CC BY
14УСТАНОВКА СВЯЗИ МЕЖДУ ИНФЛЯЦИЕЙ И ЭКОНОМИЧЕСКИМ
РОСТОМ В АЗИИ
Тешаев Ражаббек Кахрамонович
Бухарский государственный медицинский институт имени Абу Али ибн Сины mr.raiabbek@gmail.com, +998901333343
Аннотация. Связь между инфляцией и экономическим ростом является одним из наиболее важных противоречий в экономической литературе. В этой статье исследуются краткосрочные и долгосрочные отношения между экономическим ростом и инфляцией трех азиатских стран за период 1980-2010 гг. Методология, используемая в исследовании, представляет собой тест на коинтеграцию и причинно-следственную связь. Тест коинтеграции Йохансена и подход связанного теста были выполнены для переменных, которые были проверены на стационарность с использованием расширенных тестов Дики-Фуллера и Филлипса и Перрона, чтобы изучить коинтеграцию между экономическим ростом и инфляцией. Кроме того, была проведена коррекция векторных ошибок и тест на причинно-следственную связь по Грейнджеру, чтобы обнаружить краткосрочную динамику взаимосвязи между переменными и определить направление причинно-следственной связи. Результаты показывают, что существует долгосрочная отрицательная и значительная связь между экономическим ростом и инфляцией в Шри-Ланке. В то время как статистически значимых взаимосвязей между переменными в Китае и Индии обнаружено не было, для Китая была обнаружена отрицательная и значимая краткосрочная взаимосвязь. Результаты причинно-следственной связи показывают, что существует однонаправленная причинно-следственная связь, которая идет от экономического роста к инфляции в Китае. В документе обсуждаются важные политические последствия результатов.
Ключевые слова: тест Дикки-Фуллера и Филлипса и Перрона, тест коинтеграции Йохансена, 1-тест АОБ и РР-тест
Введение. Взаимосвязь между инфляцией и экономическим ростом является одним из самых важных экономических споров между экономистами, политиками и монетарными властями за последние несколько десятилетий. В частности, суть аргумента заключается в том, необходима ли инфляция для экономического роста или она вредна для экономического роста. Хотя взаимосвязь между инфляцией и экономическим ростом широко изучалась и исследовалась на протяжении многих лет, эта взаимосвязь обсуждается в экономической литературе. Эмпирические и теоретические данные дают в основном три типа взаимосвязи между инфляцией и экономическим ростом: положительную, отрицательную и никакую. В начале ХХ века, когда преобладала кейнсианская политика, инфляция не рассматривалась как
проблема и считалась положительно влияющей на экономический рост. Кривая Филлипса привлекла больше внимания в тот же период и предполагает, что высокая инфляция положительно влияет на экономический рост, создавая низкий уровень безработицы. Впоследствии серия исследований не обнаружила убедительных эмпирических доказательств ни положительной, ни отрицательной связи между инфляцией и экономическим ростом [1,2]. Исследования, которые основывались на теориях реального делового цикла и на кросс-странах, позже показали, что существует отрицательная корреляция между инфляцией и ростом в долгосрочной перспективе из-за влияния первой на сокращение инвестиций и рост производительности. Тем не менее, недавнее исследование в [3], анализирующее динамику роста инфляции в четырех странах Южной Азии, обнаруживает значительную положительную связь между двумя переменными в долгосрочной перспективе. Эти расходящиеся результаты подтверждают, что в литературе еще ведутся споры о взаимосвязи между инфляцией и экономическим ростом. Это противоречивое положение побуждает к дальнейшим исследованиям динамики взаимосвязи между инфляцией и экономическим ростом.
С другой стороны, по общему мнению, развивающиеся страны более восприимчивы к шокам предложения, вызывающим высокую изменчивость инфляции и нарушающим поведение потребления, инвестиций и производства. Более того, усиление государственного вмешательства в финансовые и товарные рынки и макроэкономическое поведение вызывают экономическую нестабильность и провалы рынка. Поэтому цены не дают правильных сигналов о политике и образе действий субъектов экономики в большинстве развивающихся стран. В этом контексте изучение взаимосвязи между инфляцией и ростом применительно к развивающимся странам является обязательным. Таким образом, в этой статье делается попытка изучить взаимосвязь между инфляцией и экономическим ростом в трех развивающихся странах Азии; Китай, Индия и Шри-Ланка. Остальная часть этого документа организована следующим образом. В следующем разделе проводится обзор литературы с соответствующими эмпирическими исследованиями. В третьем разделе описывается методология, использованная в исследовании. Следующие два раздела посвящены представлению и обсуждению результатов настоящего исследования, чтобы завершить статью.
Литературный Обзор. Существование и характер связи между инфляцией и экономическим ростом широко исследовались в экономической литературе. Некоторые экономические теории объясняют, что инфляция способствует экономическому росту и существует положительная связь между инфляцией и экономическим ростом [1]. Кейнсианская модель объясняет, что существует краткосрочный компромисс между выпуском и изменением инфляции, но не постоянный компромисс между выпуском и инфляцией. Концепция кривой Филлипса также предполагает, что высокая инфляция положительно влияет на экономический рост, способствуя созданию низкого
уровня безработицы. Эффект Тобина предполагает, что инфляция заставляет людей замещать деньги активами, приносящими проценты, что приводит к большему увеличению капитала и способствует экономическому росту. По сути, инфляция демонстрирует положительную связь с экономическим ростом [4]. Однако в 1970-х годах достоверность этой положительной связи была поставлена под сомнение. В течение этого периода многочисленные исследования были посвящены выявлению влияния инфляции на экономический рост, поскольку экономики во всем мире пережили гиперинфляцию и массовую безработицу. Эти исследования показали, что устойчиво высокие темпы инфляции могут иметь неблагоприятные последствия для реального экономического роста даже в долгосрочной перспективе, и неоднократно подтверждали, что инфляция оказывает существенное негативное влияние на экономический рост, по крайней мере, при достаточно высоком уровне инфляции [5-7]. ]. Ссылка [8], среди прочего, помогла изменить общепринятое эмпирическое представление о влиянии инфляции на экономический рост с положительного на отрицательное.
Связь между инфляцией и экономическим ростом: эмпирические исследования. Изучение взаимосвязи между инфляцией и ростом было серьезной проблемой в экономических исследованиях. В более ранних работах по этому поводу не удалось установить какой-либо значимой связи между инфляцией и экономическим ростом [9,10]. Позднее в ряде исследований была предпринята попытка выявить динамику взаимосвязи между инфляцией и экономическим ростом. В [9] показано, что инфляция не влияет на экономический рост, за исключением ситуации, когда уровень инфляции превышает 40%, что оказывает негативное влияние на экономический рост. Точно так же в работе [10] не было найдено доказательств для установления какой-либо значимой связи между инфляцией и экономическим ростом при изучении 70 стран за период 1960-1989 гг. Однако в некоторых исследованиях установлено, что инфляция оказывает негативное и существенное влияние на реальный экономический рост [5,6,9]. Исследования, основанные на межстрановых данных, свидетельствуют о том, что инфляция неблагоприятно влияет на долгосрочный рост [6,11,12]. В [13] сообщается, что в странах с высокими темпами инфляции также наблюдается более низкий долгосрочный рост. Исследования, основанные на многострановых панельных данных, показывают, что уровень инфляции оказывает негативное влияние на инвестиции, что создает макроэкономическую стабильность и рост [14]. В [6] рассматривается роль макроэкономических факторов в росте и делается вывод о том, что рост отрицательно связан с инфляцией и положительно связан с хорошими финансовыми показателями и неискаженными валютными рынками. Далее Фишер предполагает, что, поскольку нет веских аргументов в пользу очень высокого уровня инфляции, правительство, вызывающее высокую инфляцию, является правительством, потерявшим контроль. Таким образом, уровень инфляции служит индикатором макроэкономической стабильности и
общей способности правительства управлять экономикой. Ссылка [5] подтверждает положительную связь между инфляцией и экономическим ростом, используя большую выборку в отношении более чем 100 стран за 1960-1999 гг. Его открытие показывает, что, хотя неблагоприятное влияние инфляции на рост казалось небольшим, долгосрочные последствия для уровня жизни действительно значительны.
Ссылка [13] находит существенную отрицательную связь между инфляцией и ростом, изучая 12 латиноамериканских стран. Он показывает, что как инфляция, так и ее дисперсия оказывают негативное влияние на экономический рост, поскольку они сильно коррелируют в межстрановых данных. Ссылка [15] показывает доказательства того, что поперечная корреляция между инфляцией и ростом зависит от серьезных наблюдений за инфляцией с высокой частотой данных. Ссылки [9,16] нашли поддержку точки зрения, что отрицательная связь возникает только тогда, когда темпы инфляции превышают некоторый порог. Ссылка [15,17] также поставила под вопрос, существует ли равномерно отрицательная связь между инфляцией и реальной деятельностью независимо от предыдущего уровня инфляции. Пол и др. (1997) изучили многострановое эмпирическое исследование закономерностей между инфляцией и ростом в выборке из 70 промышленно развитых стран и развивающихся стран. Они пришли к выводу, что взаимосвязь между инфляцией и ростом неоднородна по странам, и подавляющее большинство стран демонстрируют либо однородную, либо двустороннюю причинно-следственную связь за выбранный период.
Ряд недавних исследований предоставляет доказательства в поддержку аргумента о том, что инфляция оказывает негативное влияние на инфляцию. На самом деле, ссылка [18] изучала взаимосвязь между инфляцией и ростом в Турции за 20 лет и обнаружила отрицательную краткосрочную взаимосвязь между переменными. Аналогичным образом, Reference [19] обнаружил сильную долгосрочную обратную связь между ИПЦ и ВВП в Кувейте по данным, охватывающим 20 лет. Ссылка 20 выявила долгосрочную отрицательную связь между инфляцией и экономическим ростом в Бангладеш. И наоборот, в работе [20] были установлены расходящиеся результаты, долгосрочная положительная связь между инфляцией и экономическим ростом путем изучения долгосрочной и краткосрочной динамики взаимосвязи для четырех стран Южной Азии; Бангладеш, Индия, Пакистан и Шри-Ланка. С другой стороны, данные по разным странам показывают, что страны, в которых наблюдался более высокий рост, - это страны с более низким уровнем инфляции, а более высокая инфляция оказывает неблагоприятное воздействие на долгосрочный экономический рост. В исследовании, проведенном Всемирным банком, говорится, что в высокоэффективных странах Восточной Азии за последние три десятилетия наблюдался устойчивый высокий экономический рост, поскольку стабильная макроэкономическая среда способствовала высоким темпам инвестиций и экономического роста [21]. В
некоторых исследованиях утверждается, что отрицательная связь между инфляцией и экономическим ростом может различаться между открытой и закрытой экономикой, тогда как ожидается, что эта связь будет сильнее в открытой экономике, которая зависит от прямых иностранных и внутренних инвестиций.
Методология. В исследовании используются ежегодные данные временных рядов темпов роста реального ВВП и уровня инфляции в трех странах с 1980 по 2010 год. Поскольку исследование сосредоточено на азиатском регионе, были выбраны три развивающиеся страны, а именно Китай, Индия и Шри-Ланка. Китай и Индия, являющиеся двумя крупными развивающимися странами региона, в последние годы продемонстрировали значительное развитие. Хотя экономика Шри-Ланки слишком мала по сравнению с этими двумя странами, в последние годы она демонстрировала неизменный рост и считается развивающейся экономикой в регионе. Данные получены из базы онлайн-публикаций показателей Всемирного банка. Сначала выполняется тест на единичные корни, чтобы найти стационарные свойства каждого временного ряда. Для этой цели используются расширенный тест Дики-Фуллера (ADF) и тесты на единичный корень Philips и Perron (PP) [22,23]. При тестировании, если какая-либо переменная не показывает стационарность на уровне, то стационарное свойство будет проверено на ее первом различии. Если переменные стационарны при их первой разнице, долгосрочную связь переменной можно проверить с помощью метода многомерной коинтеграции. В этой статье используется процедура проверки коинтеграции, предложенная в [24], которая известна как подход проверки границ к коинтеграции и тест коинтеграции Йохансена. Наиболее важным преимуществом этой процедуры является то, что этот метод не зависит от того, являются ли переменные стационарными при I (0) или I (1). Для проверки долгосрочных отношений используется F-тест. Если оценочная статистика F превышает верхний уровень при интегрированном порядке один, это предполагает взаимосвязь между переменными. Если F-статистика находится на нижнем уровне, это свидетельствует об отсутствии долгосрочной связи между переменными. Если есть случай, когда вычисленное значение статистики находится между верхним и нижним значениями, по результату нельзя сделать никаких выводов. Векторная коррекция ошибок и тест причинности по Грейнджеру используются и выполняются для исследования краткосрочной динамики взаимосвязи между инфляцией и экономическим ростом.
Результаты и обсуждение. В таблице 1 показаны средние темпы инфляции и темпы роста реального ВВП за период 1980-2010 гг. Китай, среди прочего, пережил огромный средний экономический рост, сохраняя при этом среднюю инфляцию ниже 10% в этот период. Самый низкий средний рост ВВП был зафиксирован в Шри-Ланке, где наблюдался самый высокий средний уровень инфляции за этот период. Тем не менее, Индии удалось сохранить
скромные темпы экономического роста при сохранении средней инфляции ниже 10% за этот период.
Для каждого временного ряда были выполнены ^тесты ADF и PP-тесты для изучения стационарных свойств. Результаты воспроизведены в таблице 2. Хотя результаты теста ADF показывают, что темпы роста Китая являются стационарными на уровне Ц0), результаты теста PP не подтверждают это и указывают на то, что темпы роста Китая являются стационарными на уровне первой разности Ц0). 1). Однако результаты обоих тестов показывают, что уровень инфляции в Китае является стационарным при его первой разности Ц1). Что касается Индии, результаты обоих тестов показывают, что темпы роста стационарны на уровне Ц0), в то время как уровень инфляции интегрируется на уровне первой разности Ц1). Однако обе переменные для Шри-Ланки стационарны на своем уровне при 1% значимости. Вышеупомянутые результаты показывают, что нет оснований для получения ложных результатов оценки be4.2.
Таблица 1.
Средняя инфляция и рост ВВП.
Country & Statistics GDP Growth o) Inflation Rate (°o
Mean 10.02 5.61
China
Std. Deviation 2.81 6.49
Mean 6.27 8.12
India
Std Deviation 2.18 3.23
Mean 4.90 11.42
Sri Lanka
Std. Deviation 1.88 5.60
Таблица 2.
Результаты ADF и PP.
ADF Тем РР Teil
С ountr> Sc Variable Lewi 1« didrift« Level 1*1 (ШТегеоге
с «At с с & 1 с с А 1 С « A«
Chin* Growth (GRWC) -i,74 -5.28" -5.15" -2.59 -2.43 -5.52" -5.39"
Inflation (INFC) -3.48 -5.21" -5.15" -2-24 -2.23 -5.92" -6.66"
Indu Growth (GRWI) -4.17 -5 28" -$.25" -9.15" -4 15' -5J8" -21 30" -29 48"
Inflation < INFI) -3-33 -3.29 -7.40" -5 89" -328* -3.27 -8 15" -9.25"
Sn Lanka Growth <GRWS> -4.41 -4.62" -8.12" -8.05" -4.42" -4.62" -11.45" -18.33"
Inflation t [NTS) -508 -504" -7.59" -7.45" -5.65" -5.58" -990" -9.80"
Коинтеграция между инфляцией и экономическим ростом этих трех стран. стационарный на уровне или первая разница на 1% уровне значимости. Поскольку уровень интеграции находится на разных стадиях, коинтеграция не может быть выполнена напрямую. Однако подход Энгла и Грейнджера к коинтеграции утверждает, что временные ряды, которые не стационарны на уровнях, но стационарны в первой разности, могут быть смоделированы с их
состояниями уровней [25]. С другой стороны, в ситуации, когда выходит более одного вектора коинтеграции, использование этого подхода ограничивается. Подход коинтеграции Йохансена, основанный на модели VAR, можно использовать для проверки количества векторов коинтеграции среди переменных. Однако для использования этих методов все ряды не должны быть стационарными на уровнях и должны стать стационарными при взятии одинаковых разностей. Подход связанного теста, разработанный Pesaran et al. решают эти проблемы и могут быть использованы для изучения коинтеграционных отношений между рядами независимо от того, являются ли они I (0) или (1). Таким образом, результаты подтверждают отсутствие долгосрочной связи между экономическим ростом и инфляцией в Китае. Хотя ряды для Индии имеют стационарные свойства на разных уровнях, результаты теста Йохансена показывают, что уравнения коинтеграции для переменных нет. Поэтому, как и в Китае, в Индии невозможно найти долгосрочную связь между экономическим ростом и инфляцией. Однако статистика трассировки и максимальное собственное значение показывают, что для Шри-Ланки существует два уравнения коинтеграции.
Поскольку экономический рост и уровень инфляции в Китае обладают стационарным свойством при их первой разнице и той же самой разнице, коинтеграционный тест Йохенсена выполняется для определения долгосрочной связи между переменными. Результаты показаны в таблице 3. Статистика трассировки и статистика максимального собственного числа показывают, что нет никакой коинтеграции между экономическим ростом и инфляцией Китая на уровне значимости 5%. Чтобы подтвердить приведенные выше результаты коинтеграции Йохансена, выполняется граничный тест для трех стран. Результаты приведены в таблице 4. Подход граничного теста сравнивает F-статистику, рассчитанную с помощью модели коррекции ошибок, с нижним и верхним критическими значениями Pesaran et al. таблица для проверки существования коинтеграционных отношений. Если F-статистика ниже критического нижнего значения, интегрирование между рядами невозможно. Если F-статистика выше критического верхнего значения, между рядами возникает коинтеграционное отношение. Однако невозможно принять решение, если F-статистика находится между верхним и нижним критическими значениями. инфляция Китая. Однако статистика F для Индии ясно показывает, что между экономическим ростом и инфляцией в Индии нет коинтеграции, поскольку значение F лежит ниже нижней границы. Однако статистические данные по Шри-Ланке значительно превышают верхнюю границу значений F, что подтверждает долгосрочную взаимосвязь между инфляцией и экономическим ростом. Эти результаты еще раз подтверждают выводы, сделанные на основе теста коинтеграции Йохансена. Метод исправления ошибок также используется для проверки краткосрочного динамизма взаимосвязи между экономическим ростом и инфляцией. В таблице 5 показаны результаты. По результатам можно выявить краткосрочную отрицательную и
значимую связь между экономическим ростом и инфляцией Китая на уровне значимости 5%. Коэффициент для ЕС (-1) также является отрицательным и значимым на уровне 5%. Однако результаты не показывают никаких доказательств существования существенной краткосрочной связи между экономическим ростом и инфляцией ни в Индии, ни в Шри-Ланке. Результаты коррекции векторных ошибок показали, что существует краткосрочная отрицательная связь между экономическим ростом и инфляцией в Китае. Таким образом, возникает важный вопрос, вызывает ли инфляция экономический рост или экономический рост вызывает инфляцию, или существует ли двунаправленная причинно-следственная связь между двумя переменными. Поэтому тест причинности Грейнджера проводится для исследования причинно-следственной связи между экономическим ростом и инфляцией. Результаты воспроизведены в таблице 6.
Таблица 3.
Результаты коинтеграционного теста Иохансена.
(oiiulry Null Hypothesis Eigen value Trat» statistics Critical salue at 5°* (p.valu«) Max Eigeu statistics Critical salue at Í0» (p.value)
Chin* N'ont (г » 0) 0.218 13.92 15.49 (0.0S5) 9.45 14.26 (0.2$)
Al том 1 (г " 1) 0.143 4 46 3 84 <0 034) 446 3 84(0.34)
India Non« (г » 0) 0.258 14 74 15.49(0 065) 8.66 1426(0.315)
At том 1 (г» 1) 0.1S9 608 3.84(0.014) 60S 3 S4 (0 014)
Sn Lanka Non« (г « 0) 0.4346 26.38 15 49(0001) 16 53 14.26(0.022)
At most 1 (г = 1 ) 0.2878 9.84 3 84 (0.002) 9.84 3 84 (0.002)
Таблица 4.
Результаты проверки границ
Country F Statistics Critical Values at 5%
Lower Bound Upper Bound
China 6.80 6.56 7.30
India 4.05 6.56 7.30
Sri Lanka 8.02 6.56 7.30
Таблица 5.
Результаты исправления ошибок
Country Variable Coefficient SE t-statistics
EC(-l) -0.594 0.229 -2.593*
China INFC (-1) -0.271 0.103 -2.634*
Constant -0.083 0.388 -0.214
EC(-l) -0.681 0.289 -2.360
India INFI (-1) 0.156 0.150 1.044
Constant 0.245 0.420 0.574
EC(-l) -0.189 0.132 -1.434
Sri Lanka INFS (-1) -0.165 0.106 -1.557
Constant 0.018 0.413 0.043
Таблица 6.
Результаты причинно-следственной связи
Country Null Hypothesis F-Statistics Probability
China INF does not Granger Cause GRW 2.184 0.134
GRW does not Granger Cause INF 7.075 0.004**
India INF does not Granger Cause GRW 0.329 0.722
GRW does not Granger Cause INF 2.951 0.071
Sri Lanka INF does not Granger Cause GRW 1.177 0.325
GRW does not 0.016 0.9S4
Granger Cause INF
Вывод. В данном исследовании исследуется долгосрочная и краткосрочная динамика связи между экономическим ростом и инфляцией в трех азиатских странах за период 1980 - 2010 гг. в рамках коинтеграционного теста Йохансена; Метод проверки границ, метод исправления ошибок и причинно-следственная связь по Грейнджеру. Результаты показывают, что существует долгосрочная отрицательная и значительная связь между экономическим ростом и инфляцией в Шри-Ланке. Для Китая и Индии не было обнаружено какой-либо существенной долгосрочной связи между экономическим ростом и инфляцией в долгосрочной перспективе. Однако для Китая была обнаружена краткосрочная отрицательная связь между экономическим ростом и инфляцией. В Китае была обнаружена однонаправленная причинно-следственная связь от экономического роста к инфляции. Таким образом, страны, характеризующиеся стабильным высоким экономическим ростом и стабильным макроэкономическим состоянием, не испытывают влияния инфляции на свой экономический рост. В противном случае инфляция оказывает долгосрочное негативное влияние на экономический рост. Таким образом, внимание директивных органов
направлено на макроэкономическую политику, которая обеспечивает эффективность затрат и путь к устойчивому и устойчивому росту.
ИСПОЛЬЗОВАННАЯ ЛИТЕРАТУРА
1. Г. С. Дорранс, «Инфляция и рост», Документ персонала, Международный валютный фонд, Vol. 13, 1966, стр. 82-102. [Время цитирования: 1]
2. С. Йохансен, «Статистический анализ векторов коинтеграции», Журнал экономической динамики и управления, Vol. 12, № 2-3, 1988, стр. 231-254. дои: 10.1016/0165-1889(88)90041 -3
3. Г. Маллик и А. Чоудхури, «Инфляция и экономический рост: данные из четырех стран Южной Азии», Азиатско-Тихоокеанский журнал развития, Vol. 8, № 1, 2001, стр. 123-135. [Время цитирования: 1]
4. А. К. Стокман, «Предвидеть инфляцию и наличный капитал в странах с развитой экономикой», Journal of Monetary Economy, Vol. 8, № 3, 1981, стр. 387393. doi: 10.1016/0304-3932(81)90018-0 [Время цитирования: 1]
5. Р. Дж. Барро, «Инфляция и экономический рост», Рабочий документ NBER № 5326, 1995 г. [Время цитирования: 1]
6. С. Фишер, «Роль макроэкономических факторов в росте», Журнал денежно-кредитной экономики, Vol. 32, № 2, 1993, стр. 485-512. doi: 10.1016/0304-3932(93)90027-D [Время цитирования: 1]
7. С. Герларч и Ф. Сметс, «Заразные спекулятивные атаки», рабочий документ BIS № 22, 1994 г. http//:ssrn.com/abstract=868432.
8. Р. К. Корманди и П. Э. Мегуайр, «Макроэкономические детерминанты роста: межстрановые данные», Журнал денежно-кредитной экономики, Vol. 16, № 2, 1985, стр. 141-163. doi:10.1016/0304-3932(85)90027-3 [Время цитирования:1]
9. М. Бруно и У. Исрерли, «Инфляционный кризис и долгосрочный рост», Журнал денежно-кредитной экономики, Vol. 41, № 1, 1998, стр. 3-26. doi: 10.1016 / S0304-3932 (97) 00063-9 [Время цитирования: 1]
10. С. Пол, К. Кирни и К. Чоудхури, «Инфляция и экономический рост: многострановой эмпирический анализ», Applied Economics, Vol. 29, № 10, 1997, стр. 1387-1401. doi: 10.1080/00036849700000029 [Время цитирования: 1]
11. Р. К. Корменди и П. Г. Мекуайр, «Макроэкономические детерминанты роста: межстрановые данные», Журнал денежно-кредитной экономики, Vol. 16, № 2, 1985, стр. 141-163. дои: 10.1016/0304-3932(85)90027-3
12. Т. Гилфасон и Т. Т. Гербертссон, «Имеет ли инфляция значение для роста», Япония и мировая экономика, Vol. 13, № 4, 2001, стр. 405-428. дои: 10.1016/S0922-1425(01)00073-1
13. Дж. Де Грегорио, «Инфляция, налогообложение и долгосрочный рост», Journal of Monetary Economics, Vol. 31, № 3, 1993, стр. 271-298. doi: 10.1016/0304-3932(93)90049-L [Время цитирования: 2]
14. Л. Сервен и А. Слимано, «Частные инвестиции и макроэкономические корректировки: обзор», Исследовательский обозреватель Всемирного банка,
Oxford University Press, Oxford, Vol. 7, № 1, 1992, стр. 95-114. [Время цитирования: 1]
15. Р. Левин и С. Зервос, «Фондовый рынок, банки и экономический рост», The American Economic Review, Vol. 88, № 3, 1998, стр. 537-558. [Время цитирования: 1]
16. Дж. Буллард и Дж. Китри, «Долгосрочная взаимосвязь между инфляцией и выпуском в послевоенных экономиках», Журнал монетарной экономики, Vol. 36, № 3, 1995, стр. 477-496. дои: 10.1016/0304-3932(95)01227-3
17. Т. Е. Кларк, «Межстрановые данные о долгосрочном росте и инфляции», Федеральный исследовательский банк Канзас-Сити, Исследовательский рабочий документ № 93-05, 1993 г.
18. Е. Эрбайкал и Х. А. Окуян, «Одевает ли инфляция экономический рост: данные из Турции?» Международный исследовательский журнал финансовой экономики, Vol. 17, 2008 г., стр. 40-48. [Время цитирования: 1]
19. А. Саэд, «Инфляция и экономический рост в Кувейте», Прикладная эконометрика и международное развитие, Vol. 7, № 1, 2007. [Время цитирования: 1]
20. С. Ахмед и Г. Мортаза, «Инфляция и экономический рост в Бангладеш», Рабочий документ 0604, Группа анализа политики, 2005 г. [Время цитирования: 1]
21. Всемирный банк, «Восточноазиатское чудо: экономический рост и государственная политика», Политическое исследование Всемирного банка, Oxford University Press, Oxford, Vol. 1, № 2, 1993, стр. 8-23. [Время цитирования: 1]
22. Дики Д. А., Фуллер В. А., «Статистика отношения правдоподобия для авторегрессионных временных рядов с единичным корнем», Econometrica, Vol. 49, № 4, 1981, стр. 1057-1072. дои: 10.2307/1912517
23. П. С. Б. Филлипс и П. Перрон, "Тестирование единичного корня в регрессии временных рядов", Биометрика, Том. 75, № 2, 1988, стр. 336-346. дои: 10.1093/биомет/75.2.335
24. М. Х. Песаран, Ю. Шин и Р. Дж. Смит, «Подход проверки границ к анализу отношений уровней», Журнал прикладной экономики, Vol. 16, № 3, 2001, стр. 289-326. doi: 10.1002 / jae.616 [Время цитирования: 1]
25. Ф. Р. Энгл и В. Дж. К. Грейнджер, «Коинтеграция и исправление ошибок: представление, оценка и тестирование», Econometrica, Vol. 55, № 2, 1981, стр. 251-276. [Время цитирования: 1]
