بخشی از مقاله
دانلود مقاله ترجمه شده رابطه بين كسورات بودجه ووروديهاي سرمايه به همراه متن انگلیسی
اي:شواهد اقتصادي بيشتر
اين تحقيق اكثر فدرال را روي وردريهاي سرماه اي ايالات متحده گزارش مي كند .با توسعه كارهاي قبلي بهمني- اسكويي وپايسته (1994)مابر منطقي بودن حداكثر احتمال جديد عرضه شده بوسيله جانسن (1988)وجانسن ژوليوس (1990)براي انجام آزمايشات Cointegrationتاكيد مي كنيم .نتايج يك رابطه بلند مدت رابين كسورات بودجه و وردريهاي سرمايه نشان مي دهد .بعلاوه يافته هاي حاصل از مدلسازي خطا –اصلاح نشان مي دهد كه ناتعادلهاي موقتي (كوتاه مدت )در بازارهاي مالي به سرعت اصلاح ميشوند وبنابراين مشخص ميشود كه بازارهاكارآمد هستند .
I . مقدمه:
دريكي از نسخه هاي اين مجله بهمني –اسكويي وپاسته (1994)نشان داده اند كه كسورات بودجه در ايالات متحده باعث جريانات ورودي سرمايه اي در دوره 88-1973شده است .با استفاده از روش انتگرال گيري مضاعف دو مرحله اي براساس باقيمانده انجل –گانگر (1987)ومدل خطا اصلاح آنها كشف كردند كه كسورات بودجه وجريانات ورودي هم انباشته هستند .آنها رابطه بين كسورات بودجه وجريانات ورودي سرمايه را براساس نرخ بهره افزايش يافته حاصل از وام گيري عمومي وبهبود انتظارات را براساس رشد اقتصادي يافته حاصل از محركهاي بودجه ،مشخص كنند. شواهد ارائه شده بوسيله بهمني- اسكويي وپاسته (كه بعد از اين به آنها BPگفته ميشود)سهم قابل توجهي در شناخت ما از اثر كسورات بودجه در اقتصادايفا مي كنند .هدف از اين يادداشت آن است كه شواهد بيشتري را روي رابطه بين كسورات بودجه وجريانهاي ورودي با استفاده از آزمايش اطلاعات به كمك روش Cointegrationجديدي كه بوسيله جانسن (1988)وجانسن وژوليوس(1990)ارائه شده است ،مطرح كنند .تحليلهاي بعدي نشان داده اند كه تكنيك Cointegrationانجل – گارنگر با برخي نواقص اقتصادي مواجه است .نتايج ما همچنين وجود يك ارتباط طولاني مدت بين كسورات بودجه جريانهاي داخلي سرمايه را نشان مي دهد كه بازارهاي جهاني سرمايه بسيار كارآمد هستند .
IIمتدولوژي
روش Cointegrationانجل وگارنگر (كه بعد از اين EGناميده مي شوند)كه بوسيله BPمورد استفاده قرار گرفته است با چندين نفص اقتصادي مواجه است .اول ،با نرجي ،دولادو،گالبرايت وهندري(1993)داويد سون وماكينون(1993)واستوك(1987)نشان داده اند كه در برآوردهاي حاصل از دستورالعمل EGيك نوع تعصب ،جانبداري براي نمونه كوچك وجود دارد .بعلاوه ،داويدسون وماكنيون خاطر نشان كردند كه يك 2Rنسبتا كم ارزش از رگرسيون Cointegrationبايستي بعنوان يك اخطار در نظر گرفته شود .كه براساس آن روش دو مرحله اي ممكن است خوب كار نكند .همچنين به وسيله با نرجي ،هندري ،اسميت (1986)وبا نرجي وهمكارانش (1993)نشان داده شده است كه اندازه كوچك نمونه در رگرسيون Cointegrationمبيني برباقي مانده EGبا مقدار 2 Rنسبت عكس دارد .از آنجايي كه مجموعه اطلاعات BPشامل فقط 64 مشاهده است اين مقدار مي تواند درمعرض تغيير قرار گيرد نتايج Cointegration كه در جدول 2 نشان داده شده است .داراي مقادير كم R 2هستند . (32./.و54./.)BPهشدار دادن كه اين نتايج به صورت پيوسته بايستي اصلاح شوند نقطه ضعف روش EGناديده گرفتن احتمال وجود رابطه Cointegratingچند گانه است .متغييرهاي اقتصادي مي توانند داراي بيش از يك رابطه بلند مدت در يك فضاي متعادل يك پارچه شده باشند .سومين نقطه ضعف روش EG آن است كه به شدت روي يك نتيجه كاملا همگرا تكيه دارد .
واز برآوردحداقل مبعات فرعي (كه ازاين به بعد به آن OLSمي ناميم )براي بدست آوردن پارامتربرآوردي از معادله بلند مدت يا يك پارچه استفاده مي كند .با اين حال برآوردهاي OLSبه شدت به نرمال كردن اختياري كه در آن متغيير سمت چپ معادله رگرسيون يك پارچه انتخاب مي شود حساس است .اين مطلب نشان مي دهد كه نرمال كردن هاي اختياري مختلف مي تواند باعث نتايج تجربي متفاوتي گردد. چهارمين مشكل در رابطه با روش EG آن است كه اين روش در رگرسيون
يك پارچه كننده ديناميك هاي كوتاه مدت را در نظر نمي گيرد .در نظر نگرفتن ديناميك هاي كوتاه مدت باعث افزايش انحراف ،فقدان اطلاعات شده وبنابراين كارآيي پارامترهاي مورد توجه در روابط يك پارچه شده را كاهش مي دهد .سرانجام ومهمترين نكته آن است كه روش EGمحقق را قادر نمي سازد تا انواع محدوديتها يا استثناعات مربوط به عناصر خاصي از بردارهاي يك پارچه شده مشاهده شده را آزمايش كند .در آزمايش فرضيه هاي مرتبط با روابط بلند مدت اقتصادي اين نقطه ضعف روش EGيك ضعف جدي محشوب مي شود.
روش حداكثر احتمال جانسن (1988)وجانسن وژوليوس(1990)(كه از اين به بعد به ترتيب به آنها J وJJ مي گويم قادرمي سازد كه به نواقص فوق ذكر روش EGغلبه كند .بعلاوه همان گونه كه گنزالو (1994)درتحقيق منتكالو خودش نشان داده است .روش جانسن نسبت به ساير براوردها از پارامترهاي بلند مدت حتي در حضور خطا هاي غير نرمال وديناميك هاي ناشناخته بهتر عمل مي كند .روش مبتني بر سيستم J وJJ يك چهار چوب بي طرفانه اقتصادي را براي تحليل هاي تركيبي از رفتار كوتاه مدت وبلند مدت متغييرهاي بهره ارائه مي كند .در روش يك پارچه كننده JJاز دو آزمايش حداكثر مقدار eigenوآزمايشات رهگيري براي تعيين تعداد بردارهاي هماهنگ كننده استفاده شده است .در آزمايش حداكثر مقدار EGما فرضيه هاي خنثي ،بردارهاي يك پارچه كننده r
را درمقابل بردارهاي يك پارچه كننده r+1 آزمايش مي كنيم .در آزمايش رهگير فرضيه خنثي به اين صورت است كه مقابل بردارهاي يك پارچه كننده rبردارهاي عمومي ديگري وجود دارد .توضيحات كامل ومعاملات رياضي مربوط به روش حداكثر احتمال جانسن را مي توانيد در ديكي ،جنسن وترنتن (1994)وماسكاتلي وحر(1992)J(1988)
وJJ(1990)مشاهده كرد.
III .برآورد ونتايج
در بررسي رابطه بين كسورات بودجه وجريانهاي سرمايه اي BPجريان داخلي سرمايه CAI))را به عنوان جريان خالص سرمايه اي اصلاح شده فصلي وكسورات بودجه (BUS)را به عنوان كسر بودجه فدرال اصلاح شده فصلي ومتناوب اندازه گيري كرده است . آنان اين منغييرهاي نامي را همراه با متغييرهاي بدون تورم CAIYوBUSYمورد تجزيه وتحليل قرار دادن كه در آن CAIوBUSبر توليد ناخالص ملي تقسيم شده است .در اين مطالعه مانتايج را براي CAIYوBUSYگزارش مي كنيم تعداد از محققان مطرح كردن كه تاثير كسر بودجه را بايستي با توجه به اندازه اقتصاد مورد بررسي قرار داد به همين دليل وبراي تسهيل مقايسه با اين مطالعات ما نتايج حاصل از مشخصات نسبي را گزارش كرده ايم .
روش Cointegrationمستلزم بررسي قبلي تمامي سري هاي متغييري كه در سيستم وجود دارند .براي يك پارچه سازي است براي Cointegrationتمامي متغييرها بايستي به روش مشابه يك پارچه شود. متغييري گفته مي شود كه در مرتبه اول يك پارچه شده است كه I(1)اگر سري هاي آن با I(0)متفاوت باشند .در جدول 1 ما يك مجموعه از آزمايشات تك ريشه اي براي حالت بدون تغيير را نشان داده ايم .
بر اساس آزمايش كامل شده ديكي – فولر((ADFفرضيه خنثي وجود يك ريشه واحد براي CAIYوBUSYدر پنج درصد سطح مشخص شده ناديده گرفته شود .براي اولين سري هاي تغيير كرده اين متغييرها ΔCAIYوΔBUSYريشه واحد فرضيه خنثي در پنج درصد سطح مشخص شده خذف شده است .مقادير تاخيري در آزمايشات گزارش شده ADFبراساس تشخيص هاي جانبي انتخاب شده اند .به نحوي كه تاخير ها آنقدر بزرگ هستند كه باقي مانه ها در رگرسيون هاي ADFوايت نويزهستند .
در جدول 1 ما همچنین نتایج آزمایش فیلیپس –پیرون (1988) را نشان داده ایم که امکان ایجاد شکل عمومی وابستگی سریال و hetroscedasticity فیلیپس – پیرون نشان دهنده نتایج آزمایشات ADF به استثنای متغیر CAIY در سطح خود است . از آنجائیکه آمارهای تشخیص مشاهده شده از رگزسیون ADF برای این متغیر هیچ گونه غیر عادی بودن ، خود همبستگی یا hetroscedasticity را نشان نمی دهد ما برای CAIY از نتیجه آزمایش ADF استفاده می کنیم . جدول 1
همچنین نتایج آزمایش یکنواخت j (1988) برای حالت بدون متغیر و با ثبات را نشان می دهد و یکی و پانتولا (1987) نشان دادند که آزمایش ADF (1981) در صورتی که واقعا بیش از یک ریشه واحد وجود داشته باشد ، می تواند باعث نتایج اشتباهی می گردد برای آزمایش اینکه ریشه های واحد متعددی وجود دارد می توان از آزمایش (یکی – پانتولا (1987) استفاده کرد. نتایج در جدول 2 گزارش شده است . شواهد به روشنی نشان می دهد که هر دو سری CAIY و Busy
دارای یک ریشه واحد هستند که به ما در تائید مجاز بودن آزمایش ADF کمک می کند . در مجموع ، شواهد تجربی گزارش شده در جداول 1 و 2 نشان می دهد که چون CAIYو Busy به صورت J(1) و به صورت I(0) هستند ، بنابراین متغیرها در اولین اختلافها ، ایستا می باشند .
جدول 3 آزمایشات co integration مبتنی بر یک بردار خود همبستگی (VAR) از متغیرهای مشاهده شده را نشان می دهد. برای تسهیل مقایسه با BP( 1994) دوره زمانی I1973 تا IV 1988 انتخاب شده است.
جزئیات مربوط به اطلاعات بکار گرفته شده در این تحقیق را می توان در BP (1994) پیدا کرد. یک طول بهینه تاخیری بر اساس معیار شوارتز بایسین کریتریون (SBC) انتخاب شده است. تحلیل ها نشان داده اند که در بخشهای باقیمانده معادله همراه با تاخیر انتخاب شد یک همبستگی سریال وجود دارد. نتایج Caiutegration عمدتاً افزایش طول تاخیری VAR را تاکید می کند. برآوردهای نشان داده شده در جدول 3 نشان می دهند که یک بردار یکپارچه کننده بین
متغیرهای CAIY و Busy وجود دارد. مسیر واقعی و آمارهای eignevale حداکثر که از مقادیر بحرانی تجاوز کرده اند ، فرضیه های صفر مبنی بر عدم وجود بردار یکپاچه کننده در 95% سطح عینی را رد می کند با اینحال هر دو آمار مربوط به مسیر و حداکثر ejgnevalue در رد کردن فرضیه های صفر (بی اثر) مبنی بر اینکه تعداد بردارهای یکپارچه کننده کمتر یا معادل با مقدار آن و سطح عینی 95% است با مشکل مواجه می شوند. بنابراین نتایج وجود یک رابطه اقتصادی منحصر به فرد و بلند مدت را بین CAIY و Busy تائید می کند.
از آنجائیکه هیچ انحراف متمایز به سمت بالا را در اطلاعات نمی توان پیدا کرد ، برای تعیین وجود یک انحراف خطی موجود در اطلاعات از آزمایش نسبت احتمال (LR) jj (1995) استفاده کرده ایم . همانگونه که در جدول 4 مشاهده می شود ، آمار LR این فرضیه این فرضیه را که یک انحراف انحراف خطی وجود دارد ، رد می کند و ما نتیجه می گیریم که این فرصتی است که یک مقدار ثابت را در بردار cointengreating وارد کنیم .
برای وارد کردن مفهوم اقتصادی به بردار یکپارچه کننده ، ما بردار را با مقدار منفی گزارش شده از ضریب CAIY نرمال می شود . بنابراین رابطه نرمال مثال خطی بلند مدت به شرح زیر است :
CAIY = - 0/0209-0/9943 Busy
از آنجاییکه کسر بودجه به صورت در آمد دولت منهای مخارج پرداخت های آن تعریف می شود ، اگر کسورات باعث وارد شدن سرمایه گردد ما انتظار داریم که ضریب متغیر Busy منفی باشد بنابراین علامت ضریب busy متناسب با فرضیه اقتصادی بکار گرفته شده بود. و مقدار آن کمی بزرگتر از 77/0- است که بوسیله BP گزارش شده بود . همانگونه که در جدول 4 نشان داده شده است ، نتایج آزمایش LR نشان می دهند که برای بخش ثابت و ضریب Busy از فرضیه خنثی بین مدلهای محدود شده و مدلهای محدود نشده هیچ اختلاف مشخصی در 99% سطح ایمنی رد می شود . بنابراین ، نتایج برآورد شده این دیدگاه را تائید می کنند که در ایالات متحده در طی دوره نمونه کسورات بودجه و جریان ورودی سرمایه ای یک لینک بلند مدت را تشکیل داده و کسورات بودجه جذب سرمایه خارجی گردیده است .
بوسیله EG(1987) نشان داده شده است که سریهای یکپارچه شده دارای یک وضعیت خطا – اصلاح (EC) است و مکانیسم خط و اصلاح به این نکته تاکید دارد که متغیرها یکپارچه شده اند . بنابراین مدلسازی خطا – اصلاح یک آزمایش جانشین دارای مشاهده رابطه اقتصادی بلند مدت متعادل بین متغیرها را ارائه می کند . بردار باقیمانده تاخیری RESDSt-1 رگرسیون cointegrating بعنوان یک مفهوم خطا – اصلاح استفاده شده است تا دینامیک های کوتاه مدت فرضیه را توضیح دهد . یک مدل ساده دینامیک خطا – اصلاح پیش بینی شده است و نتایج در جدول 5 نشان داده شده است . ضریب عبارت خطا – اصلاح RESDSt-1 منفی است و در سطح 1% کاملا متفاوت از صفر است . این نتایج همچنین وجود یکپارچگی بین CAIY و busy را تایید میکند . بعلاوه آزمایشات تشخیص برای وجود غیر نرمالی ، مشخصات خط و hetero secedusticity هیچکدام ازاین حالات را مشخص نمی کنند ، البته آزمایش LM برای وجود همبستگی سریال برخی احتمالات برای همبستگی سریال را مطرح می کند بنابراین ما نتیجه می گیریم که نتایج کاملاً مشهود و قدرتمند هستند .
به طور متوسط ، مقدار ضریب عبارت خطا اصلاح که به آن ضریب سرعت اصلاح نیز گفته می شود ، نشان می دهد که نزدیک 99% متغیر در سرعت اصلاح صفر نیست ، نشان داده می شود که دلیل گرانگر برای متغیرهای یکپارچه شده معتبر است . مقدار بزرگ ضریب سرعت اصلاح کم عملیات قوانین محدود کننده انتقال موثر و ارتباط اطلاعات و نبود کنترلهای سرمایه ای در بازار مالی ایالات متحده ، بوجود آمده است . این کار آمدی بدون شکل در طی دوره مورد مطالعه افزایش یافته است و در سالهای بعد توسعه یافته است . این نتایج همچنین مطرح می کنند که جریانهای سرمایه ای همانند نیرویی برای تخفیف شکلی که ممکن است به علت کسورات بودجه بوجودآید ، عمل می کنند .
نتایج مطرح شده در اینجا را می توانید با مطالعاتی که تاثیر کسورات بودجه را روی متغیرهای مهم اقتصادی بررسی می کنند ، مقایسه نمایید . با استفاده از روشهای دیگر این مطالعات کشف کردند که کسورات بودجه باعث افزایش نرخ بهره بلند مدت می گردد و لی در نرخهای کوتاه مدت اثری ندارد . بعلاوه کشف کردند که جریان های داخلی سرمایه افزایش نرخ بهره را تضعیف می کند در حالیکه اوانز (1985) و دارات (1990) کشف کردند که کسورات بر نرخهای بلند مدت بهره اثر نمی گذارد و نمی توانند کنترلی روی جریان های سرمایه ای داشته باشند.
به طور خلاصه ، نتایج ارائه شده در اینجا منطبق با مطالعاتی است که روی کسورات بودجه بود. و نشان می دهد که کسورات نرخ بلند مدت بهره را افزایش می دهد. در واقع ، تغییرات بلند مدت نرخ بهره می تواند جریانهای به سمت داخل سرمایه را جذب کند.
خلاصه و نتیجه گیری
در این یادداشت تحقیق تجربی با مطالعه قبلی BP را که مطرح می کرد که آیا یک ارتباط بلند مدت بین کسورات بودجه و جریانهای ورودی سرمایه در ایالات متحده در طی دوره 88-1973 وجود دارد ، گسترش دادیم . با بکارگیری تکنیکهای اقتصادی سنجی که بوسیله JJ,J مطرح شده اند و مدلسازی خطا اصلاح ، ما کشف کردیم که در طی دوره نمونه کسورات بودجه و جریان داخلی سرمایه مستقیما بهم مرتبط هستند و این متغیرها در بلند مدت و به طور قراردادی نسبت
به یکدیگر تغییری نخواهند کرد . بعلاوه بی تعادلی کوتاه مدت در بازارهای مالی که باعث جذب جریان های سرمایه ای خارجی می گردد و به سرعت اصلاح می شود. نشان می دهند که این بازارها کار آمد هستند. این نتایج مطابق با این گفته است که جریانهای داخلی سرمایه ای همانند یک نیرو برای تخفیف مشکل بی نظمی عمل می کند. دستورالعملهای آماری اقتصادی بکار گرفته شده در این مطالعه، بر نقاط ضعف روش BP که در تحقیق خودش استفاده کرد، غلبه می کند و به وضوح نتیج گیری می شود که کسورات بودجه جریانهای داخلی سرمایه را ایجاد می کند.
