ترجمه مقاله رابطه بین كسورات بودجه وورودیهای سرمایه به همراه متن انگلیسی

ای:شواهد اقتصادی بیشتر
این تحقیق اكثر فدرال را روی وردریهای سرماه ای ایالات متحده گزارش می كند .با توسعه كارهای قبلی بهمنی- اسكویی وپایسته (۱۹۹۴)مابر منطقی بودن حداكثر احتمال جدید عرضه شده بوسیله جانسن (۱۹۸۸)وجانسن ژولیوس (۱۹۹۰)برای انجام آزمایشات Cointegrationتاكید می كنیم .نتایج یك رابطه بلند مدت رابین كسورات بودجه و وردریهای سرمایه نشان می دهد .بعلاوه یافته های حاصل از مدلسازی خطا –اصلاح نشان می دهد كه ناتعادلهای موقتی (كوتاه مدت )در بازارهای مالی به سرعت اصلاح میشوند وبنابراین مشخص میشود كه بازارهاكارآمد هستند .

I . مقدمه:
دریكی از نسخه های این مجله بهمنی –اسكویی وپاسته (۱۹۹۴)نشان داده اند كه كسورات بودجه در ایالات متحده باعث جریانات ورودی سرمایه ای در دوره ۸۸-۱۹۷۳شده است .با استفاده از روش انتگرال گیری مضاعف دو مرحله ای براساس باقیمانده انجل –گانگر (۱۹۸۷)ومدل خطا اصلاح آنها كشف كردند كه كسورات بودجه وجریانات ورودی هم انباشته هستند .آنها رابطه بین كسورات بودجه وجریانات ورودی سرمایه را براساس نرخ بهره افزایش یافته حاصل از وام گیری عمومی وبهبود انتظارات را براساس رشد اقتصادی یافته حاصل از محركهای بودجه ،مشخص كنند. شواهد ارائه شده بوسیله بهمنی- اسكویی وپاسته (كه بعد از این به آنها BPگفته میشود)سهم قابل توجهی در شناخت ما از اثر كسورات بودجه در اقتصادایفا می كنند .هدف از این یادداشت آن است كه شواهد بیشتری را روی رابطه بین كسورات بودجه وجریانهای ورودی با استفاده از آزمایش اطلاعات به كمك روش Cointegrationجدیدی كه بوسیله جانسن (۱۹۸۸)وجانسن وژولیوس(۱۹۹۰)ارائه شده است ،مطرح كنند .تحلیلهای بعدی نشان داده اند كه تكنیك Cointegrationانجل – گارنگر با برخی نواقص اقتصادی مواجه است .نتایج ما همچنین وجود یك ارتباط طولانی مدت بین كسورات بودجه جریانهای داخلی سرمایه را نشان می دهد كه بازارهای جهانی سرمایه بسیار كارآمد هستند .

IIمتدولوژی
روش Cointegrationانجل وگارنگر (كه بعد از این EGنامیده می شوند)كه بوسیله BPمورد استفاده قرار گرفته است با چندین نفص اقتصادی مواجه است .اول ،با نرجی ،دولادو،گالبرایت وهندری(۱۹۹۳)داوید سون وماكینون(۱۹۹۳)واستوك(۱۹۸۷)نشان داده اند كه در برآوردهای حاصل از دستورالعمل EGیك نوع تعصب ،جانبداری برای نمونه كوچك وجود دارد .بعلاوه ،داویدسون وماكنیون خاطر نشان كردند كه یك ۲Rنسبتا كم ارزش از رگرسیون Cointegrationبایستی بعنوان یك اخطار در نظر گرفته شود .كه براساس آن روش دو مرحله ای ممكن است خوب كار نكند .همچنین به وسیله با نرجی ،هندری ،اسمیت (۱۹۸۶)وبا نرجی وهمكارانش (۱۹۹۳)نشان داده شده است كه اندازه كوچك نمونه در رگرسیون Cointegrationمبینی برباقی مانده EGبا مقدار ۲ Rنسبت عكس دارد .از آنجایی كه مجموعه اطلاعات BPشامل فقط ۶۴ مشاهده است این مقدار می تواند درمعرض تغییر قرار گیرد نتایج Cointegration كه در جدول ۲ نشان داده شده است .دارای مقادیر كم R 2هستند . (۳۲٫/.و۵۴٫/.)BPهشدار دادن كه این نتایج به صورت پیوسته بایستی اصلاح شوند نقطه ضعف روش EGنادیده گرفتن احتمال وجود رابطه Cointegratingچند گانه است .متغییرهای اقتصادی می توانند دارای بیش از یك رابطه بلند مدت در یك فضای متعادل یك پارچه شده باشند .سومین نقطه ضعف روش EG آن است كه به شدت روی یك نتیجه كاملا همگرا تكیه دارد .

واز برآوردحداقل مبعات فرعی (كه ازاین به بعد به آن OLSمی نامیم )برای بدست آوردن پارامتربرآوردی از معادله بلند مدت یا یك پارچه استفاده می كند .با این حال برآوردهای OLSبه شدت به نرمال كردن اختیاری كه در آن متغییر سمت چپ معادله رگرسیون یك پارچه انتخاب می شود حساس است .این مطلب نشان می دهد كه نرمال كردن های اختیاری مختلف می تواند باعث نتایج تجربی متفاوتی گردد. چهارمین مشكل در رابطه با روش EG آن است كه این روش در رگرسیون

یك پارچه كننده دینامیك های كوتاه مدت را در نظر نمی گیرد .در نظر نگرفتن دینامیك های كوتاه مدت باعث افزایش انحراف ،فقدان اطلاعات شده وبنابراین كارآیی پارامترهای مورد توجه در روابط یك پارچه شده را كاهش می دهد .سرانجام ومهمترین نكته آن است كه روش EGمحقق را قادر نمی سازد تا انواع محدودیتها یا استثناعات مربوط به عناصر خاصی از بردارهای یك پارچه شده مشاهده شده را آزمایش كند .در آزمایش فرضیه های مرتبط با روابط بلند مدت اقتصادی این نقطه ضعف روش EGیك ضعف جدی محشوب می شود.

روش حداكثر احتمال جانسن (۱۹۸۸)وجانسن وژولیوس(۱۹۹۰)(كه از این به بعد به ترتیب به آنها J وJJ می گویم قادرمی سازد كه به نواقص فوق ذكر روش EGغلبه كند .بعلاوه همان گونه كه گنزالو (۱۹۹۴)درتحقیق منتكالو خودش نشان داده است .روش جانسن نسبت به سایر براوردها از پارامترهای بلند مدت حتی در حضور خطا های غیر نرمال ودینامیك های ناشناخته بهتر عمل می كند .روش مبتنی بر سیستم J وJJ یك چهار چوب بی طرفانه اقتصادی را برای تحلیل های تركیبی از رفتار كوتاه مدت وبلند مدت متغییرهای بهره ارائه می كند .در روش یك پارچه كننده JJاز دو آزمایش حداكثر مقدار eigenوآزمایشات رهگیری برای تعیین تعداد بردارهای هماهنگ كننده استفاده شده است .در آزمایش حداكثر مقدار EGما فرضیه های خنثی ،بردارهای یك پارچه كننده r

را درمقابل بردارهای یك پارچه كننده r+1 آزمایش می كنیم .در آزمایش رهگیر فرضیه خنثی به این صورت است كه مقابل بردارهای یك پارچه كننده rبردارهای عمومی دیگری وجود دارد .توضیحات كامل ومعاملات ریاضی مربوط به روش حداكثر احتمال جانسن را می توانید در دیكی ،جنسن وترنتن (۱۹۹۴)وماسكاتلی وحر(۱۹۹۲)J(1988)

وJJ(1990)مشاهده كرد.

III .برآورد ونتایج
در بررسی رابطه بین كسورات بودجه وجریانهای سرمایه ای BPجریان داخلی سرمایه CAI))را به عنوان جریان خالص سرمایه ای اصلاح شده فصلی وكسورات بودجه (BUS)را به عنوان كسر بودجه فدرال اصلاح شده فصلی ومتناوب اندازه گیری كرده است . آنان این منغییرهای نامی را همراه با متغییرهای بدون تورم CAIYوBUSYمورد تجزیه وتحلیل قرار دادن كه در آن CAIوBUSبر تولید ناخالص ملی تقسیم شده است .در این مطالعه مانتایج را برای CAIYوBUSYگزارش می كنیم تعداد از محققان مطرح كردن كه تاثیر كسر بودجه را بایستی با توجه به اندازه اقتصاد مورد بررسی قرار داد به همین دلیل وبرای تسهیل مقایسه با این مطالعات ما نتایج حاصل از مشخصات نسبی را گزارش كرده ایم .

روش Cointegrationمستلزم بررسی قبلی تمامی سری های متغییری كه در سیستم وجود دارند .برای یك پارچه سازی است برای Cointegrationتمامی متغییرها بایستی به روش مشابه یك پارچه شود. متغییری گفته می شود كه در مرتبه اول یك پارچه شده است كه I(1)اگر سری های آن با I(0)متفاوت باشند .در جدول ۱ ما یك مجموعه از آزمایشات تك ریشه ای برای حالت بدون تغییر را نشان داده ایم .
بر اساس آزمایش كامل شده دیكی – فولر((ADFفرضیه خنثی وجود یك ریشه واحد برای CAIYوBUSYدر پنج درصد سطح مشخص شده نادیده گرفته شود .برای اولین سری های تغییر كرده این متغییرها ΔCAIYوΔBUSYریشه واحد فرضیه خنثی در پنج درصد سطح مشخص شده خذف شده است .مقادیر تاخیری در آزمایشات گزارش شده ADFبراساس تشخیص های جانبی انتخاب شده اند .به نحوی كه تاخیر ها آنقدر بزرگ هستند كه باقی مانه ها در رگرسیون های ADFوایت نویزهستند .
در جدول ۱ ما همچنین نتایج آزمایش فیلیپس –پیرون (۱۹۸۸) 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 ۱

همچنین نتایج آزمایش یکنواخت j (1988) برای حالت بدون متغیر و با ثبات را نشان می دهد و یکی و پانتولا (۱۹۸۷) 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 (۱۹۸۷) استفاده کرد. نتایج در جدول ۲ 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 ۱ و ۲ 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 ۳ 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 ۳ 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 ۹۵% 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 ۹۵% 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 ۴ 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 ۷۷/۰- است که بوسیله BP گزارش شده بود . همانگونه که در جدول ۴ 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 ۹۹% 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 ۵ نشان داده شده است . ضریب عبارت خطا – اصلاح RESDSt-1 منفی است و در سطح ۱% 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 ۹۹% 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 (۱۹۸۵) و دارات (۱۹۹۰) 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 ۸۸-۱۹۷۳ 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.