CC BY
49pISSN 2073-039X eISSN 2311-8725
Математические методы и модели
ВЛИЯНИЕ ФИНАНСОВОЙ РЕПРЕССИИ НА ЭКОНОМИЧЕСКИИ РОСТ: ЭМПИРИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ
Фарид Ахмедович АХМЕД АБУ БАКР
преподаватель кафедры английского языка № 4,
Московский государственный институт международных отношений (университет) Министерства иностранных дел Российской Федерации, Москва, Российская Федерация [email protected]
История статьи:
Получена 07.08.2017 Получена в доработанном виде 17.08.2017 Одобрена 29.08.2017 Доступна онлайн 28.09.2017
УДК 336.025
JEL: Е5, Е58, Е61, Н27
Ключевые слова: индекс финансовой репрессии, анализ панельных данных, государственный долг
Аннотация
Предмет. Взаимосвязь между политикой финансовой репрессии и экономическим ростом является важным предметом исследования ученых на протяжении последних пятидесяти лет. Несмотря на обширный массив литературы о взаимосвязи между финансовым развитием и ростом в развитых странах, о влиянии финансовой репрессии на разные группы стран известно гораздо меньше. В статье при помощи эконометрического аппарата рассмотрено влияние индекса финансовой репрессии на экономический рост в странах ОЭСР и БРИКС.
Цели. Регрессионный анализ влияния индекса финансовой репрессии на темп роста ВВП и динамику компонентов экономического роста: потребления, инвестиций и государственных расходов.
Методология. Использовано несколько методов эконометрического исследования. Центральным инструментом исследования является регрессионный анализ линейной модели экономического роста.
Результаты. Построено уравнение регрессии с включением в качестве фактора индекса финансовой репрессии. Оценка модели экономического роста показала, что индекс незначим для динамики ВВП. На втором этапе исследования построены регрессионные уравнения с агрегированными функциями элементов ВВП в качестве зависимых переменных и индексом финансовой репрессии в качестве фактора. В результате удалось подтвердить, что политика финансовой репрессии оказывает угнетающее влияние на совокупное потребление - основной компонент ВВП в странах с развитой экономикой.
Выводы. Анализ данных позволяет заключить, что влияние финансовой репрессии не всегда можно выявить, рассматривая динамику темпа роста ВВП в краткосрочном и среднесрочном периодах. Эффект данной политики оказывается гораздо более явным при изучении ее взаимосвязи с потреблением. Такой подход является новым в вопросе изучения финансовой репрессии и открывает пространство для дальнейшего изучения последствий политики финансовой репрессии в среднесрочном периоде.
© Издательский дом ФИНАНСЫ и КРЕДИТ, 2017
Для цитирования: Ахмед Абу Бакр Ф.А. Влияние финансовой репрессии на экономический рост: эмпирический анализ // Экономический анализ: теория и практика. - 2017. - Т. 16, № 9. - С. 1778 - 1796. https://doi.Org/10.24891/ea.16.9.1778
Введение
В свете ведущейся научной дискуссии относительно влияния финансовой репрессии на экономический рост данная работа вносит вклад в эмпирическое исследование темы.
Во-первых, для выявления зависимости между финансовым развитием и ростом в работе применен современный метод анализа панельных данных. В частности, мы используем модель с фиксированным и случайными эффектами, а также модель
оценки усредненного распределения (Population-averaged estimator, GEE). Использование данного метода позволяет оценить влияние индекса на исследуемую выборку стран.
Во-вторых, для определения особенностей влияния политики финансовой репрессии в развитых и развивающихся странах будет рассмотрена группа стран - членов ОЭСР и БРИКС. Несмотря на обширный массив литературы о взаимосвязи между финансовым развитием и ростом
1778
в развитых странах, о влиянии финансовой репрессии на разные группы стран известно гораздо меньше. Разумеется, акцент исследователей на развитых странах обусловлен высоким уровнем развития в них финансового рынка. Финансовая система в передовых странах мира позволяет эффективно обеспечивать мобилизацию капитала и его передачу от агентов с избытком сбережений к тем, кто предъявляет спрос на инвестиции, что в свою очередь благоприятно сказывается на экономическом росте. Напротив, развивающиеся страны традиционно характеризовались неустойчивой и слаборазвитой финансовой системой с незначительным участием банковского сектора в стимулировании экономического роста посредством кредитования, хотя с 1980-х гг. и в этой группе стран наблюдалось улучшение ситуации [1, с. 36].
Таким образом, во многих странах исследуемую взаимосвязь следует о х а р а к т е р и з о в а т ь к а к н е я в н у ю и противоречивую [2, с. 688].
В-третьих, учитывая, что финансовая репрессия может быть определена как совокупность различных инструментов, мы используем метод анализа главных компонент, создавая индекс финансовой репрессии, который включает в себя наиболее распространенные меры репрессии финансового сектора.
В ходе исследования удалось выявить, что финансовая репрессия не оказывает прямого влияния на экономический рост. Тем не менее эффект финансовой репрессии на потребление значим и отрицателен.
Обзор литературы
Взаимосвязь между политикой финансовой репрессии и экономическим ростом представляет важный предмет
исследования ученых на протяжении последнего пятидесятилетия. Для понимания последствий данной политики необходимо прежде всего определить роль
финансового рынка в экономическом развитии страны.
Начиная с Йозефа Шумпетера [3, с. 120-124] ученые занимались концепцией развития финансового рынка как фактора экономического роста. Идея о наличии связи между экспансией финансового рынка и экономическим ростом была расширена Дж. Г. Герли [4, с. 517], Р. Мак Кинноном [5] и Э.С. Шоу [6, с. 120-128]. Последние утверждали, что любое искажение и ограничение банковской системы, особенно в области политики процентных ставок, ограничило бы эффективность финансового рынка. В результате слабое развитие финансового сектора привело бы к ослаблению экономического роста. Такая логика отражена в ряде экономических работ, в частности в исследовании [7, с. 870-872]. Марко Пагано показал, что ограничение уровня процентных ставок и нормы резервирования ограничивает доступ посредников к финансовым ресурсам [8, с. 617]. В работе [9, с. 19] представлена теоретико-эмпирическая модель,
подтверждаю щая отрицательную зависимость между репрессией
финансового сектора и долгосрочным экономическим ростом. В свою очередь авторы работы [10, с. 525] описали модель эндогенного экономического роста, которая выявляет, что искажения в финансовом секторе ведут к снижению экономического роста в связи с падающим уровнем инноваций.
Однако многие экономисты считают, что экономический рост способствует повышению спроса на финансовые услуги, а не наоборот (см., например, работу [11, с. 32]). Это означает, что для быстро развивающихся стран правительственные интервенции в финансовом секторе в виде низких процентных ставок позволяют ускорить темп роста валового внутреннего продукта. Например, высокие темпы роста в Индии, Китае и Тайване в 1960-1980-х гг. противоречат теории Р. Мак Киннона и Э.С. Шоу.
1779
Эмпирические результаты, полученные специалистами Международного валютного фонда, подтверждают гипотезу Дж. Стиглица о том, что финансовая репрессия может способствовать экономическому росту, корректируя ошибки рынка, вызванные
асимметричностью информации и несовершенной конкуренцией в странах со слабо развитым финансовым рынком [12, с. 22]. Как отмечают авторы работы [13, с. 797], традиционные гипотезы о положительном эффекте финансовой либерализации построены на ряде грубых допущений о совершенной конкуренции и наличии полной информации у экономических агентов.
Эмпирические исследования также дают противоречивые результаты. Нуриель Рубини и Хавьер Сала-и-Мартин [9] указывают на отрицательный
долгосрочный эффект финансовой репрессии в странах Латинской Америки. В свою очередь авторы работы [14, с. 222223], основываясь на анализе временных рядов для Малайзии, также выявили, что отказ от репрессивной политики оказал положительное влияние на динамику экономического роста. В работе [15, с. 474] выявлено, что в Южной Корее финансовая репрессия способствовала экономическому росту.
Исследования последних лет показывают, что в определенных ситуациях финансовая репрессия положительно отражается на динамике валового внутреннего продукта, сдерживая чрезмерное расширение финансового сектора. Так, авторы работы [16, с. 11-13] показали, что влияние финансовой репрессии на рост имеет немонотонный характер. В случаях, когда доля банковского кредитования превышает 90% валового внутреннего продукта, финансовый сектор становится
препятствием для роста экономики, а меры финансовой репрессии позволяют охладить финансовый сектор и сократить дефицит бюджета. Если же финансовая отрасль начинает конкурировать за ресурсы наравне с остальной частью экономики, то
рост финансового сектора темпами, опережающими рост реальной экономики, становится серьезной проблемой.
Такая ситуация описана в докладе экспертов Международного валютного фонда [17, с. 11-12] с привлечением данных как на страновом, так и на отраслевом уровнях. В докладе показано, что в странах с высоким уровнем дохода на душу населения1 инструменты финансовой репрессии востребованы в случае, когда уровень частного долга превышает 110% валового внутреннего продукта.
В данном случае с использованием эконометрического аппарата рассмотрено влияние индекса финансовой репрессии на экономический рост и его компоненты в странах ОЭСР и БРИКС. Мы следуем предположению Мак Киннона и Шоу, что финансовая репрессия негативно сказывается на экономическом росте. Центральная гипотеза нашего исследования состоит в том, что политика финансовой репрессии отрицательно сказывается не непосредственно на темпе роста валового внутреннего продукта, а угнетает потребление, косвенно ограничивая рост экономики страны. Исследование проводилось в два этапа: исследование совокупного эффекта инструментов финансовой репрессии с применением метода главных компонент, описанного Б. Энгом и В. Мак Киббином [14], и анализ влияния отдельных элементов политики финансовой репрессии на ВВП стран, по методике Н. Рубини и Х. Сала-и-Мартина [9].
Перейдем к анализу влияния индекса финансовой репрессии на компоненты валового внутреннего продукта, используя как статические (МНК), так и динамические методы оценки (FE, RE, GEE, GMM). Отметим, что в большинстве исследований, посвященных финансовой репрессии, темп роста валового внутреннего продукта рассматривается как
1 Используется классификация Всемирного банка, согласно которой страной с высоким уровнем дохода считается та, в которой валовой внутренний продукт на душу населения превышает 12 тыс. долл. США.
1780
функция финансовой репрессии, игнорируется тот факт, что в кратко- и среднесрочном периодах инструменты политики ограничения финансового сектора сказываются прежде всего на динамике совокупного спроса - основного компонента валового внутреннего продукта развитых стран.
Описание данных и построение индекса FRI
Данное исследование основано на выборке из 13 стран ОЭСР и БРИКС. Выбор 8 стран из 35 является случайным и отвечает требованиям текущего исследования с точки зрения размера выборки. Привлечены данные за 2000-2014 гг.
Цель регрессионного анализа состоит в выявлении зависимости между экономическим ростом и финансовой репрессией. В выборку вошли следующие страны ОЭСР: Австралия, Канада, Франция, Япония, Израиль, Нидерланды, Норвегия и Швейцария. Также в выборку вошли все страны БРИКС: Бразилия, Россия, Индия, Китай, ЮАР.
Прежде чем приступить к построению регрессии, мы вывели общий индекс финансовой репрессии FRI с помощью анализа главных компонент. Мы следуем методике Б. Энга и В. Мак Киббина [14], применяя метод главных компонент, который впервые был использован П. Деметриадисом и К. Луинтелем [15]. Преимущество метода главных компонент заключается в том, что он решает проблему мультиколлинеарности и чрезмерной параметризации модели. Наш индекс финансовой репрессии будет включать пять наиболее значимых элементов репрессии и объяснять большую часть дисперсии составляющих его переменных. В индекс включены следующие компоненты: реальная ставка рефинансирования, реальная ставка по депозитам, размещение государственных облигаций на счетах финансовых учреждений, «плененной
2
аудитории»2, реальная доходность облигаций и норма резервирования.
Для определения индекса финансовой репрессии FRI мы рассчитываем его значение для каждой страны отдельно. Далее проводится анализ главных компонент, в результате которого получены собственные значения, компонентные нагрузки каждого фактора и сформирован индекс FRI для каждой группы стран (страны БРИКС и страны ОЭСР) отдельно.
Полученные результаты представлены на рис. 1, 2. Рисунки наглядно демонстрируют воздействие политики финансовой репрессии в странах ОЭСР и БРИКС. В обеих группах стран меры финансовой репрессии ужесточились после кризиса 2007 г. и смягчились после 2012 г., когда состояние мировой экономики
стабилизировалось. Графики помогают понять, почему влияние индекса финансовой репрессии на темп роста валового внутреннего продукта не очевидно напрямую.
Реакция денежно-кредитных властей в кризисный и посткризисный периоды была различной. В ответ на рецессионную конъюнктуру денежно-кредитная политика стран БРИКС приобрела стимулирующий характер, в то время как в развитых странах, где на протяжении почти десятилетия сохранялась низкая
процентная ставка, единственным инструментом стимулирования экономики стало количественное смягчение и обесценивание депозитных сбережений.
После построения индекса переходим к построению уравнения регрессии. На первом этапе исследования зависимой переменной является темп роста реального валового внутреннего продукта GDPrаte. В качестве контрольных переменных рассматриваем следующие основные факторы:
2 Под «плененной аудиторией» имеется в виду создание и поддержание кэптивной (внутренней) аудитории, то есть принуждение финансовых институтов и пенсионных фондов к размещению активов в государственных долговых бумагах.
1781
• валовой внутренний продукт на душу населения GDPpercap;
• доля чистого экспорта в валовом внутреннем продукте страны Nx;
• доля госрасходов в валовом внутреннем продукте страны GovSp;
• валовые инвестиционные накопления
GrCapF.
При этом мы используем показатель валового внутреннего продукта на душу населения только за первый год, чтобы выявить тенденцию к конвергенции темпа роста между различными странами в течение заданного временного периода.
Отметим, что первоначально в уравнение регрессии было добавлено большее количество факторов (в том числе уровень образования, объем товарооборота, инфляция), однако их влияние на динамику валового внутреннего продукта оказалось пренебрежимо мало.
Для оценки однородности
макроэкономических показателей исследуемых стран была составлена таблица описания панельных данных (табл. 1).
Таким образом, мы располагаем 195 наблюдениями за 15-летний период.
Зависимой переменной является темп роста валового внутреннего продукта GDPrate, составляющий в среднем 3,37%. При этом максимальный темп роста составляет 14,19%, минимальный -7,82%. Отметим, что дисперсия наблюдений варьируется как при сравнении стран друг с другом (between variation), так и во времени (within variation).
Следующая переменная - это доля инвестиционного капитала в валовом внутреннем продукте страны GrCapF. Максимальное значение показателя составляет 47,68%, что свидетельствует о переизбытке накопленных инвестиций. Минимальная доля - 15,74%. Отметим, что дисперсия во времени составляет всего
2,59, что говорит о стабильной динамике накопления капитала в отдельно взятой стране. В то же время дисперсия доли накопленного капитала в сравнении стран друг с другом составляет 6,66. Это достаточно высокий показатель, тем не менее можно утверждать, что с точки зрения экономического и инвестиционного развития выборка стран достаточно однородна. Отметим также, что по результатам регрессионного анализа исследуемых стран данный фактор оказывает самое сильное влияние на динамику их валового внутреннего продукта.
Мы включили в уравнение регрессии фактор Мх, представляющий соотношение чистого экспорта страны к объему валового внутреннего продукта. Во всех 15 странах выборки наблюдается незначительная дисперсия как с точки зрения различий между странами, так и по времени. Минимальный Мх составляет -0,5%, максимальный превышает 2% валового внутреннего продукта.
Показатель государственных расходов GovSp также очень важен для динамики валового внутреннего продукта, тем более учитывая ослабление прочих компонентов ВВП в период кризиса. Вес государственных расходов в экономике разных стран существенно различается: минимум 10%, максимум 26%. Данная статистика очень важна для понимания роли государственного сектора в развитых и развивающихся странах.
Показатель валового внутреннего продукта на душу населения - это переменная, которая использована для выявления гетерогенной модели экономического развития страны.
Наконец, исследуемая переменная индекса финансовой репрессии варьируется в диапазоне от -2,72 до 3,4 при среднем показателе около 0,64. Это говорит о наличии группы стран с выраженной политикой финансовой репрессии и группы стран, проводящих стимулирующую
1782
политику, но не прибегающих к сдерживанию финансового рынка.
Методология и спецификация модели
Мы рассматриваем с точки зрения эффективности и надежности результатов метод, используемый в данном исследовании, и сравниваем его с другими стандартными методами.
Первая модель, которую мы будем использовать для тестирования - это модель пула МНК polled OLS. Она менее всего подходит для анализа панельных данных, поскольку предполагает применение модели МНК с постоянными коэффициентами, как если бы проводился анализ структурных данных. Модель pooled OLS - это модель с большим количеством ограничений, в ней выводится единый коэффициент свободного члена и наклона тренда для всех структурных данных и, таким образом, отбрасываются индивидуальные характеристики стран.
Следующая спецификация, которую мы будем тестировать - это модель оценки усредненного распределения (population averaged estimator). В основе данной модели лежит обобщенное уравнение оценки (Generalized Estimating Equation). Оно используется для оценки параметров генеральной линейной модели с возможной неизвестной корреляцией выбросов. При соблюдении условий модели (regularity conditions) оценка параметров методом GEE надежна даже в том случае, если структура ковариации определена неправильно. Модель GEE направлена на оценку усредненного показателя изменения распределения, а не параметров регрессии, что позволило бы предсказать влияние изменения одной или нескольких ковариаций на определенном объекте наблюдений.
Модель с фиксированными эффектами предполагает, что полученная оценка имеет общие свободный член и дисперсию, но специфический для каждой страны коэффициент наклона. Анализ структурных данных и временных рядов может быть
проведен за счет использования бинарных показателей, особенно двунаправленной модели с фиксированными эффектами. Однако данная модель регрессии сильно ограничена потерей степени свободы [18, с. 119-121]. Более того, оценки параметров, получаемых по модели с фиксированными эффектами, могут сместиться в случаях, когда регрессоры эндогенны и коррелируют с ошибками.
В сравнении с моделью с фиксированными эффектами модель со случайными эффектами более гибкая, так как использует общий коэффициент линии тренда для всех стран, обеспечивая больше степеней свободы. Ограничение модели заключается в том, что зависимая переменная не меняется во времени. Это означает, что ошибка в любом периоде не связана с прошлым, настоящим или будущим. Данный признак модели называется строгой экзогенностью [19, с. 281-282].
Для моделей с ф иксированными и случайными эффектами, которые учитывают специфические показатели каждой страны, предполагается, что существует невыявленная гетерогенность стран, выраженная свободным членом аi. Например, невыявленное влияние структуры финансового рынка на темп роста валового внутреннего продукта.
Главная проблема в данном случае возникает с выявлением взаимосвязи между гетерогенными эффектами свободного члена аг- и регрессорами. Если корреляция существует, то следует использовать модель с фиксированными эффектами, в противном случае - модель со случайными эффектами.
Модель с фиксированными эффектами предполагает, что индивидуальные характеристики объекта наблюдений, отражаемые как аг-, коррелируют с регрессорами х. Параметр аг- вводится в уравнение регрессии как свободный член. Таким образом, для каждой страны рассчитывается собственное значение
1783
свободного члена, но одинаковый коэффициент наклона по следующей формуле:
уй = а + + и»,
где в - коэффициент линии тренда;
ии - коэффициент ошибки.
Мы можем получить эффекты, свойственные определенной стране, из следующего уравнения:
а = у, - хгр.
Другими словами, индивидуальные эффекты - это оставшаяся часть дисперсии зависимой переменной, не объясненная регрессорами.
Заметим, что статические модели анализа панельных данных не позволяют в полной мере оценить динамические изменения факторов экономического роста. Однако перечисленные модели обладают достаточной робастностью для достижения основной цели текущего исследования: выявить наличие либо отсутствие влияния финансовой репрессии на экономический рост и его компоненты.
Построение регрессии темпа роста валового внутреннего продукта
Наше исследование включает две стадии: анализ влияния индекса FRI на темп роста валового внутреннего продукта и влияния FRI на его компоненты.
В рамках первой стадии регрессионного анализа рассмотрим зависимость темпов роста валового внутреннего продукта от традиционных его компонентов. Принято считать, что на динамике валового внутреннего продукта положительно сказывается рост инвестиций, чистого экспорта и государственных расходов. Мы также ожидаем, что политика финансовой репрессии окажет отрицательное влияние на экономический рост.
Исследуемая формула регрессии примет следующий вид:
GDPrate = а + bi GDPpercap + b2 GrCapF + + Ьз Nx + b4 GovSp + bs FRI + e,
где а - свободный член уравнения регрессии;
bb..b5 - коэффициенты факторных нагрузок;
e - показатель стандартной ошибки.
Начнем с традиционных компонентов экономического роста инвестиций: чистого экспорта и государственных расходов. Далее включим в базовое уравнение регрессии показатель финансовой репрессии. Это позволит проверить адекватность модели с точки зрения знака традиционных компонентов экономического роста, прежде чем проверять влияние индекса на экономику стран. По контрольным переменным все модели показывают приблизительно схожие результаты. Оценка уравнения с помощью модели с детерминированными эффектами FE, случайными эффектами RE, пула регрессии МНК Pooled OLS и по усредненной оценке распределения GEE в целом соответствует теоретическим ожиданиям. Показатели инвестиций и чистого экспорта существенно и положительно влияют на темп роста валового внутреннего продукта. Об этом говорят коэффициенты, полученные при оценке модели различными методами (табл. 2). Этот результат соотносится с выводами многих ученых, занимающихся данной темой [20, с. 203-205].
Как и другие исследования, наш анализ подтверждает, что в долгосрочном периоде имеет место влияние накопленных инвестиций на экономический рост как в развитых, так и в развивающихся странах. Согласно неоклассической теории, по мере снижения отдачи от инвестиций в капитал экономический рост замедляется [21, с. 318].
Условием устойчивого экономического роста является пропорциональное увеличение человеческого капитала и/или государственного инвестирования в
1784
производство. Как мы уже отмечали, средняя доля инвестиций ВВП в исследуемых странах составляет около 25%. Можно сделать вывод, что в большинстве этих стран доля инвестиций не превышает потребности экономики в капитале.
Во всех странах выборки
правительственные расходы отрицательно и значимо влияют на экономический рост как в долгосрочном, так и краткосрочном периодах, что соответствует результатам большинства исследований [22, с. 614-618]. Государственные расходы негативно сказываются на экономическом росте стран в среднесрочном периоде (табл. 2). Это может объясняться тем, что потребление госсектора обычно вызывает искажающие эффекты, поскольку в будущем расходы правительства перекладываются на налогоплательщиков, что в свою очередь приводит к сокращению частных расходов и инвестиций [23, с. 486].
Даже когда значительная доля госрасходов с в я з а н а с п р а в и т е л ь с т в е н н ы м и инвестициями, наши результаты могут быть обоснованы в том случае, если смещение экономики в сторону априори более эффективных статей расходов не способствует повышению темпа роста валового внутреннего продукта из-за изначально слишком высокой доли государственного потребления [24, с. 323], либо когда оптимизация государственного сектора не учитывает производительности различных типов общественных благ и расходы осуществляются без учета их эффективности и производительности [25, с. 501-504].
Отрицательный знак коэффициента означает, что увеличение государственных расходов приводит к сокращению ВВП. Данный феномен можно объяснить в рамках институциональной теории эффекта вытеснения частного сектора государственным и общим снижением эффективности и производительности труда в результате нерыночного регулирования инвестиционной политики.
Более того, тест Хаусмана указывает на то, что оценка в рамках модели с детерминированными эффектами более адекватна, чем оценка в рамках модели со случайными эффектами.
Как уже было отмечено, индекс финансовой репрессии строится для каждой страны в отдельности. В рамках данного этапа мы включаем индекс финансовой репрессии FRI в модель экономического роста (табл. 3). Во всех случаях индекс финансовой репрессии незначим даже на уровне 10%. На основе полученных результатов можно заключить, что индекс финансовой репрессии не существенен для динамики темпов роста валового внутреннего продукта. Таким образом, оценка модели регрессии с помощью методов анализа панельных данных показала, что политика финансовой репрессии несущественно влияет на темп роста валового внутреннего продукта. Д а н н ы й р е з у л ь т а т р а с х о д и т с я с общепринятым взглядом об отрицательном эффекте данной политики на экономический рост страны.
Среди причин такого эмпирического результата можно назвать характер изучаемого временного периода. Спад валового внутреннего продукта после 2007 г., вызванный мировым финансово-экономическим кризисом, представляет собой экзогенный фактор, не учтенный в модели. Другой причиной несоответствия расчетов теории следует считать комплексность политики финансовой репрессии и ее разнонаправленный эффект на экономический рост. Если в отсутствие кризиса снижение процентных ставок должно привести к росту кредитования, то в условиях кредитного кризиса удешевление денег не ведет к росту инвестиций.
Влияние финансовой репрессии на компоненты валового внутреннего продукта
На второй стадии регрессионного анализа мы провели исследование эффекта
1785
финансовой репрессии на динамику компонентов валового внутреннего продукта. В качестве зависимых переменных поочередно рассматриваются д о л я п о т р е б л е н и я , и н в е с т и ц и й и государственных расходов в ВВП. Для дальнейшего анализа в качестве зависимой п е р е м е н н о й в ы б р а н п о к а з а т е л ь потребления, поскольку коэффициент корреляции между потреблением и индексом FRI показал наивысший результат.
В качестве контрольных переменных используем долю валовых инвестиций в ВВП GrCapF, соотношение количества людей, получивших среднее образование к общему количеству занятых на рынке труда SecEdu, отношение товарооборота страны и объема ВВП Trade, а также ВВП на душу населения за первый исследуемый год. Тогда исследуемая линейная регрессионная модель будет выглядеть следующим образом:
Cons = а + bi GDPpercap + ¿2 GrCapF + + Ьз Trade + ¿4 SecEdu + b5 FRI + s.
Результаты оценки модели регрессии с помощью основных методов анализа панельных данных представлены в табл. 4.
Таким образом, можно заключить, что уровень образования незначим для объема потребления, а инвестиции и инфляция ожидаемо приводят к сокращению потребления в стране. Отсутствие влияния уровня образования на потребление может объясняться тем, что в исследуемых странах - как развитых, так и развивающихся - этот уровень находится на стабильно высоком уровне, в то время как уровень потребления значительно колеблется под воздействием других факторов.
В связи с этим полезно сравнить текущую работу с работами прошлых лет. Например, для исследований 1970-1990-х гг. было свойственно выявлять положительное влияние уровня образования на экономический рост (см., например, работу [9]). Это было вызвано тем, что уровень
образования и темп роста ВВП в развивающихся странах росли п р о п о р ц и о н а л ь н о б ы с т р о , ч т о подтверждало явную корреляцию между двумя показателями. Также следует отметить отрицательное влияние торговли на динамику потребления. Традиционно считается, что рост товарооборота и потребления сильно и положительно в з а и м о с в я з а н ы . О д н а к о е с л и проанализировать статистические данные за рассматриваемый временной период, можно прийти к выводу, что динамика потребления и товарооборота имеют разнонаправленные тренды (рис. 3). Более того, расчет коэффициента корреляции, статистического показателя фактической взаимосвязи между уровнем потребления и торговли, является высоким
и отрицательным (-0,76). Отсюда можно с д е л а т ь в ы в о д , ч т о
потребление, угнетаемое внешними макроэкономическими факторами (в том числе мерами финансовой репрессии), связано с уровнем торговли обратно пропорционально.
Следующий шаг - это включение индекса финансовой репрессии в уравнение регрессии. Результаты статистической оценки исследуемого фактора
представлены в табл. 5.
Из использованных четырех моделей оценки регрессии только модель пула МНК отбрасывает фактор финансовой репрессии как незначимый. Однако, как уже было отмечено ранее, эта модель наименее надежна для анализа панельных данных. Все остальные методы оценки подтверждают значимость данного фактора для динамики потребления. Знак коэффициента финансовой репрессии также соответствует теоретическому предположению об отрицательном эффекте данной политики. Таким образом, можно принять нулевую гипотезу о том, что политика ограничения развития
финансового сектора приводит
в среднесрочной перспективе к угнетению совокупного потребления - основного
1786
компонента ВВП развитых стран и стран БРИКС.
Заключение
Финансовая репрессия и экономический рост обнаруживают тесную взаимосвязь. Большинство исследований доказывают, что чаще всего финансовая репрессия отрицательно сказывается на экономическом росте. Однако некоторые исследования выявляют положительные эффекты финансовой репрессии в случаях, когда такая политика позволяет обуздать чрезмерно растущий финансовый сектор. В данном случае использованы методы эконометрического исследования, чтобы оценить влияние финансовой репрессии на экономический рост в странах ОЭСР и БРИКС.
В рамках разработанного подхода применялись традиционные модели анализа панельных данных, а именно -модель оценки усредненного
распределения, модели с фиксированными и случайными эффектами. Результаты,
Таблица 1
Статистический анализ факторов экономического роста Table 1
Statistical analysis of factors of economic growth
Переменная Средняя Стандартное отклонение Минимум Максимум Наблюдения
Темп роста ВВП GDPrate общая 3,373134 3,207421 -7,820885 14,19496 N = 195
межгрупповая - 2,518555 ,8594763 9,721702 n = 13
временная - 2,098137 -9,052477 8,768408 T = 15
ВВП на душу общая 18436,1 14313,44 452,4136 38532,04 N = 195
населения межгрупповая - 14859,65 452,4136 38532,04 n = 13
GDPpercap временная - 3,33e-12 18436,1 18436,1 T = 15
Валовые общая 24,84845 6,920447 15,74461 47,68586 N = 195
накопленные межгрупповая - 6,660093 19,2124 42,79192 n = 13
инвестиции GrCapF временная - 2,595526 14,85496 33,20261 T = 15
Чистый экспорт общая ,0169285 ,0966091 -,5281107 ,2004152 N = 195
т межгрупповая - ,0892414 -,2350505 ,1374977 n = 13
временная - ,044091 -,2761317 ,2096791 T = 15
Государственные расходы GovSp общая 18,57123 4,237883 10,01408 26,52267 N = 195
межгрупповая - 4,257594 10,94077 23,92404 n = 13
временная - 1,068028 15,08458 21,55596 T = 15
Индекс общая 3,18e-08 1,381034 -2,715908 3,416722 N = 195
финансовой межгрупповая - 5,63e-08 -9,33e-08 1,13e-07 n = 13
репрессии FRI временная - 1,381034 -2,715908 3,416722 T = 15
Источник: расчеты автора по данным Всемирного банка. URL: http://databank.worldbank.org/data/reports.aspx? source=2&series=NY.GDP.MKTP.KD.ZG&country=CHN
Source: Authoring, based on the World Bank data. URL: Http://databank.worldbank.org/data/reports.aspx? source=2&series=NY.GDP.MKTP.KD.ZG&country=CHN
полученные при построении линейной регрессии, показывают, что политика финансовой репрессии и экономический рост не связаны напрямую. Данный результат противоречит большинству исследований, утверждающих, что финансовая репрессия отрицательно влияет на экономический рост в долгосрочном периоде [26, с. 1073].
Научная новизна настоящего анализа заключается в проведении двухэтапного исследования, в ходе которого наряду с изучением влияния индекса на темп роста ВВП в целом рассмотрено влияние FRI на компоненты ВВП. В результате установлено, что как в странах ОЭСР, так и в странах БРИКС индекс финансовой репрессии значимо и отрицательно влияет на объем потребления.
Таким образом, полученные результаты статистического анализа позволяют принять нулевую гипотезу об угнетающем влиянии в среднесрочном периоде финансовой репрессии на потребление -основной компонент ВВП.
1787
Таблица 2
Уравнение экономического роста: базовая модель Table 2
Economic growth equation: A basic model
Зависимая переменная GDPrate FE RE Pooled OLS GEE
Инвестиции GrCapF 0,14*** (0,07) 0,2** (0,04) 0,22** (0,03) 0,18** (0,05)
Чистый экспорт Мх 8,63** (4,07) 6,88** (2,5) 4,28** (1,86) 8,6** (2,98)
Государственные расходы GovSp -0,7** (0,14) -0,17** (1,74) -0,04* (0,05) -0,31** (0,09)
Наштап Р^аЫе 0 -
Количество наблюдений 195 195 195 195
R-square 0,33 0,52 0,53 -
Примечание. Числа в скобках указывают стандартную ошибку. «*» - фактор незначим; «**» - 5%-ный уровень значимости; «***» - 10%о-ный уровень значимости. Источник: авторская разработка
Source: Authoring Таблица 3
Влияние FRI на темп роста валового внутреннего продукта Table 3
Impact of FRI on gross domestic product growth rate
Зависимая переменная GDPrate FE RE Pooled OLS GEE
Инвестиции GrCapF 0,14*** (0,07) 0,2** (0,04) 0,26** (0,03) 0,18** (0)
Чистый экспорт Мх 8,54** (4,14) 7,04** (2,61) 4,15** (1,88) 8,46** (3,01)
Государственные расходы GovSp -0,69** (0,14) -0,19** (0,07) -0,04* (0,05) -0,31** (0,09)
Индекс финансовой репрессии FRI 0,014* (0,11) 0,04* (0,11) 0,07* (0,12) 0,02* (0,11)
Наштап Р-^аЫе 0
Количество наблюдений 195 195 195 195
R-square 0,33 0,51 0,52 -
Примечание. Числа в скобках указывают стандартную ошибку. «*» - фактор незначим; «**» - 5%о-ный уровень значимости; «***» - 10%о-ный уровень значимости. Источник: авторская разработка
Source: Authoring
1788
Таблица 4
Результаты оценки модели регрессии с помощью основных методов анализа панельных данных Table 4
The results of estimating the regression model using basic panel data analysis methods
Зависимая переменная GDPrate FE RE Pooled OLS GEE
ВВП на душу населения GDPpercap - 0* (0) 0** (0) 0* (0)
Инвестиции GrCapF -0,47* (0,04) -0,48* (0,04) -0,6* (0,05) -0,48* (0,04)
Товарооборот страны Trade -0,11* (0,01) -0,11* (0,01) -0,1* (0,05) -0,11* (0,01)
Уровень образования SecEdu 0,01*** (0,02) 0,01*** (0,02) 0,1* (0,02) 0,02*** (0,02)
Hausman P-value 0 - - -
Количество наблюдений 195 195 195 195
R-square 0,47 0,47 0,52 -
Примечание. Числа в скобках указывают стандартную ошибку. «*» - фактор незначим; «**» - 5%-ный уровень значимости; «***» - 10%о-ный уровень значимости. Источник: авторская разработка Source: Authoring
Таблица 5
Базовая модель совокупного потребления Table 5
A basic model of total consumption
Зависимая переменная GDPrate FE RE Pooled OLS GEE
ВВП на душу населения GDPpercap - 0* (0) 0* (0) 0* (0)
Инвестиции GrCapF -0,47** (0,04) -0,48** (0,04) -0,6** (0,05) -0,49** (0,04)
Уровень образования SecEdu 0,01* (0,02) 0,01* (0,02) 0,10** (0,02) 0,02* (0,02)
Товарооборот страны Trade -0,11** (0,01) -0,11** (0,01) -0,1** (0,01) -0,11** (0,01)
Индекс финансовой репрессии FRI -0,13*** (0,07) -0,13*** (0,07) -0,14* (0,26) -0,13*** (0,07)
Hausman P-value 0 - - -
Количество наблюдений 195 195 195 195
R-square 0,46 0,47 0,52 -
Примечание. Числа в скобках указывают стандартную ошибку: «*» - фактор незначим; «**» - 5%о-ный уровень значимости; «***» - 10%о-ный уровень значимости. Источник: авторская разработка Source: Authoring
1789
Рисунок 1
Динамика среднего FRI и средних темпов роста валового внутреннего продукта в странах БРИКС в 2000-2014 гг., %
Figure 1
Trends in average FRI and average gross domestic product growth in BRICS countries in 2000-2014, percentage
Источник: расчеты автора по данным Всемирного банка. URL: http://databank.worldbank.org/data/reports.aspx? source=2&series=NY.GDP.MKTP.KD.ZG&country=CHN
Source: Authoring, based on the World Bank data. URL: Http://databank.worldbank.org/data/reports.aspx? source=2&series=NY.GDP.MKTP.KD.ZG&country=CHN
Рисунок 2
Динамика среднего FRI и средних темпов роста валового внутреннего продукта в странах ОЭСР в 2000-2014 гг., %
Figure 2
Trends in average FRI and average growth rates of gross domestic product in OECD countries in 2000-2014, percentage
Источник: расчеты автора по данным Всемирного банка. URL: http://databank.worldbank.org/data/reports.aspx? source=2&series=NY.GDP.MKTP.KD.ZG&country=CHN
Source: Authoring, based on the World Bank data. URL: Http://databank.worldbank.org/data/reports.aspx? source=2&series=NY.GDP.MKTP.KD.ZG&country=CHN
1790
Рисунок 3
Динамика среднего уровня потребления и торговли в 2000-2014 гг. к валовому внутреннему продукту, % Figure 3
Trends in average consumption and trade in 2000-2014 to Gross Domestic Product, percentage
Источник: расчеты автора по данным Всемирного банка. URL: http://databank.worldbank.org/data/reports.aspx? source=2&series=NY.GDP.MKTP.KD.ZG&country=CHN
Source: Authoring, based on the World Bank data. URL: Http://databank.worldbank.org/data/reports.aspx? source=2&series=NY.GDP.MKTP.KD.ZG&country=CHN
Список литературы
1. Norkina O., Pekarski S. Nonmarket Debt Placement As Financial Repression. Journal of the New Economic Association, 2015, vol. 28, iss. 4, pp. 31-55.
2. Kar M., Nazlioglu S., Agir H. Financial development and economic growth nexus in the MENA countries: Bootstrap panel Granger causality analysis. Economic Modelling, 2011, vol. 28, iss. 1-2, pp. 685-693. doi: 10.1016/j.econmod.2010.05.015
3. Schumpeter J.A. The Theory of Economic Development: An Inquiry into Profits, Capital, Credit, Interest, and the Business Cycle. Cambridge, Mass., Harvard University Press, 1934, 864 p.
4. Gurley J.G., Shaw E.S. Financial Aspects of Economic Development. The American Economic Review, 1955, vol. 45(4), pp. 515-538.
5. McKinnon R.I. Money and Capital in Economic Development. Washington DC, Brookings Institution, 1973.
6. Shaw E.S. Financial Deepening in Economic Development. Oxford University Press, 1973, 260 p. doi: 10.2307/1238641
7. Levine R. Finance and Growth: Theory and Evidence, Handbook of Economic Growth. In: P. Aghion, S. Durlauf (eds) Handbook of Economic Growth, 2005. Ed. 1, Vol. 1, Chapter 12, pp. 865-934.
8. Pagano M. Financial Markets and Growth: An Overview. European Economic Review, 1993, vol. 37, iss. 2-3, pp. 613-622. doi: 10.1016/0014-2921(93)90051-B
9. Roubini N., Sala-i-Martin X. Financial Repression and Economic Growth. Journal of Development Economics, 1992, vol. 39, iss. 1, pp. 5-30.
1791
10. KingR.G., Levine R. Finance, Entrepreneurship, and Growth: Theory and Evidence. Journal of Monetary Economics, 1993, vol. 32, iss. 3, pp. 513-542.
11. Robinson J. The Generalization of the General Theory. The Rate of Interest and Other Essays. London, MacMillan, 1952, 164 p.
12. Stiglitz J.E. The Role of State in Financial Markets. Proceedings of the World, Bank Annual Conference on Development Economics, 1994, 246 p.
13. ArestisP., DemetriadesP.O. Financial development and economic growth: assessing the evidence. The Economic Journal, 1997, vol. 107, iss. 442, pp. 783-799. doi: 10.1111/j.1468-0297.1997.tb00043.x
14. Ang B.J., McKibbin W.J. Financial liberalization, financial sector development and growth: Evidence from Malaysia. Journal of Development Economics, 2007, vol. 84, iss. 1,
pp.215-233.
15. Demetriades P.O., LuintelK.B. Financial Restraints in the South Korean Miracle. Journal of Development Economics, 2001, no. 64, iss. 2, pp. 459-479. doi: 10.1016/S0304-3878(00)00146-2
16. Cecchetti G., Kharroubi E. Reassessing the impact of finance on growth. BIS Working Paper, 2012, no. 381, 21 p.
17. Arcand J., Berkes E., Panizza U. Too Much Finance? International Monetary Fund, Research Department. 2012. 50 p.
18. Futagami Koichi, Morita Yuichi, Shibata Akihisa. Dynamic Analysis of an Endogenous Growth Model with Public Capital. The Scandinavian Journal of Economics, 1993, vol. 95, no. 4, pp. 607-625. doi: 10.2307/3440914
19. Arellano M., Bond S. Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations. The Review of Economic Studies, 1991, vol. 58, no. 2, pp. 277-297.
20. Carlin W., Mayer C. Finance, investment, and growth. Journal of Financial Economics, 2003, vol. 69, iss. 1, pp. 191-226.
21. Solow R. Technical change and the aggregate production function. The Review of Economics and Statistics, 1957, vol. 39, no. 3, pp. 312-320. doi: 10.2307/1926047
22. Baltagi B.H., Griffin J.M., Xiong W. To pool or not to pool: Homogeneous versus heterogeneous estimators applied to cigarette demand. Review of Economics and Statistics, 2000, vol. 82, iss. 1, pp. 117-126.
23. Ghosh S., Gregoriou A. The composition of government spending and growth: Is current or capital spending better? Oxford Economic Papers, 2008, vol. 60, iss. 3, pp. 484-516.
doi: 10.1093/oep/gpn005
24. Devarajan S., Swaroop V., Zou H. The composition of public expenditure and economic growth. Journal of Monetary Economics, 1996, vol. 37, iss. 2, pp. 313-344.
25. Barro RJ. Economic growth in a cross section of countries. Quarterly Journal of Economics, 1991, vol. 106, iss. 2, pp. 407-443.
1792
26. Loayza N.V., Ranciere R. Financial development, financial fragility, and growth. Journal of Money, Credit and Banking, 2006, vol. 4, iss. 38, pp. 1051-1076.
Информация о конфликте интересов
Я, автор данной статьи, со всей ответственностью заявляю о частичном и полном отсутствии фактического или потенциального конфликта интересов с какой бы то ни было третьей стороной, который может возникнуть вследствие публикации данной статьи. Настоящее заявление относится к проведению научной работы, сбору и обработке данных, написанию и подготовке статьи, принятию решения о публикации рукописи.
1793
pISSN 2073-039X eISSN 2311-8725
Mathematical Methods and Models
FINANCIAL REPRESSION EFFECT ON ECONOMIC GROWTH: AN EMPIRICAL ANALYSIS Farid A. AKHMED ABU BAKR
Moscow State Institute of International Relations (University) of the Ministry of Foreign Affairs of the Russian Federation,
Moscow, Russian Federation
Article history:
Received 7 August 2017 Received in revised form 17 August 2017 Accepted 29 August 2017 Available online 28 September 2017
JEL classification: E5, E58, E61, H27
Keywords: financial repression index, panel data analysis, sovereign debt
Abstract
Subject The article considers the influence of financial repression index (FRI) on economic growth of OECD and BRICS nations through econometric models.
Objectives The purpose of this study is to build a linear model to establish the impact of FRI on GDP growth rate and examine the effect of the index on economic growth components such as consumption, investment and government spending.
Methods At the core of the research lies regression analysis of linear economic growth model. To analyze the panel of data, various static estimating model are used.
Results I have built a linear growth model and included the FRI as one of the variables. The estimators used fail to identify a significant impact of FRI on the dependent variable. Second, I construct linear models with GDP components as functions and analyze the effect of FRI on the dynamics of those. As a result, I obtain positive indications of FRI affecting negatively in the medium term the dynamics of consumption, the main driver of growth in the developed world.
Conclusions and Relevance The effect of financial repression in short and medium terms cannot necessarily be identified through GDP rate dynamics, but could be captured through the evolution of consumption. This opens a new perspective on the study of financial repression policies and its detrimental effect beyond banking and investment spheres.
© Publishing house FINANCE and CREDIT, 2017
Please cite this article as: Akhmed Abu Bakr F.A. Financial Repression Effect on Economic Growth: An Empirical Analysis.
Economic Analysis: Theory and Practice, 2017, vol. 16, iss. 9, pp. 1778-1796.
https://doi.org/10.24891/ea.16.9.1778
References
1. Norkina O., Pekarski S. Nonmarket Debt Placement As Financial Repression. Journal of the New Economic Association, 2015, vol. 28, iss. 4, pp. 31-55.
2. Kar M., Nazlioglu S., Agir H. Financial development and economic growth nexus in the MENA countries: Bootstrap panel Granger causality analysis. Economic Modelling, 2011, vol. 28, iss. 1-2, pp. 685-693. doi: 10.1016/j.econmod.2010.05.015
3. Schumpeter J.A. The Theory of Economic Development: An Inquiry into Profits, Capital, Credit, Interest, and the Business Cycle. Cambridge, Mass., Harvard University Press, 1934, 864 p.
4. Gurley J.G., Shaw E.S. Financial Aspects of Economic Development. The American Economic Review, 1955, vol. 45(4), pp. 515-538.
5. McKinnon R.I. Money and Capital in Economic Development. Washington DC, Brookings Institution Press, 1973.
6. ¿"haw E.S. Financial Deepening in Economic Development. New York, Oxford University Press, 1973, 260 p. doi: 10.2307/1238641
7. Levine R. Finance and Growth: Theory and Evidence, Handbook of Economic Growth. In: P. Aghion, S. Durlauf (eds). Handbook of Economic Growth, 2005, Edition 1, Vol. 1, Chapter 12, pp. 865-934.
1794
8. Pagano M. Financial Markets and Growth: An Overview. European Economic Review, 1993, vol. 37, iss. 2-3, pp. 613-622. doi: 10.1016/0014-2921(93)90051-B
9. Roubini N., Sala-i-Martin X. Financial Repression and Economic Growth. Journal of Development Economics, 1992, vol. 39, iss. 1, pp. 5-30.
10. King R.G., Levine R. Finance, Entrepreneurship, and Growth: Theory and Evidence. Journal of Monetary Economics, 1993, vol. 32, iss. 3, pp. 513-542.
11. Robinson J. The Generalization of the General Theory. In: The Rate of Interest and Other Essays. London, MacMillan, 1952, 164 p.
12. Stiglitz J.E. The Role of the State in Financial Markets. In: Proceedings of the World Bank Annual Conference on Development Economics, 1994, 246 p.
13. Arestis P., Demetriades P.O. Financial Development and Economic Growth: Assessing the Evidence. The Economic Journal, 1997, vol. 107, iss. 442, pp. 783-799.
doi: 10.1111/j.1468-0297.1997.tb00043.x
14. Ang B.J., McKibbin W.J. Financial liberalization, financial sector development and growth: Evidence from Malaysia. Journal of Development Economics, 2007, vol. 84, iss. 1,
pp.215-233.
15. Demetriades P.O., Luintel K.B. Financial Restraints in the South Korean Miracle. Journal of Development Economics, 2001, no. 64, iss. 2, pp. 459-479.
doi: 10.1016/S0304-3878(00)00146-2
16. Cecchetti G., Kharroubi E. Reassessing the impact of finance on growth. BIS Working Paper, 2012, no. 381, 21 p.
17. Arcand J.-L., Berkes E., Panizza U. Too Much Finance? IMF Working Paper, 2012, no. WP/12/161, 50 p.
18. Futagami Koichi, Morita Yuichi, Shibata Akihisa. Dynamic Analysis of an Endogenous Growth Model with Public Capital. The Scandinavian Journal of Economics, 1993, vol. 95, no. 4, pp. 607-625. doi: 10.2307/3440914
19. Arellano M., Bond S. Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations. The Review of Economic Studies, 1991, vol. 58, no. 2, pp. 277-297.
20. Carlin W., Mayer C. Finance, investment, and growth. Journal of Financial Economics, 2003, vol. 69, iss. 1, pp. 191-226.
21. Solow R. Technical change and the aggregate production function. The Review of Economics and Statistics, 1957, vol. 39, no. 3, pp. 312-320. doi: 10.2307/1926047
22. Baltagi B.H., Griffin J.M., Xiong W. To pool or not to pool: Homogeneous versus heterogeneous estimators applied to cigarette demand. Review of Economics and Statistics, 2000, vol. 82, iss. 1, pp. 117-126.
23. Ghosh S., Gregoriou A. The composition of government spending and growth: Is current or capital spending better? Oxford Economic Papers, 2008, vol. 60, iss. 3, pp. 484-516.
doi: 10.1093/oep/gpn005
24. Devarajan S., Swaroop V., Zou H. The composition of public expenditure and economic growth. Journal of Monetary Economics, 1996, vol. 37, iss. 2, pp. 313-344.
1795
25. Barro R.J. Economic growth in a cross section of countries. The Quarterly Journal of Economics, 1991, vol. 106, iss. 2, pp. 407-443.
26. Loayza N.V., Ranciere R. Financial development, financial fragility, and growth. Journal of Money, Credit and Banking, 2006, vol. 38, iss. 4, pp. 1051-1076.
Conflict-of-interest notification
I, the author of this article, bindingly and explicitly declare of the partial and total lack of actual or potential conflict of interest with any other third party whatsoever, which may arise as a result of the publication of this article. This statement relates to the study, data collection and interpretation, writing and preparation of the article, and the decision to submit the manuscript for publication.
1796
