段时期的数据, 捷克共和国1993年1月到2002年4月这段时期数据和波兰在1995年1月到2004年2月的数据。并将所有的变量都取自然对数。 首先,这个时间序列数据的特性是

9、利用两中方法来检验的。分别是迪基(Dickey)福勒(Fuller)的单位根检验 1979ADF测试,而KPSS测试 由克维亚特科夫斯基等人提出的,1992是以平稳性为原假设。结合单位根测试结果见表1表明,这个变量继承秩序例如,I(1)。这表明同积关系的的可能性。表2所提供的是基于ECM模型,使用最理想的滞后的长度的共识协整分析的结果。结果从微量和-测验上都表明,该系统变量是协整的。同积的存在意味着ECM规格的关系是合理的。再者,其余额原则的说明不是没有意义的。 表3报告结果是对欧洲共同体成员国数据的格兰杰因果测试。每一列代表每个方程系统中五个变量的其中一个。对于每一个变量,至少有一个有因果关

10、系的作用:短期格兰杰因果关系检验是通过滞后系数(F-statistics)来检验的,长期的因果关系是通过有统计学意义的滞后误差修正 t-statistics来检验。明显的滞后期等系数表明滞后一期的均衡误差会影响目前结果。在保加利亚, 这些数据体现出来的5%的显著性水平支持经济增长导致出口增加和出口增加导致经济增长这两种假设。格兰杰因果检验表明,出口和经济增长确实存在因果关系。出口能促进GDP增长 p 0.0118,相反,显著性误差修正表明在长期这两者也存在因果关系:出口和进口都关系到国内生产总值GDP增长。在波兰,从数据显示看 p 0.0295,只有进口促进经济增长的假设是被支持的。总的来说,

11、格兰杰因果关系检验的结果表明,在这些国家,进口和出口一样都能刺激它们的经济增长。表1单位根检验变量保加利亚 捷克共和国 波兰 ADFKPSS ADF KPSS ADF KPSS国内生产总值 -2.6990.164* -1.899 0.150* -2.421 0.334*出口-3.0240.159* -0.974 0.703* - 0.901 0.168*资本-4.683* 0.212* -3.277*0.167* -2.194 0.153*劳动力 -1.9000.165* -1.867 0.127* -3.213 0.177*进口-2.1630.176* -1.581 0.718* -1.68

12、5 0.126*滞后一期国内生产总值 -4.170* 0.269 -5.664* 0.312-5.780*0.171出口-6.101* 0.087 -4.873* 0.401* -5.515*0.300资本-3.411* 0.105 -2.266* 0.122-4.943*0.203劳动力 -6.914* 0.341 -6.321* 0.142-7.384*0.329进口-6.121* 0.351*-2.591* 0.316-6.213*0.234*和*代表ADF检验在5%到10%的显著性水平上,拒绝单位根原假设。*和*代表Kwiatkowski, Phillips, Schmidt, and

13、 Shin KPSS 检验在5%到10%的显著性水平上,拒绝原假设。ADF检验在5%到10%的显著性水平上,临界值分别是-3.549和-3.207。KPSS检验在5%到10%的显著性水平上,临界值分别是0.146和0.119。表2约翰森协整检验结果共整合秩序保加利亚捷克共和国 波兰(r) 追踪统计追踪统计追踪统计r0104.378* 90.744* 138.945* 69.819r1 42.987 48.382 57.803* 47.856r2 16.148 25.977 26.75829.797r3 5.0768.7334.633 15.495r4 0.9822.6830.174 3.841

14、 - - Statistics Statistics Statistics C5%r0 61.392* 42.363*81.142* 33.877r1 26.839 22.405 31.045* 27.584r2 11.072 17.243 22.162* 21.132r3 4.0946.051 4.459 14.265r4 0.9822.683 0.174 3.841r代表为协整检验和协整向量恒之内和之外的同积向量的数量。约汉森的协整检验遵循一个连续的过程与数量。我们从第一个r开始检验,拒绝原假设。这个临界值C5%取自Osterwald-Lenum检验。*表明在5%的显著性水平上,拒绝共整合

15、秩序原假设。表3根据格兰杰因果关系检验结果误差修正模型(欧共体成员国)自变量 国内生产总值应变量出口 资本 劳动力 进口保加利亚国内生产总值 ?28.8011 2.1072 22.6407 38.2780 0.0000 0.5505 0.0000 0.0000出口10.9804 ? 2.5741 13.6154 7.6237 0.0118 0.4620 0.0035 0.0545资本4.59842.3130 ? 5.78420.8693 0.2037 0.5100 0.1226 0.8328劳动力 3.21836.6568 1.6661? 6.0041 0.3592 0.0837 0.6445

16、 0.1114进口2.856017.2791 0.6330 11.7167 ? 0.4144 0.00060.8888 0.0084滞后 ?1.07403 2.70768 0.86239 -3.48998 2.05485捷克共和国国内生产总值 ? 0.5030 8.2041 1.85252.0095 0.7776 0.01650.3960 0.3661出口18.3790 ? 1.39070.5258 3.448430 0.0001 0.49890.7688 0.1783资本1.72291.5973 ? 1.65461.7354 0.4226 0.44990.4372 0.4199劳动力 4.8

17、737 1.4497 2.7035? 0.2295 0.08740.4844 0.2588 0.8916进口 9.8766 2.5598 1.4947 2.6561 ? 0.0072 0.2781 0.4736 0.2650滞后-5.01776-3.02683 -2.38648 -0.28896 0.20188波兰国内生产总值 ? 0.5082 0.45453.1318 0.8080 0.4759 0.50020.0768 0.3687出口 0.4386?0.41970.1925 0.7168 0.5078 0.5171 0.66080.3972资本0.5977 0.4646 ? 3.2853

18、 0.0966 0.4395 0.4955 0.06990.7559 劳动力 0.6540 0.6785 0.4926? 0.3114 0.4187 0.41010.4828 0.5768进口 0.0006 0.3118 0.0219 3.6146 ? 0.9811 0.57660.88230.0573滞后0.36376 1.28903 3.40543 5.11779 0.60777括号中的值为每个协估计方程的t值t-statistics。所有其他格兰杰因果关系F值检验,在测试中,括号中的值是p-values。四、结束语 近年来,对国际贸易在经济增长所起的作用关注也越来也多。然而,很少的实证研

19、究分析中欧和东欧国家贸易和经济的因果关系。本文属于新古典增长模型框架和多元共变量方法探讨的文章,来研究保加利亚、捷克共和国和波兰的出口和进口对经济增长的贡献。在保加利亚的情况下, 表明经济增长导致出口增加和出口增加导致经济增长这两种假设都是成立的。从捷克共和国的数据分析来看,格兰杰因果关系也存在于经济增长导致出口增加和出口增加导致经济增长这两种假设。然而,波兰的数据反映只有进口增长才能导致经济增长。总之,这一研究结果表明,排除进口和过去的许多研究中,只关注出口对经济增长的作用而得出的结论是不完整的,可能会误导结果。文献参考Balassa, B., 1978. Exports and econo

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