Фондовый возвращается и налогово-бюджетной политики: увеличение международных доказательств

Аннотация

Стойких государственного бюджета, дефицит, который преследует как в Соединенных Штатах и других промышленно развитых стран с начала 1970-х годов неизменно привлекают внимание ученых и политиков. Хотя многие из этих стран кратко переживали период профицит бюджета с конца 1990-х годов до начала 2000-х, эти страны вновь быть обременены эскалации дефицита бюджета. Это исследование посвящено изучению ли фондовые рынки пять промышленно развитых стран - Бельгия, Франция, Германия, Великобритания и Соединенные Штаты - информационно эффективным по отношению к налогово-бюджетной политики в качестве прокси правительства дефицита государственного бюджета. Тест Грейнджер причинности процедура используется в контексте Векторная модель коррекции ошибок (VECM), а вектор авторегрессии (VAR) модели для выяснения отношений между совокупной цены на акции и фискальной политики. Это исследование делает вывод, что совокупная доходность по акциям полностью захватили информацию о налогово-бюджетной политики для всех стран, кроме Бельгии в период 1974-1998, в период характеризуется хроническим дефицитом бюджета для всех пяти стран.

I. ВВЕДЕНИЕ

Соединенные Штаты и другие промышленно развитые страны преследуют настойчивый, воздухоплавание дефицит федерального бюджета правительство с начала 1970-х. Соединенные Штаты Америки кратко переживает период профицит бюджета в период между 1998 и 2001 годах за счет устойчивого экономического процветания 1990-х годах и сопутствующих эскалации цен на акции, особенно во второй половине 1990-х годов. Тем не менее, Соединенные Штаты в настоящее время обременены эскалации дефицита бюджета за счет слияния последних событий - длительное вялым фондовых рынках вызван dot.com бюста в 2000 году, умеренную рецессию в 2001 году, снижение налогов в 2001 и 2003, а также значительное повышение государственных расходов для финансирования войны против терроризма, особенно в период после 11 сентября террористических нападений в 2001 году.

Другие промышленно развитые страны в настоящее время испытывают дефицит бюджета опухоль после краткого периода профицит бюджета в конце 1990 и начале 2000-х. Германия столкнулась профицит бюджета только в 2000 году, в то время как Швеция и Соединенное Королевство вызвал профицит бюджета в период с 1998 до 2001 года. С другой стороны, Бельгии, Дании, Финляндии и Швеции есть все наблюдается устойчивый профицит бюджета с 1998 года. Тем не менее, Испания, Франция, Италия, Чехия, Греция и Португалия не смогли пролить дефицита бюджета в течение любого продолжительного периода времени в последние годы (1). Кроме того, Европейский союз (ЕС), в состав которого входят 25 европейских стран, в целом вызвало профицит бюджета только на 2000 год (2).

Маастрихтский договор, который был подписан 7 февраля 1992 членов Европейского сообщества, был предоставлен с созданием Европейского союза (ЕС) и единой европейской валюты, евро, в качестве первого шага, чтобы поднять ЕС в политической и экономической сверхдержавы мира. Договор предусматривает, что для того, чтобы народ присоединиться и остаются в качестве члена Европейского валютного союза, он должен выполнить пять строгих экономических и финансовых условий и требований, два из которых в том, что средний дефицит бюджета страны не может превышать 3% ее валовой внутренний продукт (ВВП) и его совокупный государственный долг не должен превышать 60% от ее ВВП. Эти чрезмерно жесткие требования были введены Договора в целях поддержания экономической совместимости между членами союза. Если нация не может выполнить эти требования, то Европейская Комиссия оставляет право налагать штрафные санкции на этой нации (3).

Она широко предположил, что три экономически господствующих наций в рамках ЕС - Германия, Франция и Италия - не встретится один или более из этих требований, в обозримом будущем (4). Не удивительно, что растет озабоченность тем, что постоянно тяжелом финансовом ситуации в этих трех странах может вызвать вредное воздействие на экономику других стран ЕС, тем самым подрывая экономическую стабильность в ЕС.

Учитывая, что хронический дефицит государственного бюджета будет реальностью для большинства промышленно развитых стран в обозримом будущем, было бы интересно на данном этапе расследования эмпирических вопрос о том, устойчивый дефицит государственного бюджета оказывает существенное влияние на финансовые рынки.

Целью данного исследования является, следовательно, определить, является ли фондовые рынки Бельгии, Франции, Германии, Соединенного Королевства и Соединенных Штатов были информационно эффективным по отношению к налогово-бюджетной политики в период 1974-1998 годы. Первые четыре страны, которые специально выбрали для этого исследования, поскольку тенденции государственного долга к ВВП в этих странах является зеркальным отражением Соединенных Штатов, начиная с конца 1950-х годов (5).

Есть несколько причин, почему данные за 1998 год, не используются в данном исследовании. Во-первых, все пять стран испытывают постоянный дефицит федерального бюджета за период 1974-1998 годы. Тем не менее, Соединенные Штаты профицит бюджета на последующие четыре года, в ходе которого четыре другие страны не в состоянии избавиться от дефицита. Во-вторых, начиная с сентября 2000 года, Брюссельской фондовой биржи (BSE) слилась с Парижской биржей и Амстердамской фондовой бирже форме Euronext NV, первую общеевропейскую обмен на финансовую ценных бумаг, который был впоследствии название Euronext Brussels (6). Хотя данные о BEL 20-Index, новое значение-взвешенный индекс 20 наиболее ликвидных акций Бельгия котируются на Euronext Brussels, которая существует сейчас, этот показатель не используется в данном исследовании после его состав значительно отличается по сравнению с оригинальной Брюсселе Индекс использовать в данной работе за период 1974-1998 годы. В-третьих, Международная финансовая статистика базы данных Международного валютного фонда (МВФ), которая является источником данных для этого исследования, не обеспечивают некоторые из соответствующих после 1998 года данные для некоторых из этих стран (например, отсутствуют данные о денежной массы как Франция и Германия, не располагает данными о дефиците в Соединенном Королевстве) ..

Если финансовые рынки информационно эффективным (7) по отношению к налогово-бюджетной политики, то цены активов должны быстро и в полном объеме включить в него любые изменения в фискальной политике как только эта информация становится общедоступной. (8) Прошлое информацию о налогово-бюджетной политики должно быть не использовать для объяснения текущих колебаний курсов ценных бумаг в информационно эффективного рынка, поскольку эта информация уже была конфискована и в прошлые цены. С другой стороны, в информационно неэффективным рынка, информацию о прошлом налогово-бюджетной политики было бы полезным для объяснения текущего движения курсов ценных бумаг, так как существует отставание в корректировке курса ценных бумаг на новую информацию (9).

В нескольких проведенных в прошлом были также исследованы взаимосвязи между дефицитом бюджета и доходности акций. По Барнхарт и Darrat (1989), Darrat (1988, 1990) и Darrat и Брокато (1994), фондовые рынки США и Канады не информационно эффективным по отношению к бюджетной политике. Кроме того, Юинг (1998) документы, фондовые рынки Австралии и Франции неэффективным в связи с информацией о бюджетной политике. Кроме того, Ли (1997) считает, что фондовые рынки стран Тихого океана 4 бассейна - Гонконг, Сингапур, Южная Корея и Тайвань - не информационно эффективного с точки зрения как фискальной и монетарной политики.

Эти выводы весьма загадочное учетом того, что есть подавляющее эмпирических доказательств в поддержку мнения, что фондовые рынки США и других промышленно развитых странах информационно эффективным по отношению к другим основные макроэкономические показатели, такие как денежная масса, уровень инфляции, и реальной экономической деятельности [например, Darrat (1988, 1990), Darrat и Брокато (1994), Fama (1981), Джеск-н-ролла (1983), Wasserfallen (1989), и Jensen, Мерсер и Джонсон (1996)].

Это исследование является более полным по своим масштабам и работают более свежие данные, чем в предыдущих исследований, которые изучали эту связь. Тест Грейнджер причинности процедура используется в контексте Векторная модель коррекции ошибок (VECM), а вектор авторегрессии (VAR) модели для проверки соотношения между совокупной цены на акции и налогово-бюджетной политики в период выборки. Это исследование также исследует отношения между совокупной цены на акции и денежной политики, прокси по денежной массы, в целях получения более полных результатов о взаимосвязи между финансовой отдачи активов и макроэкономической политики.

Это исследование показывает, что совокупные цены на акции полностью захватили информацию о налогово-бюджетной политики в период 1974-1998 для всех стран, за исключением Бельгии. Доказательства того, что фондовые рынки промышленно развитых стран, 4, Франция, Германия, Соединенное Королевство и Соединенные Штаты - информационно эффективным по отношению к налогово-бюджетной политики неизменно расходятся с выводами Барнхарт и Darrat (1989), Darrat (1988, 1990) , Darrat и Брокато (1994), и М. Юинг (1998), что претензия на фондовые рынки США и других промышленно развитых стран, не информационно эффективным по отношению к бюджетной политике.

Работа организована следующим образом: Раздел II представляет собой краткое обсуждение эмпирических методологии в данном исследовании. В разделе III рассматриваются эмпирические результаты и резюме эмпирические данные приводятся в разделе IV.

II. ЭМПИРИЧЕСКИХ МЕТОДОЛОГИЯ

В их работе об макроэконометрической моделирования, как зал (1978) и Нельсон и Плоссер (1982) обнаружил преобладание нестационарных структур во многих макроэкономических показателей (10). Нестационарного процесса требует, чтобы побудить разностей стационарности (11). Переменную, которая должна быть differenced "г" раза, достигнув стационарности называется I (г), или "комплексная порядка г" процесса. I (г) также сказал, чтобы содержать "г" корни единицы.

Долгосрочного равновесия отношений между множества нестационарных переменные могут быть исследованы в строгим образом, применяя метод коинтеграции представлен Энгл и Грейнджер (1987). По Энгл и Грейнджер, все переменные в п я вектор [Z.sub.t] являются cointegrated порядка (D, B), только если все переменные в [Z.sub.t] интегрированы порядка г и там существует nxi cointegrating вектор, [бета], такие, что линейная [отношения бета] '[Z.sub.t] интегрирован порядка (дБ).

Расширенная Дики-Фуллера (ADF) тест может быть использован для определения каждой из переменных в [Z.sub.t] является нестационарной процесса [см. Дики и Фуллер (1981)]. ADF тест осуществляется по оценке следующие уравнения регрессии для каждой из переменных в [Z.sub.t]:

[DELTA] [Y.sub.t] = [А] [лямбда-T] [ро] [Y.sub.t-1] [к сумме (я-1)] [[бета]. Sub.i] [ DELTA] [Y.sub.ti] [[XI]. sub.t] (1)

где [Y.sub.t] является переменной в стадии рассмотрения. Порядка А должен быть установлен достаточно большой для того, чтобы остаточной серии, [[XI]. Sub.t], представляет собой белый шум процесса. Нулевая гипотеза, что [Y.sub.t] содержит единичного корня отвергается, когда расчетный коэффициент отставали переменной р, в уравнении (1) является статистически меньше нуля. Нулевая гипотеза, что [Y.sub.t] является I (г), где г> 1, можно проверить таким же образом, после разностей [Y.sub.t] Д. раз.

Квятковский, Phillips, Шмидт и Шин (1992) Вместе с тем утверждается, что традиционные тесты на единичный корень, такие как процедуры ADF не являются статистически надежными и надежной в тестировании нулевой гипотезы единичного корня в отношении ряда конкретных альтернативных гипотез (например, корни, близких к единице) . В рамках усилий по устранению таких недостатков, Квятковский, Phillips, Шмидт и Шин (1992) [далее называть КПСС] разработали тест нулевой гипотезы о стационарности, что обеспечивает дополнительную информацию о динамических поведения временных рядов данных при использовании в сочетании со стандартной проверкой нулевой гипотезы единичного корня, таких как устройство автоматической подачи.

Процедура КПСС тест довольно прост. Пусть [Y.sub.t] является временной ряд переменных для проверки на стационарность. Нулевая гипотеза об уровне стационарности [Y.sub.t] проверяется с [[др.]. Суб. [Му]], где статистика

[[Др.]. Суб. [Му]] = [N.sup.-2] ([N суммирования (Т = 1)] [S.sup.2.sub.t] / [S.sup.2] (1)), (2)

[S.sub.t] = [т суммирования (I = 1] [e.sub.i], [S.sup.2] (1) = [N.sup.-1] [N суммирования (T = 1)] [e.sup.2.sub.t] [2N.sup.-1] [1 суммирования (S = 1] ш (~ 1) [N суммирования (T = S 1)] [ e.sub.t] [e.sub.ts] и W (S, я) = 1 - (п / я 1).

[E.sub.t], т = 1,2 .... N, является остаточная от регрессии [Y.sub.t] только на перехват, где N является размер выборки. Аналогичным образом, нулевая гипотеза об тенденция стационарности [Y.sub.t], проверяется с [[др.]. Sub.t] Статистика, где [[др.]. Sub.t] определяется как [N.sup. -2] ([N суммирования (Т = 1)] [S.sup.2.sub.t] / [S.sup.2] (I)) и [e.sub.t] является остатков от регрессии [Y.sub.t] как на перехват и время тенденции. Критические значения для этих двух статистические данные приводятся в таблице 1 КПСС (1992).

Если все переменные в п 1 вектор [Z.sub.t], можно найти в выставке и тот же порядок интеграции, то многомерный метод коинтеграции таких, как предложенный Йохансен (1988) может быть использован для выявления возможной связи между cointegrating этих переменных. Метод Йохансена включает оценку следующих [k.sup.th] для векторных авторегрессионных (VAR) уравнение:

[DELTA] [Z.sub.t] = [[GAMMA]. Sub.1] [ДЕЛЬТА] [Z.sub.t-1] ... [[GAMMA]. Sub.k-1] [ДЕЛЬТА] [Z.sub.tk-1] [[эпсилон]. Sub.1t] (3)

[Z.sub.tk] = [[GAMMA]. Sub.1] [ДЕЛЬТА] [Z.sub.t-1] ... [[GAMMA]. Sub.k-1] [ДЕЛЬТА] [Z.sub.tk-1] [[эпсилон]. Sub.2t] (4)

где [Z.sub.t] является Anxi вектор переменных, которые интегрируются в том же порядке, [GAMMA] является anxn матрицей коэффициентов, и [[эпсилон]. sub.t] является апхп 1 вектор остатков. Продукт момент матрицы остатков, [[эпсилон]. Sub.1t] и [[эпсилон]. Sub.2t], являются [S.sub.ij] = [математическое выражение, просто непередаваемы В ASCII] для I, J = 1,2, где N является размер выборки. Квадратов канонической корреляции между [[эпсилон]. Sub.1t] и [[эпсилон]. Sub.2t] оцениваются как [[фи]. Sub.1]> [[фи]. Sub.2]>. .. > [[Фи]. Sub.n], где [[фи]. Sub.i], я = 1, 2, ..., п, также называют собственных [S.sub.21] [ S.sup.-1.sub.11] [S.sub.12] в отношении [S.sub.22].

Йохансен представил два правдоподобия тестовых статистик, которые могут быть использованы для выявления характера долгосрочных отношений между нестационарных переменных:

[[Лямбда]. Sub.trace] (г) =-N [п суммирования (J = R 1)] в (1 - [[фи]. Sub.j]). (5)

и

[[Лямбда]. Sub.max] (г, г +1) =-N (1 - [[фи]. Sub.r 1]). (6)

, где [[лямбда]. sub.trace ].... Статистика предназначен для проверки нулевой гипотезы о "не более г cointegrating отношения" с общей гипотезы, альтернативной "больше, чем г cointegrating отношений" и [[лямбда]. sub.max] Статистика предназначен для проверки нулевой гипотезы о " г cointegrating отношений "в отношении конкретных гипотез альтернатива" г 1 cointegrating отношения ". Предельное распределение как [[лямбда]. Sub.trace] и [[лямбда]. Sub.max] Статистика задаются в виде (п)-мерное броуновское движение процессов. Квантилей распределения статистические данные приводятся в Йохансен и Juselius (1990, табл A3).

Если существует хотя бы один cointegrating отношения между переменными в вектор [Z.sub.t], то причинно-следственная связь между этими переменными могут быть исследованы в рамках Векторный коррекции ошибок модели (VECM). С другой стороны, если переменных вектор [Z.sub.t] не обладают такой же порядок интеграции, то эти переменные не считается cointegrated с течением времени и причинно-следственная связь между этими переменными следует изучить в контексте Векторные авторегрессии (VAR) модели.

III. ДАННЫЕ И результаты эмпирического

Квартальных данных за соответствующие цены переменных общества (SP), дефицит федерального бюджета (дефицит) денежной массы (M) и промышленного производства (Q) - за 1974-1998 годы периода, полученных из различных вопросов "Международная финансовая статистика (IFS), опубликованным Международным валютным фондом.

Данные по стоимости акций (SP) в Бельгии является средневзвешенной цены всех промышленных акций на фондовых биржах Брюсселя. Стоимости акций (CAC-40) показатель, используемый для Франции является то, что на 40 корпораций, имеющих наибольшую капитализацию. Цена CDAX фондовый индекс, индекс всех обыкновенных и привилегированных акций компаний со штаб-квартирой в Германии, используется в качестве прокси для немецкого индекса цен на акции. Среднем ежедневные котировки 500 крупнейших компаний Великобритании не использовалась в качестве доли Организации Объединенных индекс цен Королевства. S

Деньги переменной (M) отражает М1 в местной валюте. Данные для обоих денежной массы (M) и промышленного производства (Q), были с учетом сезонных колебаний.

ADF тест выполняется первым для определения С.П., дефицит, M и Q являются нестационарных процессов и комплексных того же порядка для всех пяти стран. Поскольку результаты теста ADF могут быть чрезмерно чувствительны к выбору А лаг длиной в уравнении (1) [см. Торнтон и Баттен (1985)], Экейка (1974) Информация Критерий (АИК) используется для определения оптимального лаг-структуры спецификации уравнения (1). АПК ищет А отставание длины, что позволяет свести к минимуму

AIC (к) = N В (ССР (К) / N) 2p, (7)

где N это количество замечаний, SSR (к) сумма квадратов остатков регрессии с к а отставание длины и р-число регрессоров равно к 1. Соответствующий порядок отставание длины для каждой переменной в уравнении (1) получается путем вычисления AIC (К) в диапазоне значений & от 1 до 4. Максимальное отставание 4 выбирается с ежеквартальные данные используются в данном исследовании. Го отставания, которая минимизирует АПК, [k.sup .*], приведены в таблице 1 на эти четыре переменные для всех пяти стран. Статистика ADF тест, [t.sub.t] на [ро] в уравнении (1) Затем вычисляется для всех четырех переменных. Потому что статистика ADF не обязательно следовать обычным студентом т-распределения при нулевой гипотезы единичного корня, табличные значения, предусмотренные в Фуллер (1976) используются для анализа статистики.

Как видно из группы в таблице 1, нулевой гипотезы I (1) не отвергается как на 1% и 5% уровне значимости для СП, дефицит, M и Q для всех пяти стран. Нулевой гипотезы I (2) затем проверены на эти четыре переменные, результаты которого представлены в Группе B таблицы 1. Статистика показывает, что ADF нулевой гипотезы I (2) может быть отказано на 1% уровне значимости для всех четырех переменных для Бельгии, Франции и Германии. Для Соединенного Королевства, что нулевой гипотезы I (2) отвергается на уровне 1%, для СП, Q и дефицит и на уровне 5%, для M. В случае Соединенных Штатов, нулевых I (2) является была отвергнута на уровне 1% для Q и дефицит и на уровне 5%, для СП и М. Таким образом, цены на акции, дефицит бюджета, денежной массы и промышленного производства во всех пяти странах можно охарактеризовать как первого порядка нестационарных процессов.

Результаты теста КПСС приведены в таблице 2. Группа в таблице 2 приводятся оценочные значения в результате испытания, [[др.]. Суб. [Му]], статистика, специально предназначенные для проверки нулевой гипотезы о стационарности уровне в качестве альтернативы единицы корня, для СП, дефицит, M и Q для всех пяти стран. КПСС предупреждают, что стоимость их статистика может быть чрезмерно чувствительны к выбору параметра отставания усечения, 1, в уравнении (2). Они полагают, что 1 = 8 должна быть выбрана, как наиболее подходящее время для лаг испытания, она обходит больших размеров искажений, которые могут привести при нулевой гипотезе, когда 1 = 4, и очень низким энергопотреблением, которые могут привести в соответствии с альтернативной гипотезой, когда 1 = 12. Результаты теста КПСС поэтому представил как с 1 = 4 и 1 = 8 в данном исследовании.

Как видно из группы таблицы 2 видно, что нулевая гипотеза об уровне стационарности может быть отклонена на 1% уровне значимости для СП, дефицит, M и Q с 1 = 4. Однако, с 1 = 8, нулевая гипотеза была отвергнута на 1% уровне значимости только для M и Q. нулевая гипотеза отклонена по СП на 5% уровне значимости для Бельгии и на уровне 1%, для остальных четырех странах . Нулевая гипотеза была отвергнута на 5% уровне значимости для дефицита всех пяти стран.

Группа B в таблице 2 приводятся оценочные значения статистики Тит, статистика для проверки нулевой гипотезы о стационарности тенденция в отношении альтернативных единицы корень. Эмпирические результаты опять же при условии для 1 = 4 и 1 = 8. Нулевая гипотеза о стационарности тенденция отвергается при 5% уровне значимости для СП, дефицит, M и Q для всех пяти стран с 1 = 4. Когда отставание длина ограничена быть 8, нулевая гипотеза была отвергнута на уровне 5%, для СП и дефицит во всех пяти странах. Нулевая гипотеза не отвергается при уровне 5% для Q в Бельгии, Германии и Соединенном Королевстве, хотя она не принимается Q на уровне 5%, для Франции и Соединенных Штатов. Нулевая гипотеза не отвергается на M для Соединенных Штатов Америки на 5% уровне значимости, а он отвергается и для других стран, находящихся на 4 уровне 5%.

Таким образом, результаты испытаний КПСС по большей части в соответствии с тем, полученные с процедурой испытания ADF. Оба теста сделать вывод, что цены на акции, дефицит бюджета, денежной массы и промышленное производство во всех пяти странах наиболее удачно охарактеризовал как первого порядка нестационарных процессов.

Так как все соответствующие переменные могут быть найдены для первого порядка нестационарных процессов (и, следовательно, комплексный того же порядка), многомерный тест коинтеграции Йохансена процедура вызывается установить долгосрочное равновесие связи между этими переменными 4 5 стран.

В таблице 3 представлены результаты многовариантного тестирования Йохансена коинтеграции. Как можно видеть в рамках группы таблицы 3, в котором приводятся результаты [[лямбда]. Sub.trace тест], что нулевой гипотезы о "0 cointegrating взаимосвязи между переменными 4" против общего альтернативных "более 0 cointegrating отношения между 4 переменных "не отвергается для Бельгии, Франции, Соединенного Королевства и Соединенных Штатов Америки на 5% уровне значимости. С другой стороны, нулевой гипотезы о "0 cointegrating отношению" отказано в Германии на 5% уровне значимости. Кроме того, нулевой гипотезы о "не более 1 cointegrating отношения между 4 переменных" не отвергается во всех пяти странах как на 1% и 5% уровня значимости.

Группа B таблицы 3 представлены расчетные результаты [[лямбда]. Sub.max] Статистика для всех пяти стран. Нулевой гипотезы о "0 cointegrating взаимосвязи между переменными 4" в отношении конкретных альтернативных гипотез "1 cointegrating отношения" не отказано в Бельгии, Франции, Соединенного Королевства и Соединенных Штатов на уровне значимости 5%, хотя нулевая гипотеза отклонена в Германию на уровне 5%.

Таким образом, цены на акции, дефицит денежной массы и промышленное производство поддержания долгосрочного равновесия отношений в Германии, но не для Бельгии, Франции, Соединенного Королевства и Соединенных Штатов. Таким образом, динамические взаимосвязи между цен на акции и другие переменные, должны быть исследованы в рамках следующих VECM в Германии:

[DELTA] [Z.sub.t] = [А-1.summation старше (I = 1)] [[GAMMA]. Sub.i] [ДЕЛЬТА] [Z.sub.ti] [А] [бета] ' [Z.sub.tk] [дельта] [[эпсилон]. sub.t] (8)

где [Z.sub.t] = [SP, дефицит, M, Q], [дельта] является апхп 1 постоянный вектор, представляющий линейный тренд в системе, к запаздывания структуры, [[эпсилон]. sub.t ] является апхп 1 белого шума вектора невязки, [GAMMA] является anxn матрица, описывающая краткосрочные коррективы среди п переменных [А] обозначает скорость перестройки, и [бета] вектор коэффициентов для cointegrating вектора. Промышленное производство (Q) входит в VECM потому Fama и французском языках (1989), Fama (1990) и Schwert (1990), документально существует сильная связь между фондовыми деклараций и реальной экономической деятельности.

Длине отставание в структуре VECM, К, будет ограничено в 4 с квартальные данные используются в данной работе. Следующие гипотезы нулевой испытаны в контексте VECM определить причинно-следственную связь между акций и фискальной и монетарной политики в Германии:

[H.sub.0]: = [[гамма]. Sub.12] (1) = [[гамма]. Sub.12] (2) = [[гамма]. Sub.12] (3) = [ [] гамма-излучения. sub.12] (4) = 0 (т. е. дефицит бюджета не Грейнджер цены приводят запасов) и

[H.sub.0]: [] альфа = [[гамма]. Sub.13] (1) = [[гамма]. Sub.13] (2) = [[гамма]. Sub.13] (3) = [[гамма]. sub.13] (4) = 0 (т. е. не в деньгах дело Грейнджер цены акций). [[Гамма]. Sub.ij] (п), я, [j.sup.th] коэффициент в матрице в уравнении (8), представляет собой воздействие коэффициент го отставали значение [j.sup. м] переменной переменной I.

С С.П., дефицит, M и Q не поддерживать долгосрочные отношения равновесия для Бельгии, Франции, Соединенного Королевства и Соединенных Штатов Америки, Грейнджер причинности тест процедура выполняется в контексте следующих стандартной модели VAR п уравнений для этих четырех стран :

[Z.sub.t] = [А] [A.sub.1] [Z.sub.t-1] [A.sub.2] [Z.sub.t-2] .... [A.sub.p] [Z.sub.t-р] [[эпсилон]. Sub.t] (9)

где это апхп 1 вектор постоянного члена, [A.sub.i] является anxn матрица коэффициентов при г = 1,2, ..., р, и [[эпсилон]. sub.t] является апхп 1 вектор серийно некоррелированных ошибка белого шума терминов, которые нулевым средним и ковариационной матрицы [[суммирования]. sub.e].

Следующие гипотезы нулевой испытаны в контексте VAR модели, чтобы определить причинно-следственную связь между акций и фискальной и монетарной политики:

[H.sub.0]: [a.sub.12] (1) = [a.sub.12] (2) = [a.sub.12] (3) = .... [A.sub.12] (р) = 0 (т. е. дефицит бюджета не Грейнджер цены приводят запасов) и

[H.sub.0]: [a.sub.13] (1) = [a.sub.13] (2) = [a.sub.13] (3) = .... = [A.sub.13] (р) = 0 (т. е. денежной массы не Грейнджер цены приводят к фонда), [a.sub.ij] (р) выше нулевой гипотезы представляет собой я, [j.sup.th ] коэффициент [A.sub.p] матрицы в уравнении (9), т. е. коэффициент воздействия ПТГ отставали значение переменной JTH переменной I.

Соответствующей длины отставание, р, модель VAR можно определить с помощью теста отношения правдоподобия вида

(П) (журнал [абсолютное значение [] суммирования [. Sub.r]] - журнал [абсолютное значение [] суммирования [. Sub.u]]) (10)

где N это число наблюдений, А это число оцениваемых параметров в каждом уравнении неограниченном системы, и [[суммирования]. sub.r] и [[] суммирования. sub.u] соответственно представляют собой дисперсии / ковариационной матрицы в ограниченных и неограниченных систем. Эта статистика имеет [хи квадрат распределение] с степеней свободы равно числу ограничений в системе. Статистика отношения правдоподобия вычисляется задержка длиной от 1 до 4 на прирост 1. Оптимальная длина лага, т. е. отставание длины, чтобы обеспечить максимальный тест отношения правдоподобия статистики, определяется как 4 для VAR модели.

Так же длины отставание накладывается на все уравнения в модели VAR, МНК метод оценки, который дает состоятельные и асимптотически эффективные оценки в соответствии с настоящим ограничений, используется для оценки VAR модели.

В Таблице 4 приведены результаты испытаний причинности Грейнджер. Нулевой гипотезы не причинности Грейнджер из бюджетного дефицита цена акций отказано в Бельгии на 5% уровне значимости, но не для Франции, Германии, Соединенного Королевства и Соединенных Штатов. Кроме того, нулевая гипотеза не имеет причинности Грейнджер из денежную массу, чтобы цены на акции не отвергается при 5% уровне значимости для всех пяти стран.

Таким образом, фондовый рынок Бельгия не является информационно эффективным по отношению к налогово-бюджетной политики в качестве прокси на дефицит бюджета, в то время как фондовые рынки Франции, Германии, Соединенного Королевства и Соединенных Штатов информационно эффективным по отношению к бюджетной политике. Выводы для Соединенных Штатов по-видимому противоречит тех Darrat (1988, 1990) и Darrat и Брокато (1994) которые считают, что американский фондовый рынок не является информационно эффективным по отношению к бюджетной политике. Выводы в отношении Франции также противоречит у Юинг (1998).

Тем не менее, фондовые рынки во всех пяти странах оказываются информационно эффективным по отношению к денежно-кредитной политики на прокси-денежной массы. Этот результат однозначно свидетельствуют в пользу Darrat (1988, 1990) и Darrat и Брокато (1994), который также найдете цены на акции полностью и точно отражены общедоступной информации о денежной массы в США и других промышленно развитых стран.

Фондового рынка информационных неэффективность в Бельгии может быть объяснено отчасти тем, что государственный долг к ВВП вырос гораздо быстрее, в Бельгии, чем в других 4 странах в период 1974-1998 годы. Государственного долга к ВВП в Бельгии 43% в 1974 году, и она постоянно увеличивается до 130% в 1995 году, снизился до 117,2% в 1998 году. Но, во Франции, показатель возрос с 7,8% в 1974 году до 58,6% в 1998 году. Для США это соотношение составляло 33,6% в 1974 году и этот показатель вырос до 60% в 1998 году. С другой стороны, для Германии, государственного долга к ВВП составлял 13% в 1974 и медленно поднялся на 25% в 1991 году до ускорения быстро до 60% в 1998 году. Интересно, государственного долга и ВВП в Соединенном Королевстве сократилось с 46% в 1974 году до 28% в 1992 году, прежде чем подняться до 47,6% в 1998 году (13).

Ускорение бюджетный дефицит проявляется быстрый рост государственного долга к ВВП в Бельгии, особенно в сравнении с тенденцией других 4 странах, возможно, оказали инвесторов в бельгийском фондовый рынок не в состоянии полностью переработать всю соответствующую информацию, включены в бюджетный дефицит точно определять справедливую стоимость обыкновенных акций бельгийского.

IV. ЗАКЛЮЧЕНИЕ

Целью настоящего исследования было изучение ли налогово-бюджетная политика влияет на фондовые рынки Бельгии, Франции, Германии, Соединенного Королевства и Соединенных Штатов. Тест Грейнджер причинности процедура была использована в контексте векторного коррекции ошибок модели (VECM) в Германии, и в контексте векторного авторегрессии (VAR) модели для Бельгии, Франции, Соединенного Королевства и Соединенных Штатов Америки для проверки соотношения между совокупным складе цены и фискальной политики. Установлено, что на фондовом рынке Бельгии, в отличие от других четырех стран, не в полной мере отражали общедоступной информации о налогово-бюджетной политики в качестве прокси на дефицит бюджета. Эти данные явно расходятся с результатами предыдущих исследований. Кроме того, установлено, что фондовые рынки все пять стран в полной мере и точно отражены общедоступной информации о денежной массы. Это исследование завершается предположить, что ошеломляющий дефицит бюджета в Бельгии, возможно, отчасти способствовали его неэффективным механизм фондового рынка.

Ссылки

Экейка, H. (1974), "Новый взгляд на Статистическая идентификация модели". IEEE Tran. Автоматика AC-19, 716-722.

Барнхарт, С. В.

Баумоля, В. J.

Darrat, А. Ф. (1988), "О бюджетной политики и фондовому рынку". Журнал Деньги, кредит, и банковское дело, 20, 353-363.

- (1990), "Фондовый возврат, деньги и бюджетный дефицит". Журнал финансово-Количественный Аналитики, 25, 387-398.

-

Дики, Д. А.

Энгл, Р. F.

Юинг, BT (1998), "Последствия дефицита федерального бюджета на движения на фондовом рынке: данные по Австралии и Франции." Прикладная экономика Письма, 5, 649-651.

Fama, EF (1981), "Фондовый возвращается реальная деятельность, инфляция и деньги". American Economic Review, 71, 545-565.

- (1990), "Фондовый возвращается ожидаемой отдачи, и реальной деятельности", журнал "Финанс, 45, 1089-1108.

- (1991), "эффективных рынков капитала: II". Журнал Финанс, 46, 1575-1617.

- И КР французский (1989), "Условия бизнеса и ожидаемые доходы от акций и облигаций", журнал "Финансовая экономика, 25, 23-49.

Фуллер, WA (1976), Введение в статистический временных рядов. Нью-Йорк: Wiley.

Джеск, Р.

Зал, RE (1978), "Стохастическая модель жизненного цикла совокупного потребления". Журнал политической экономии ", 86, 971-987.

Jensen, Джеральд, Джеффри М. Мерсер, и Роберт Р. Джонсон (1996), "Бизнес-условия, денежно-кредитной политики, а также ожидаемый возврат Безопасность", журнал "Финансовая экономика, 40, 213-237.

Йохансен, S. (1988), "Статистический анализ Cointegrating факторы". Журнал экономической динамики и управления, 12, 231-254.

-

Квятковский, Д. Филлипс, П. C. Б., Шмидта, П.

Ли, У. (1997), "Фондовый рынок и макроэкономической политике: New Данные из стран бассейна Тихого океана", многонациональных Finance Journal, 1, 273-289.

Нельсон, К. Р.

Schwert, GW (1990), "Фондовый возвращения и реальной деятельности: век доказательств", журнал "Финанс, 45, 1237-1257.

Торнтон, Д. Л.

Wasserfallen, W. (1989), "Макроэкономические новости и фондовому рынку: данные из Европы". Журнал банковского дела и финансов, 13, 613-626.

UNRO ЛИ

Университет Тихоокеанского региона

ПРИМЕЧАНИЯ

(1.) Источник: Евростат базы данных Статистического бюро Европейского сообщества (ЕС).

(2.) "ЕС: еврозоны дефицит может верхней 3 процентов", 2 сентября 2003, <a target="_blank" href="http://www.boston.com" rel="nofollow"> WWW. boston.com </ A>

(3.) Очевидно, что эти положения вызвали очень жаркие споры среди экономистов и политиков. Многие утверждают, этих принудительных финансово строгие условия могут усугубить уже хрупкой экономикой, таких, как Франция, Германия и Италия. Если страна завязла в рецессии, тогда как дефицит бюджета и совокупный государственный долг увеличится по отношению к ВВП с налоговых поступлений будет падать, а государственные расходы в виде социальных выплат будет увеличиваться. Если государство вынуждено осуществлять сдерживающая налогово-бюджетной политики в целях сокращения бюджетного дефицита и государственного долга, а затем спад экономики будет продолжать падать и поставить экономику в штопор.

(4.) Economic Outlook опубликованные Организацией экономического сотрудничества и развития (ОЭСР) прогнозирует, что дефицит бюджета в ВВП будет снижаться с 4% в 2005 году до 3% в 2007 году во Франции, с 3,9% в 2005 году 2,6% в 2007 году в Германии, и возрастет с 4,3% в 2005 до 4,8% в 2007 году в Италии. Однако это также прогнозирует, что совокупный государственный долг к ВВП увеличится с 66,9% в 2005 году до 68,3% в 2007 году во Франции, с 67,7% в 2005 году до 70,2% в 2007 году в Германии, и с 108,8% в 2005 году до 112,1% в 2007 в Италию.

(5.) Источник: различные вопросы, International Financial Statistics, Международный валютный фонд (МВФ).

(6.) Источник: <a target="_blank" href="http://www.Euronext.com" <rel="nofollow"> www.Euronext.com />

(7.) Термин "информационная эффективность", используемый в этой статье, отличается от понятия "экономическая эффективность" широко используются в финансовой литературы. Вполне возможно, что информационная неэффективность может привести к экономической эффективности, если либо взаимосвязи между переменными слабая или торговые издержки не равны нулю. То есть, даже если отставали значения переменной не может предсказать цены на акции, предельная выгода от действующих на этой информации не может полностью компенсировать предельные издержки торговых, что доходность, которая до сих пор не могут быть получены.

(8.) Один из основополагающих принципов финансовой теории является то, что стоимость обыкновенных акций эквивалентна текущей стоимости ожидаемых будущих дивидендов. Потому что фирмы выплатить дивиденды от доходов, которые зависят от активности реального сектора экономики, цены на акции должны отражать текущие и ожидаемые в будущем реальной хозяйственной деятельности. С макроэкономической теории полагает отрицательную связь между дефицита федерального бюджета и ожидаемые в будущем экономической деятельности (см. Баумоля и Блиндер (2006) интертемпорального сильной взаимосвязи между совокупной цены на акции и фискальная политика должны существовать.

(9.) Термины "дефицит бюджета" и "бюджетная политика" взаимозаменяемы в данном исследовании, поскольку все пять стран, исследованных в данной работе, Бельгия, Франция, Германия, Великобритания, и в Соединенных Штатах наблюдался устойчивый дефицит бюджета в течение образца период (1974-1998 годы).

(10.) Зал (1978) показал, что совокупный структуре потребления следует случайных блужданий. Нельсон и Плоссер (1982) имеет документально подтверждено, что 14 других макроэкономических показателей также экспозиция нестационарного поведения с течением времени.

(11.) Совместных и условные распределения стационарного процесса во времени инварианта. Следовательно, математическое ожидание и дисперсию процесса являются стационарными с течением времени.

(12.) Источник: различные вопросы, International Financial Statistics.

(13.) Источник: различные вопросы, International Financial Statistics.