الانتقال من المتوسط التمثيل من بين vecm

أحد الدافع لشكل فيسم () هو النظر في العلاقة على أنها تحدد العلاقات الاقتصادية الكامنة وتفترض أن العوامل تتفاعل مع خطأ الاختلال من خلال معامل التكيف لاستعادة التوازن أي أنها تفي بالعلاقات الاقتصادية. الناقل المتآمر، يسمى أحيانا المعلمات المدى الطويل. يمكنك النظر في نموذج تصحيح الخطأ المتجه بمصطلح حتمي. المصطلح الحتمية يمكن أن يحتوي على ثابت، اتجاه خطي، والمتغيرات الوهمية الموسمية. ويمكن أيضا تضمين المتغيرات الخارجية في النموذج. اختبار التجميع المشترك يحدد اختبار رتبة التكامل المشترك الأعمدة المستقلة خطيا. اقترح يوهانسن (1988، 1995a) وجوهانسين وجوسيليوس (1990) اختبار رتبة التكامل المشترك باستخدام انخفاض الانحدار رتبة. مواصفات مختلفة للاتجاهات الحتمية عند إنشاء نموذج فيسم () من نموذج فار ()، يمكن أن تختلف المصطلحات الحتمية في نموذج فيسم () عن تلك الموجودة في نموذج فار (). وعندما تكون هناك علاقات حتمية مركزة بين المتغيرات، لا توجد مصطلحات حتمية في نموذج فار () في نموذج فيسم (). من ناحية أخرى، إذا كانت هناك علاقات متراكمة عشوائية في نموذج فار ()، تظهر المصطلحات الحتمية في نموذج فيسم () عن طريق مصطلح تصحيح الخطأ أو كمصطلح مستقل في نموذج فيسم (). هناك خمسة مواصفات مختلفة للاتجاهات الحتمية في نموذج فيسم (). ويوضح الشكل 30-53 النتيجة، إما أن تكون الحالة 2 (الفرضية H0) أو الحالة 3 (الفرضية H1) مناسبة تبعا لمستوى الدلالة. منذ يتم اختيار رتبة التكامل المشترك ليكون 1 نتيجة في الشكل 30.52. انظر إلى الصف الأخير الذي يتوافق مع الرتبة 1. وبما أن القيمة هي 0.054، فإن الحالة 2 لا يمكن رفضها عند مستوى الدلالة 5، ولكن يمكن رفضها عند مستوى الدلالة 10. وللاطلاع على نمذجة الحالتين 2 و 3، انظر الشكل 30.56 والشكل 30.57. الشكل 30.53 اختبار الرتبة التكاملية استمرار فرضية التقييد الانجراف في فرضية العملية اختبار التقييد يبين الشكل 30.54 تقديرات المعلمة طويلة المدى (بيتا) ومعاملات التسوية (ألفا) استنادا إلى الحالة 3. الشكل 30.54 اختبار الرتل التكاملي استمر باستخدام نورماليز الخيار الأول من الجدول بيتا لديه 1. بالنظر إلى أن رتبة التكامل المشترك هو 1، والعلاقة طويلة المدى من السلسلة هي العبارات التالية هي أمثلة على تركيب خمس حالات مختلفة من نماذج تصحيح الخطأ ناقلات المذكورة في القسم السابق. لحالة المناسب 1، لحالة المناسب 2، لحالة المناسب 3، لحالة المناسب 4، لحالة المناسب 5، من الشكل 30.53 الذي يستخدم الخيار سينتست (جوهانسن)، يمكنك تناسب النموذج باستخدام إما حالة 2 أو حالة 3 لأن الاختبار لم يكن كبيرا عند المستوى 0.05، لكنه كان كبيرا عند المستوى 0.10. هنا يتم تركيب كلا النموذجين لإظهار الفرق في عرض الإخراج. الشكل 30.56 مخصص للحالة 2، والشكل 30.57 مخصص للحالة 3. الشكل 30.56 تقدير المعلمة مع خيار إكريند الدراسات في الاقتصاد والمالية التنبؤ أداء المؤسسات: مقارنة فيم مع نماذج سلاسل زمنية أخرى أرتيكل أوبتيونس أند تولس بدف مقتبسة من (سكوبوس، 2 ) إضافة إلى قائمة ملحوظة تحميل الاستشهاد تتبع المقتطفات علي F. دارات (أستاذ قسم الاقتصاد أمب المالية، كلية الإدارة والأعمال، جامعة لويزيانا التقنية، روستون، لا 71272.) M. زونغ (قسم الاقتصاد أمبير المالية، كلية الإدارة والأعمال، جامعة لويزيانا للتكنولوجيا، روستون، لا 71272.) آرإم شيلور (أستاذ مشارك، قسم الاقتصاد أمب المالية، كلية الإدارة والأعمال، جامعة لويزيانا للتكنولوجيا، روستون، لا 71272.) R. N. ديكنز (أستاذ مشارك، قسم الاقتصاد أمبير المالية، كلية إدارة الأعمال، جامعة جنوب ألاباما، موبايل، آل 36688.) الاقتباس: علي F. دارات. M. زونغ. R. M. Shelor. ممرضة R. N. ديكنز. (1998) التنبؤ أداء الشركة: فيسم مقارنة مع نماذج سلسلة زمنية أخرى، دراسات في الاقتصاد والمالية. المجلد. 19 إيس: 12، p.49 - 61 دوي dx. doi. org10.1108eb028752 التنزيلات: تم تنزيل النص الكامل لهذه الوثيقة 164 مرة منذ عام 2006 تستخدم هذه الدراسة نموذج تصحيح أخطاء المتجهات (فيسم) للتنبؤ بالتغييرات اللاحقة في الأرباح وأسعار أسهم ست شركات رئيسية، وكذلك مؤشر سامب 500 للسوق. وبالمقارنة مع نماذج أريما و غارتش، فإن النتائج المستمدة من أربعة عقود من البيانات تدعم قدرة التنبؤ في عملية فيسم. النوع: مراجعة عامة الناشر: مسب أوب لت حقوق الطبع والنشر: مسب أوب ليميتد 1998 بابليشيد بي مسب أوب لت يور أسيس أوبتيونساناليسيس أوف كوينغراتينغ ريلاتيونس باستخدام فيكم نموذج اقتصادي مقال نشر بتاريخ: 23 مارس 2015 آخر تعديل: 23 مارس 2015 تم تقديم هذا المقال من قبل الطالب. هذا ليس مثالا على العمل الذي كتبه كتابنا مقال محترف. تحلل هذه الورقة الحركة المشتركة طويلة المدى بين أسواق الأسهم في المملكة المتحدة وألمانيا وفرنسا باستخدام تقنية التكامل المشترك في جوهانسن، أي نموذج تصحيح أخطاء المتجهات (فيسم) مع إطار تحليل اتجاهات مؤشر ستوكاستيك المشترك المتكرر. وتشير نتيجة التحليل إلى أنه حتى بعد عام 1982 تقريبا كان هناك مؤشر على زيادة التكامل المشترك بين أسواق الأسهم الأوروبية الرئيسية. تحاول هذه الورقة أن تكرر إلى حد ما التحليل الذي أجراه باسكوال (2003) في ورقته بعنوان "تقييم أسواق الأسهم الأوروبية (كو) إنتغراشيونكوت والتركيز على جزء تحليل فيسم من الورقة. مقدمة تعتبر دراسة الاتجاهات المشتركة على المدى الطويل بين بيانات الاقتصاد الكلي وبيانات السلاسل الزمنية المالية تحليلا اقتصاديا محتما لأنه يساعد الاقتصادي على تحديد العلاقة بين مختلف المتغيرات الاقتصادية مما يؤدي إلى التنبؤ والقرارات المعقولة التي يتخذها الأفراد والشركات الحكومة بشأن القضايا التي تؤثر على اقتصاد بلد ما وعلى هذا النحو الاقتصاد العالمي. ويشير تحليل دمج بيانات السلاسل الزمنية الاقتصادية والمالية التي أجراها كريستوفر سيمز (1980) إلى أن نموذج الانحدار التلقائي المتجه (فار) يمثل منهجية موثوقة لهذا الغرض. إن القيمة المعرضة للمخاطر هي نموذج خطي متغير n يفسر فيه كل متغير بدوره بقيمه المتخلفة، بالإضافة إلى القيم الحالية والسابقة للمتغيرات الباقية n-1. وهذا يعني أن أكثر من متغير واحد يمكن تحليلها في نفس الوقت لمعرفة العلاقة التي توجد بينهما. وبالتالي فإن نموذج الانحدار المتجه: حيث أكون مصفوفات المعامل (n x n) و t هي (n x 1) غير قابلة للرصد لمعدل متجه الضوضاء البيضاء (غير مترابطة متسلسلة أو مستقلة) مع مصفوفة التباين المتغير المستمر. لحل هذه المشكلة، يمكن معالجتها مثل مشكلة متعددة المتغيرات الأقل مربع: حيث Y هي مصفوفة المتغيرات التابعة في شكل أعمدة تمثل كل متغير. في تحليل القيمة المعرضة للمخاطر، من المهم أن المتغيرات هي ثابتة I (0) - عدم وجود أي جذر وحدة موجودة في النموذج - وذلك لدعم افتراض أن الخصائص الإحصائية للبيانات سوف تتصرف بنفس الطريقة في المستقبل كما في الماضي. ومع ذلك، يقترح ألا يتم تشجيع الاختلاف في خلق الحداثة، لأنه يقال إن الهدف من تحليل القيمة المعرضة للمخاطر هو فقط دراسة العلاقة بين المتغيرات، والاختلاف سوف يقضي على المعلومات عن أي علاقات طويلة المدى بين المتغيرات ، (بروكس، 2008). بيانات سلسلة زمنية اقتصادية ومالية، وعادة ما يكون لها أن يكون لها اتجاه مؤشر ستوكاستيك مشترك، وهذا يعني أنها ترتبط بمعنى أنها معروفة لمتابعة خطيا اتجاها على المدى الطويل. وتعتبر مجموعة من هذه السلسلة مشتركة في التكامل عندما تحتوي على جذر وحدة واحدة (1) ومزيج خطية منها ثابتة. وقد اقترح لأول مرة من قبل جرانجر (1981) أن ناقلات من السلاسل الزمنية التي تصبح عملية ثابتة عند اختلافها، ويمكن أيضا أن يكون تركيبة الخطية التي لديها عملية ثابتة دون اختلاف، ويمكن بعد ذلك أن يقال أن هذه المتغيرات هي مشتركة في دمج، الأمر الذي يؤدي إلى مسألة مقدار الاختلاف الذي ينبغي إجراؤه على المتغيرات فيما يتعلق بالجمع بين السلاسل الزمنية التي نظر فيها. وقد تبين أنه عندما تختلف جميع المتغيرات عن خصائصها غير المتغيرة بشكل مناسب، فإن النموذج لم يعد له تمثيل متسلسل زمني خطي متعدد الاختلافات مع متوسط ​​متحرك قابل للانعكاس. وفي مثل هذه الحالة، يمكن القول بأن النموذج كان مفرطا في الاختلاف. وأشار إنغل أند غرانجر (1987) إلى أنه يمكن تمثيل هيكل متكامل في نموذج تصحيح الأخطاء الذي يشمل كلا من الخصائص الثابتة وغير الثابتة للسلاسل الزمنية للاقتصاد الكلي، أي مجموعة مجموعات غير ثابتة تحتوي على عامل اقتصادي مشترك يؤثر عليهم بالطريقة نفسها، بحيث يكون هناك اتجاه مشترك بينهم، ومن ثم سيتحركون دائما معا بشكل خطي على المدى الطويل حتى لو انحرفوا عن بعضهم البعض على المدى القصير. ويمكن أن تكون هذه العوامل التضخم وأسعار الفائدة والسياسات الاقتصادية. ويوفر نموذج تصحيح الأخطاء منهجية يمكن استخدامها لتقدير والتنبؤ واختبار التكامل المشترك. طريقة إنغل و غرانجر المعروف أيضا باسم تقنية خطوتين تعتبر غير موثوق بها بما فيه الكفاية بسبب بعض المشاكل التي تنطوي على إجراءاتها. وهذا واضح في التحليل الذي أجراه شو (2005) الذي كان يهدف إلى التحقق من كفاءة طريقة الخطوتين التي استخدمها لاتاو و لودفيغسون (2001) وطريقة تصحيح الأخطاء فيكتور (فيسم) للتحقق من الحركة المشتركة في كل من البيانات الألمانية والأمريكية. وخلصت الدراسة إلى أن فيسم هو الأسلوب الأنسب لدراسة تأثير نسبة الاستهلاك والثروة (كاي) على عائد الأسهم والعائدات الزائدة في كل من مجموعة البيانات بشكل كبير. والهدف من هذه الورقة هو استخدام فيسم لتحليل للتكامل المشترك بين ثلاثة أسواق الأسهم الأوروبية، وهي المملكة المتحدة وألمانيا وأسواق الأسهم الفرنسية، في محاولة لتكرار إلى حد ما التحليل الذي قام به باسكوال (2003) في بلده ورقة كوتاسسينغ أسواق الأسهم الأوروبية (كو) إنتغراشيونكوت باستخدام اختبار جوهانسن. ومع ذلك، على الرغم من أن باسكوال (2003) يستخدم البيانات الفصلية لمؤشرات سوق الأسهم الأوروبية من 1960 إلى 1999، فإن هذه الورقة سوف تستخدم حجم عينة من 192 ملاحظات من 1963 إلى 2010 من نفس مؤشرات سوق الأسهم، ويرجع ذلك إلى قضايا توافر البيانات . كما ستركز هذه الورقة بشكل رئيسي على استخدام اختبار جوهانسن لقياس الحركة المشتركة للأسواق ومقارنة نتائج التكامل المشترك في نقطة زمنية مختلفة لمعرفة ما إذا كان هناك دليل على وجود تقارب متزايد في أسواق الأسهم الأوروبية مثل تزيد الملاحظات. القسم التالي هو استعراض الآداب حول مختلف التحليلات التي أجريت للتحقيق في التكامل المشترك باستخدام فيسم، التالي هو وصف المنهجية التي سيتم استخدامها في هذا التحليل الورقي، يليه عرض وتفسير النتائج. مراجعات الأدب كان التكامل في الأسواق المالية موضوعا للبحث المكثف في الآداب الاقتصادية لفترة طويلة، وذلك بهدف التحقيق في الأدلة على علاقة التكامل المشترك بين مؤشرات الأسهم الوطنية من خلال دراسة التحركات المشتركة على المدى الطويل لهذه الأسواق. وطبقا لما ذكره كورهاي وآخرون (1993)، فإن هذا الاهتمام يحفز على زيادة حجم تدفق رؤوس الأموال عبر الحدود الوطنية، والمكاسب المحتملة من التنويع الدولي، ووجود علاقات ترابط متبادلة بين البورصات. ومع ذلك، تم استخدام أساليب مختلفة وتحسينها مع مرور الوقت. ويحاول باسكوال (2003) إثبات أن زيادة التقارب بين مؤشرات الأسهم في أسواق الأسهم الأوروبية المختارة لا ينبغي اعتبارها استنتاجا دقيقا من النهج العكسي الذي اقترحه رانغفيد (2001). وفي رأيه، يمكن أن تكون نتائج تحليل رانغفيد (2001) مضللة لأن زيادة تقارب الأسواق الأوروبية يمكن تفسيرها على أنها نتيجة لزيادة قوة اختبار يوهانسن مع زيادة حجم العينة من 20 إلى 156 ملاحظة. وبالتالي، يمكن القول إنه لا يوجد دليل على زيادة التكامل المشترك. واقترح بعد ذلك طريقة بديلة للتحقق من زيادة تكامل سوق الأسهم. ويقترح أنه ينبغي تقدير مصطلح تصحيح الخطأ (إكت) لأنه يمكن أن يعكس سرعة التكيف مع الانحرافات عن علاقة التكامل المشترك على المدى الطويل. ويمكن تفسير قيمة أعلى لمعامل إكت، على أنها مستوى أعلى من تكامل سوق الأسهم، مع زيادة العينة. كورهاي وآخرون (1993)، في تحليلهم يعترف بأن أفضل نهج لتحليل أسعار الأسهم عندما المتغيرات المعنية غير ثابتة هو استخدام مفهوم التكامل المشترك أو الاتجاهات العشوائية المشتركة، مما يشير إلى أن مختلف المتغيرات غير ثابتة لا تتحرك خطيا معا على المدى الطويل. ويرى هؤلاء الخبراء أنه نظرا لأنه من المتوقع أن تكون أسواق الأسهم في بلدين أوروبيين أو أكثر تخضع لاتجاه سوقي مشترك، يمكن القول إن الأسواق تتكامل مع بعضها البعض. وشمل تحليلها 389 ملاحظة نصف شهرية، أي من 1 آذار / مارس 1975 إلى 30 أيلول / سبتمبر 1991، لمؤشرات أسعار الأسهم في خمسة أسواق أوروبية رئيسية (ألمانيا وفرنسا وإيطاليا والمملكة المتحدة وهولندا). باستخدام نهج فيسم الذي سيتم استخدامه في وقت لاحق في هذه الورقة، والتي اقترحها يوهانسن (1988)، وجوهانسين وجوسيليوس (1990) وهو نهج أقصى احتمال لتقدير واختبار عدد من كون التكامل في نموذج فار. وقد وجدوا في استنتاجهم دليلا يكشف عن وجود بعض المؤشرات العشوائية على المدى الطويل بين عدة مؤشرات سوق الأسهم الأوروبية، على الرغم من أنه اكتشف أيضا أن أسعار الأسهم الإيطالية لا تؤثر على هذا الاتجاه على المدى الطويل. ويقترح بوكثوانثونغ أند رول (2009) في دراستهما تدبيرا بديلا لدمج الأسواق العالمية. ويقترحون استخدام القوة التوضيحية للنموذج متعدد العوامل بشكل تجريبي للتحقيق في التكامل المتزايد للأسواق العالمية حيث يعتبر ارتباط مؤشرات السوق القطرية تدبيرا ضعيفا. ويوضحون أنه ما لم تؤثر العوامل العالمية نفسها على مؤشرين اثنين بنفس النسبة، فإن ارتباطهما سيكون ناقصا حتى لو كانت العوامل العالمية تفسر عودة المؤشرات في كلا البلدين 100. ولاحظوا أنهم يبدو أنها شركة متزايدة بين الدول ال 17 الكبيرة على مر الزمن، مشيرا إلى أن الارتباط البسيط لم يحقق نتيجة فعالة، لأنه فشل في الكشف عن المدى الكامل لدمج مؤشرات البلدان على مدى السنوات الثلاثين الماضية. ويرجع سبب اهتمام المحلل الاقتصادي وصناع السياسة الاقتصادية في العلاقة بين أسواق الأسهم وتقاربها إلى التحقيق فيما إذا كانت هناك إمكانية لتحقيق مكاسب من التنويع الدولي، ولا سيما من منظور المستثمر، على سبيل المثال ، في حالة وجود اتجاه مشترك خطي طويل الأجل بين أسواق الأسهم الوطنية، فإن احتمال الحصول على التنويع الدولي على المدى الطويل أقل احتمالا. فريزر و أويفيسو (2005) في دراستهم التحقيق في التقارب على المدى الطويل بين الولايات المتحدة في المملكة المتحدة وسبعة أسواق الأوراق المالية الأوروبية. من اختبارات التكامل المشترك متعددة جوهانسن التي أجريت والتي استخدمت على عينة من البيانات الشهرية على مدى الفترة من 1974 إلى 2001 من مؤشرات أسعار سوق الأسهم لمجموعة مختارة من الدول الأوروبية بما في ذلك المملكة المتحدة والولايات المتحدة فرنسا والدنمارك وبلجيكا وألمانيا، وإيطاليا، والسويد، وإسبانيا، تظهر أن هناك علاقة طويلة الأجل بين أسواق الأسهم بسبب وجود اتجاه مؤشر ستوكاستيك واحد مشترك. ويؤكد الاستدلال المقترح من تحليلهم أن أسواق الأسهم التي تم فحصها ترتبط ارتباطا تاما على المدى الطويل أو المستقبل. ولوحظ أيضا أن النتائج التي تم الحصول عليها من تحقيقهم تبين درجة أكبر بكثير من التكامل من تلك التي حصل عليها كورهاي وآخرون. (1993) الذي أجري في مجموعة محددة من الأسواق الأوروبية، في رأيه، قد يكون ذلك نتيجة للفترة الزمنية الممتدة. أما الورقة الأخرى التي أيدت الرأي القائل بأن أسواق الأسهم الرئيسية في العالم قد تقاربت على المدى الطويل، فهي تشمل كاسا (1992)، حيث تكون عينة المراقبة من البيانات الشهرية والربع سنوية لأسواق الأسهم في اليابان، وألمانيا، انكلترا وكندا من عام 1974 الى منتصف عام 1990. في تايلور و تونكس (1989)، قاموا بالتحقيق في تأثير إلغاء الرقابة على الصرف في المملكة المتحدة على درجة التكامل بين أسواق الأسهم البريطانية والخارجية، وذلك باستخدام إنغل أند غرانجر (1987) خطوتين لتقنية التحقق من التكامل المشترك على بيانات السلاسل الزمنية. وتظهر نتائجها أدلة تتفق مع ما تم الحصول عليه من تحليل التكامل المشترك المذكور سابقا. في هذه الحالة، مع إلغاء مراقبة الصرف، أصبحت بورصة المملكة المتحدة متكاملة جنبا إلى جنب مع اليابان وألمانيا وهولندا، في رأيهم هذا قد يكون راجعا إلى حقيقة أنه منذ السيطرة الرأسمالية كان الآن استرخاء وعلى هذا النحو استخدمت فرص المراجحة غير المستغلة. سيريوبولوس (2004) يحقق في وجود علاقة قصيرة وطويلة المدى بين أسواق الأسهم المتقدمة الرئيسية المختارة ألمانيا والولايات المتحدة وأسواق الأسهم الأوروبية الناشئة بولندا والمجر وجمهورية التشيك وسلوفاكيا. واستخدمت تقنية فيسم واستدلت على وجود علاقة للتكامل المشترك بين الأسواق. وكان من رأي المؤلفين أن القوى المحلية والخارجية التي قد يشار إليها بقوى الاقتصاد الكلي تؤثر على سلوكيات أسواق الأوراق المالية، مما يؤدي بدوره إلى التوازن على المدى الطويل، لوحظ أيضا وجود درجة أكبر من الترابط بين والأسواق الأوروبية الفردية والأسواق المتقدمة بالمقارنة مع زملائها الأسواق الناشئة. ويعني ذلك أن استراتيجية الاستثمار في التنويع الدولي للمخاطر من أجل خلق عائد محفظ فعال للسوق قد تكون محدودة للمستثمرين المهتمين بالاستفادة من هذه الاستراتيجية الاستثمارية. وفي كارولي وستولز (1996)، يقومون بالتحقيق في مكونات الحركات المشتركة بين بلدان العودة للصدمات. وتمت دراسة عائدات الأسهم الأمريكية واليابان التي يتم تداولها في الولايات المتحدة لمعرفة ما إذا كانت إعلانات الاقتصاد الكلي وأسعار الفائدة تخلق صدمات تؤثر على التحركات المشتركة بين عائدات الأسهم الأمريكية واليابانية. من النتائج التي تم الحصول عليها من طريقة فيسم التجريبية، تم الاستدلال على أن عوامل الاقتصاد الكلي هذه لا تؤثر على الحركات المشتركة وأن التباين والترابط في الأسواق مرتفعة عندما تكون شديدة التقلب. في رأيهم، وهو ما يشبه سيريوبولوس (2004)، وهذا يعني أن التنويع الدولي كاستراتيجية استثمار لنشر المخاطر قد لا تكون فعالة كما هو متوقع. حيث يظهر تحليلها أن التنويع في هذه الحالة ال يوفر تغطية كافية ضد الصدمات الكبيرة للمؤشرات الوطنية كما كان متوقعا. كما اقترح كارولي أند ستولز (1996) أن التباينات بين البلدان ليست ثابتة، لأنها تتغير بمرور الوقت ويمكن التنبؤ بها. وتثور مسألة ما يمكن أن يكون سببا في زيادة التكامل في أسواق الأسهم. ما هي العوامل الاقتصادية الكلية أو العوامل العالمية التي أدت إلى المشاركة في حركة مؤشرات سوق الأوراق المالية في البلدان الناشئة والمتقدمة يانغ إت آل (2003) دراسة تأثير إنشاء الاتحاد الاقتصادي والنقدي على المدى القصير والتكامل على المدى الطويل بين أحد عشر سوق الأسهم الأوروبية وسوق الأوراق المالية في الولايات المتحدة. وكانت نتائجها مماثلة لتلك التي حصل عليها تايلور وتونكس (1989) وكورهاي وآخرون (1993). وفي هذا الرأي، قد تكون تكنولوجيا المعلومات الحديثة والاندماج في البورصات في أوروبا عاملا زاد من التكامل المشترك بين أسواق الأوراق المالية الأوروبية. وعلاوة على ذلك، إيوانيديس وآخرون (2006) في استخدام المنهجية المقترحة من قبل ليتاو و لودفيغسون (2001)، وهو طريقة من خطوتين، يفحص ثلاثة بلدان أستراليا والمملكة المتحدة وكندا. وأكدوا نتائج تحليل ليتاو ولودفيغسون (2001) الذي يشير إلى أن متغير الاندماج المشترك المتخلف (كاي) يعد مؤشرا هاما للعائد المتوقع أو العائد الزائد لأسواق الأسهم في البلدان المحددة، كما هو الحال في الولايات المتحدة على الرغم من أن شو (2005) يستخدم فيسم للتحقيق في العلاقة بين نسبة الاستهلاك والثروة (كاي) على عوائد الأسهم الألمانية. وكان الغرض من تحليل شو (2005) مقارنة كفاءة المنهجية المقترحة من قبل ليتاو و لودفيغسون (2001) و فيسم باستخدام البيانات الألمانية والأمريكية، وخلص إلى أن فيسم هو وسيلة أكثر ملاءمة لدراسة تأثير كاي على عوائد الأسهم والعائدات الزائدة في كل من مجموعة البيانات بشكل ملحوظ. ومن ثم يمكن القول بأن كاي يمكن اعتباره عامل اقتصادي كلي يحدد الاتجاه الخطي لعائدات سوق الأسهم على المدى الطويل، حيث توجد أدلة على وجود علاقة بين هذه المتغيرات وعوائد الأسواق المالية. وبهذه الأدلة، يمكن التنبؤ بعائدات سوق الأسهم من خلال دورة الأعمال عند الترددات التناوبية على المدى الطويل. المنهجية المنهجية التي سيتم استخدامها هي نموذج تصحيح أخطاء المتجهات (فيسم) الذي تم استخدامه بشكل متكرر في تحليل بيانات السلاسل الزمنية الاقتصادية. إنغل أند غرانجر (1987) يوضحان الجانب الأساسي من جانب التكامل المشترك. في هذه الورقة، سيتم استخدام تحليل التكامل المشترك في إطار نموذج الانحدار الذاتي المتجه (فار) كما اقترحها يوهانسن (1988)، و يوهانسن و جوسيليوس (1990). وفيما يلي شرح إحصائي لتحليل فيسم باستخدام تقنية جوهانسن كما يدل على ذلك بروكس (2008). ومن أجل استخدام مقاربة جوهانسن، يجب تحويل القيمة المعرضة للمخاطر التي تحتوي على متخلفات k تحتوي على مجموعة من المتغيرات g (g 2) التي يفترض أنها I (1) و كوينيغراتد، إلى نموذج تصحيح أخطاء المتجه (فيسم) بحيث يتم تحويل: يت 1 yt1 2 ​​yt2 k يتك g g - 1 g - gg - 1 g - gg - 1 g - gg - 1 g - 1 (3) إلى نموذج تصحيح الخطأ المتجه (فيسم) ك أدناه: يت إيتك 1yt1 2yt2 k1yt (k1) أوت (4) حيث () - إيغ و i (- إيغ من معادلة فار أعلاه، تكون المتغيرات g في الشكل المختلف الأول على الجانب الأيسر وعلى الجانب الأيسر فإن k-1 هي متغيرات المتغيرات التابعة في شكلها المختلف، وتحتوي كل منها على مصفوفة معامل ترافقها، ويمكن أن تمثل المصفوفة في اختبار جوهانسن مصفوفة المعامل على المدى الطويل، حيث أن كل يتي سيكون صفرا والخطأ على المدى الطويل، إلى القيمة المتوقعة من الصفر ستترك يتك 0، في حالة التوازن، ويتم استخدام رتبة المصفوفة من قيمتها الذاتية لحساب عدد من التكامل المشترك بين يس. والقيم الذاتية، التي هي عدد جذورها المميزة التي تختلف عن الصفر تساوي رتبة مصفوفة. الرمز i يشير إلى القيم الذاتية، التي يتم تعيينها في ترتيب تصاعدي كما 1 2. ز. في الحالة التي تكون فيها القيم الذاتية هي جذور يجب أن تكون أقل من 1in القيمة المطلقة والإيجابية، و 1 ستكون الأقرب إلى 1 التي هي الأكبر، في حين أن g ستكون الأقرب إلى 0 وهو أصغر. وعندما لا يتم دمج المتغيرات التي تم تحليلها، فإن رتبة المصفوفة لن تكون مختلفة عن الصفر إلى حد كبير، بحيث i 0 i. في اختبار يوهانسن، هناك اثنين من إحصاءات الاختبار التي تستخدم لتحليل التكامل المشترك، فهي في الشكل أدناه: تتبع (ص) تي) (4) (تتبع 0 عندما جميع i 0، ل i 1. ز. ) ماكس (r، r 1) t لن (1 r1) (5) حيث r هو يمثل عدد ناقلات التكامل المشترك تحت فرضية نول و i يمثل القيمة المقدرة للقيمة الذاتية الأولى من المصفوفة. في التتبع، وهو اختبار مشترك لديه فرضية فارغة حيث عدد ناقلات التكامل المشترك هو أقل من أو يساوي r ضد فرضية بديلة أن هناك أكثر من r. في اختبارات الحد الأقصى يتم إجراء اختبار منفصل على كل قيمة ذاتية مع فرضية فارغة هي عدد ناقلات التكامل المشترك r وفرضية بديلة من r 1. يبدأ اختبار التتبع مع القيم الذاتية p، ثم على التوالي في أكبر هو إزالة. كل إيجنفالو لديه معه متعلق المشارك المشترك التكامل المختلفة، والذي يعرف باسم إيجنفكتورس. وتظهر القيمة الذاتية غير الصفرية إلى حد كبير ناقلا للتكامل المشترك. وتعتمد القيم الحرجة المستخدمة لإحصاءات الاختبارين على قيمة g - r وعدد العناصر غير الثابتة وكيفية إدراج الثوابت في كل من المعادلات. وعندما تكون القيمة الحرجة أقل من إحصائيات الاختبار، ترفض الفرضية الصفرية أن هناك متجهات تكاملية r تدعم الفرضية البديلة (r 1 لاختبار التتبع أو أكثر من r للاختبار الأقصى). ويجرى الاختبار بالتتابع وتحت الرقم صفر، r 0، 1. g - 1 بحيث يمكن تمثيل فرضيات الحد الأقصى على النحو التالي: H0. r 0 مقابل H1. 0 لوت r g H0. r 1 مقابل H1. 1 لوت r g H0. r 2 مقابل H1. 2 لوت r g H0. r g 1 مقابل H1. r g مما سبق، فإن الاختبار الأول يعني الفرضية الصفرية لعدم وجود نواقل متداخلة، وبالتالي فإن المصفوفة المقابلة لها رتبة 0. وفي حالة رفض الفرضية الصفرية (H0: r 0)، يتم اختبار القيمة الفارغة التي يوجد فيها متجه واحد للتكامل المشترك (H0: r 1) وتستمر العملية، وعلى هذا النحو تزداد قيمة r باستمرار حتى لا يتم رفض الفرضية الباطلة. المصفوفة لا يمكن أبدا أن تكون في رتبة كاملة (ز) وهذا يعني أن يت ثابتة. وفي الحالة التي يكون فيها المصفوفة مرتبة 0، عند المراسلات إلى حالة المتغير المتغير، يعتمد يت فقط في يت j وليس على يت-1، مما سيؤدي إلى عدم وجود علاقة طويلة المدى بين عناصر يت-1، بدوره يعني عدم المشاركة في التكامل. على سبيل المثال، في رتبة 1lt () لوت g، هناك r المشتركة في دمج ناقلات. ثم يتم وصف المصفوفة بأنها نتاج مصفوفتين، ومن البعد (g - r) و (r - g)، على التوالي، أي، حيث مصفوفة يدل على ناقلات التكامل المشترك، في حين. التي تعرف باسم معلمة الضبط، مقدار كل متجه مشارك في التكامل المرتبط بكل معادلة من نموذج تصحيح أخطاء المتجه. في القسم التالي سيتم تنفيذ نهج فيسم باستخدام تقنية يوهانسن كما هو موضح، على ثلاثة أسواق الأسهم الأوروبية المختارة المملكة المتحدة وفرنسا وألمانيا للتحقيق في إمكانية زيادة التكامل المشترك في السوق، وذلك باستخدام إلى حد النهج العودية القيام به من قبل باسكوال (2003) وهو مماثل لتلك التي قام بها رانغفيد (2001). ثم يتم تطبيق نهج يوهانسن على نموذج تصحيح الخطأ المتجه شت A 0xt1 i xt1 أوت (7) هنا x يمثل المتجه الذي يحتوي على قيمة لوغاريتم مؤشرات سوق الأسهم للبلدان الأوروبية المختارة. وسوف يلاحظ عدد أكبر من ناقلات التكامل المشترك كبيرة مع مرور الوقت إذا كانت الأسواق تتقارب. واستخدمت البيانات المستخدمة للتحقيق في التكامل المشترك هي البيانات الفصلية لأوروبا (المملكة المتحدة وألمانيا وفرنسا) مؤشرات سوق الأسهم من 1963 إلى 2010 مما يؤدي إلى حجم العينة الكلي 192 الملاحظات التي تم الحصول عليها من داتاستريام. ويرجع السبب في بدء هذا التحليل من عام 1963 بدلا من عام 1960 الذي قام به باسكوال (2003) إلى مشاكل توافر البيانات. بدءا من عينة من 20 أرباع من 1960: Q1 إلى 1964: Q4 لثلاثة مؤشرات الأسهم الأوروبية يقدر بشكل متكرر بإضافة ملاحظة إضافية واحدة في وقت حتى عام 2010: Q4. في الملحق 1، يمكن ملاحظتها عن طريق استدراج البيانات بالعين، أنه كلما تمت إضافة المزيد من الملاحظات، يبدو أن الخطوط التي تمثل كل متغير تقترب من بعضها البعض ولها اتجاه تصاعدي. ووفقا لباسكوال (2003)، يمكن أن يعزى الاتجاه التصاعدي إلى سببين. أولا، هو عدد الاتجاهات العشوائية القائمة التي تجري النظم الثلاثة الأبعاد تتناقص مع مرور الوقت مع تزايد التكامل بين الأسواق. ثانيا، مع زيادة الملاحظات من 20 إلى 156 إحصاءات التتبع دمج القيم على المدى الطويل. ويمكن تفسير ذلك على أنه وجود التكامل المشترك بين المتغيرات، على الرغم من ضرورة إجراء التحليل اللازم لتبرير هذا الافتراض. في قسم التمثيل النتيجة، يتم تحليل أربعة نوافذ مختلفة التأخير، المقابلة ل 20 و 60 و 100 و 140 و 192 الملاحظات. عرض النتائج الخطوة الأولى في تحليل فيسم هي التحقق من وجود ثباتية في المتغيرات. أجري اختبار الجذر للوحدة على سجل المتغيرات باستخدام اختبار ديكي فولر المعزز، واختبار فيليبس-بيرون (ب) و كوياتكوسكي-فيليبس-شميت-شين (كبس). وفيما يلي عرض للنتائج: وحدة اختبار روتستاتيوناري الجدول 1: نتائج الجذر الوحدة من الجدول أعلاه، المملكة المتحدة، G و F يمثل المملكة المتحدة وألمانيا وفرنسا على التوالي، فإنها تشير إلى سجل سوق الأوراق المالية الأوروبية. من النتائج المذكورة أعلاه يمكن للمرء أن يستنتج أن المتغيرات هي (1)، وهذا يعني وجود جذور وحدة، وبالتالي فإن المتغيرات غير ثابتة. ويمكن توضيح هذه النتائج في الرسم البياني الجذر وحدة على النحو التالي: الشكل 1: وحدة الرسم البياني الجذر منذ واحدة من النقاط الزرقاء تلمس الدائرة، يمكننا أن نخلص إلى أن المتغيرات غير ثابتة. وستكون الخطوة التالية هي تحديد الفارق الأمثل. ويحتوي الجدول أدناه على هيكل التأخر البالغ 20 و 60 و 100 و 140 ملاحظة. ويتم الحصول على الفارق الأمثل عندما يكون لمعيار أكايك قيمة دنيا. معيار أكايك المعلومات هو المناسب لهذا التحليل منذ حجم وافرة صغيرة جدا. أكايك معيار المعلومات ل فيسم مع تأخر 2 إلى تأخر 10 عدد من الملاحظات الجدول 2: أكايك معايير المعلومات من الجدول أعلاه، مقارنة معايير المعلومات تبين أن فار (1، 2) يعطي أصغر معايير المعلومات لجميع فئات مختلفة من الملاحظات و لذلك هو أفضل تقدير خطي غير منحازة. وبالنسبة إلى 20 ملاحظة، لم يكن ممكنا الحصول إلا على القيمة المعرضة للخطر (1، 2) لأنها حجم عينة صغير جدا. وفيما يلي تحليل التكامل المشترك للمتغيرات. باستخدام نهج يوهانسن فيمل لاختبار التكامل المشترك، وهناك نوعان من نتائج الاختبارات الأساسية. الحد الأقصى-إيجنفالو واختبار التتبع كما هو موضح سابقا في هذه الورقة. يتم عرض نتائج هذا الاختبار أدناه باستخدام قاعدة قرار فرضية معينة: H0: R0 H1: Rgt0Rgt0 H0: 0R1 H1: Rgt1 H0: 0R2 H1: Rgt2Rgt2. حيث R يمثل الرتبة وهو أقل من 3. اختبار التكامل المشترك - يوهانسن فيمل لمدة 20 ملاحظات الجدول 3: غير محدود تقييد ترتيب التكامل (تتبع) الفرضية عدد من سي (s) نتائج اختبار التتبع يدل على أن هناك 3 المشاركة في دمج المعادلات على المستوى 5 الجدول 4: اختبار الرتل المشترك غير المقيد (الحد الأقصى للقيمة الذاتية) الفرضية عدد سي (s) تظهر نتائج اختبار ماكس-إيجنفالو وجود معادلة تكامل مشتركة عند المستوى 5. اختبار التكامل المشترك - يوهانسن فيمل ل 60 ملاحظات الجدول 5: اختبار الرتب المشترك غير المقيد (التتبع) المفترض عدد سي (s) نتائج اختبار التتبع تبين أنه لا توجد معادلات مشتركة في التكامل على مستوى 5 الجدول 6: ترتيب التكامل المشترك غير المقيد Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized No. of CE(s) Max-eigenvalue test results shows that there exist no co-integrating equation at the 5 level. Co-integration test - Johansen FIML for 100 observations Table 7: Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized No. of CE(s) Trace test results shows that there exist no co-integrating equations at the 5 level Table 8: Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized No. of CE(s) Max-eigenvalue test results shows that there exist no co-integrating equation at the 5 level. Co-integration test - Johansen FIML for 192 observations Table 9: Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized No. of CE(s) Trace test results shows that there exist 1 co-integrating equations at the 5 level Table 10: Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized No. of CE(s) Max-eigenvalue test results shows that there exist 1 co-integrating equation at the 5 level. The above tables 3-10 shows the co-integration results of the recursive test. The trace and max-eigenvalue test for 20 observations shows conflicting results, this may be due the small sample size or unidentified structural breaks in the co-integration system. We rely on the result of the max-eigenvalue test, because the trace test may be assumed to be weaker as it is prone to false rejection due to data issues. Thus we adopt the result of the max-eigenvalue test, which indicates that there exists one co-integration relationship in the vector variables. In the case of 60, 100 and 140 observations, the co-integration test results both for the trace and max-eigenvalue test indicates that they exist no co-integration relationship among the vector variables. Rangvid (2001) in his similar analysis recognized this when he stated that quot. until approximately 1982, the indications of increased convergence between the major European stock markets are not clear cutquot. As the observation is increased to 192, the co-integration results shows that there exist one co-integration for both the trace and max-eigenvalue test, this indication is confirmed by Rangvid (2001), he noted that it was after 1982 that there seem to be signs of an increasing convergence between the markets, in his analysis the max-eigenvalue became significantly large and exceeded the critical value. He also noted that this was the period when capital restrictions were lifted all over the European area. According to Pascual (2003) the co-integration test shows no significant evidence of variation in the integration of the analyzed European markets. However, due to the increasing speed of adjustment coefficient between 1965-1986 it is suggested that it indicates an evidence of increasing integration for the French market. The cointegration graphs are presented below: Conclusions From the above analysis the results from the paper by Pascual (2003) were compared following the Johansen co-integration test and it was observed that before approximately 1982 there exists weak signs of integration between the selected European stock markets, but after 1982 the tendency for the market to be driven by the same common stochastic trend is observed. Therefore in 2010, the co-integration result of the trace and max-eigenvalue test confirmed the previous observation as they both indicated that there exists 1 co-integration relationship in the variables. However, Pascual (2003) suggested an alternative to measure convergence due to the fact that using the Johansen test with a recursive approach may provide misleading results, as the increasing value of the trace statistics may be interpreted as an increase of co-integration, which in fact may be the due to the corresponding power of the Johansen test as the observations increases from 20 to 192. He suggests that a more intuitive measure of integration between the stock market could be done by estimating the time-path followed by the coefficients of the error correction term (ECT), since the coefficient of the ECT reflects the speed of adjustment to fluctuations from the long run equilibrium, it can be assumed that the higher the values of the coefficient, the higher the degree of stock market co-integration. References Brooks, C. (2008). Introductory Econometrics for Finance. 2nd Ed. Cambridge University Press, pp. 292-326. Corhay, A. A. Rad, T. Urbain, J. 1993. Common stochastic trends in European stock markets. Economics Letters 42,385-390 Engle, R. F. and Granger, C. W. J. (1987). Co-Integration and Error Correction: Representation, Estimation, and Testing. Econometrica, Vol. 55, No. 2 (Mar. 1987), pp. 251-276 Fraser, P. and Oyefeso, O. (2005). US, UK and European Stock Market Integration. Journal of Business and Accounting. Volume 32, Issue 1-2, pp. 161-181. Granger, C. W.J (1981). Some Properties of Time Series Data and their use in Econometric Model Specification. University of California at San Diego, La Jolla, CA 92093, USA Ioannidis C. Peel, D. A. Matthews, K. P.G. (2006). Expected stock returns, aggregate consumption and wealth: Some further empirical evidence. Journal of Macroeconomics. Volume 28, Issue 2, Pages 439-445 Johansen, S. (1988). Statistical analysis of cointegration vectors. Journal of Economic Dynamics and Control, 12, 231-254. Johansen, S. and Juselius, K. (1990). Maximum likelihood estimation and inference on cointegration-With application to the demand for money. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 52, 169-210. Karolyi G. A. and Stulz, R. M. (1996). Why Do Markets Move Together An Investigation of U. S.-Japan Stock Return Comovements. The Journal of Finance, Vol. 51, No. 3, pp. 951-986 Kasa, K. 1992. Common stochastic trends in international stock markets. Journal of Monetary Economics 29, 95-124. Lettau, M. and Ludvigson, S. (2001). Consumption, Aggregate Wealth, and Expected Stock Returns. The Journal of Finance, Vol. LVI, No. 3 Pascual, A. G. (2003). Assessing European stock markets (co)integration. Economics Letters 78, 197-203. Pukthuanthong, K. And Roll, R. (2009). Global market integration: An alternative measure and its application. Journal of Financial Economics. Volume 94, Issue 2, November 2009, Pages 214-232 Rangvid, J. 2001. Increasing convergence among European stock markets A recursive common stochastic trends analysis. Economics Letters 71, 383-389. Sims, C. A. (1980). Macroeconomics and Reality. Econometrica, Vol. 48, No. 1, pp. 1-48. Syriopoulos, T. 2004. International Portfolio Diversification to Central European Stock Markets. Applied Financial Economics. المجلد. 14. Pp 1253-1268. Taylor, M. P. and I. Tonks (1989). The Internationalization of Stock Markets and the Abolition of U. K Exchange Control. Review of Economics and Statistics, Vol. 71, pp. 332-36. Williams, J. (2011). Empirical Methods in Finance-Lecture Notes, University of Aberdeen. Xu, F. (2005). Does ConsumptionWealth Ratio Signal Stock Returns VECM Results for Germany. Economics Bulletin, Vol. 3, No. 30 pp. 113 Yang, J. Min, I. and Li, Q. (2003). European Stock Market Integration: Does EMU Matter Journal of Business Finance amp Accounting, 30(9) amp (10). References and further reading may be available for this article. To view references and further reading you must purchase this article. Essay Writing Service Fully referenced, delivered on time, Essay Writing Service. خدمة كتابة الواجبات كل ما نقوم به هو التركيز على كتابة أفضل مهمة ممكنة لمتطلباتك بالضبط وضع علامة على خدمة لدينا خدمة علامات سوف تساعدك على اختيار مجالات عملك التي تحتاج إلى تحسين. حر أبا ريفيرنسينغ أب إنشاء مرجع 6 أبا الخاص بك بسرعة وسهولة ومجانا أداة هارفارد المرجعية مجانا لدينا مجانا على الانترنت هارفارد أداة مرجعية يجعل الرجوع السهل. فري فانكوفر ريفيرنسيون تول الحصول على المساعدة مع المرجعية فانكوفر الخاص بك مع شركائنا في أداة مجانية على الانترنت. FREE Study Guides Everything you need to know during your studies Place an order now Our experts are waiting to help you with your essay Our experts can help you with your essay question Request Removal If you are the original writer of this essay and no longer wish to have the essay published on the UK Essays website then please click on the link below to request removal: More from UK Essays Invest in your future today Copyright copy 2003 - 2017 - UK Essays is a trading name of All Answers Ltd, a company registered in England and Wales. تسجيل الشركة رقم: 4964706. ضريبة القيمة المضافة رقم التسجيل: 842417633. مسجل بيانات مسجل رقم: Z1821391. مكتب مسجل: فينشر البيت، شارع الصليب، أرنولد، نوتنغهام، نوتنغهامزير، NG5 7PJ.