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Nationale Spar- und Investitionsquote

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Part of the Wirtschaftswissenschaftliche Beiträge book series (WIRTSCH.BEITR., volume 163)

Zusammenfassung

Eine Arbeit von Feldstein und Horioka (Feldstein, 1983; Feldstein und Horioka, 1980) bildet den Ausgangspunkt zu diesem Kapitel. Dieser Ansatz wurde zu Beginn der achtziger Jahre zur Messung der Integration von Kapitalmärkten vorgeschlagen und sorgte umgehend für einige Kontroversen, wobei die gute Verständlichkeit der Arbeit dazu beigetragen haben mag, dass der Ansatz oft kritisiert wurde. Wir werden in diesem Kapitel auf die wesentlichen Kritikpunkte eingehen;es sei aber bereits an dieser Stelle gesagt, dass immer wieder Autoren auf diese Methode zur Messung der Integration der Kapitalmärkte zurückkamen, obwohl sie oft für untauglich gehalten wurde. Insbesondere werden die widersprüchlichen Feststellungen von Feldstein und Horioka heute als stilisierte Fakten dargestellt, so dass in gewissen Arbeiten auch vom Feldstein-Horioka-Puzzle gesprochen wird. Wir werden sehen, dass sich die Methoden im Laufe der Jahre zwar verfeinert haben, dennoch wurde der Ansatz nicht wesentlich verändert.

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Literature

  1. 115.
    Obwohl diese Bilanzposition in der Schweiz zwar nicht vernachlässigbar klein ist, spielt sie in diesem Kontext keine entscheidende Rolle.Google Scholar
  2. 116.
    Die Kapitalertragsbilanz die Schweiz ist traditionellerweise positiv, darum kann der Term T addiert werden; bei negativer Bilanz würde er entsprechedend subtrahiert.Google Scholar
  3. 117.
    Es waren dies Australien, Belgien, Dänemark, Deutschland, Finnland, Griechenland, Grossbritannien, Irland, Italien, Japan, Kanada, Neuseeland, Niederlande, Österreich, Schweden und die Vereinigten Staaten.Google Scholar
  4. 120.
    In diesem Zusammenhang sind die Arbeiten von Bayoumi (1990), Obstfeld (1994), Summers (1988), Taylor (1994) sowie Tesar (1991) zu erwähnen.Google Scholar
  5. 191.
    Das Resultat und die daraus abgeleitete Kritik von Obstfeld (1986) wurde bereits im vorangehenden Abschnitt besprochen.Google Scholar
  6. 122.
    Aber nicht im Sinne zusätzlicher erklärender Variablen auf der rechten Seite der Gleichung (4.5), wie das bei Obstfeld (1986) und Bayoumi (1990) der Fall war.Google Scholar
  7. 123.
    Es wurden die Daten aus Argentinien, Australien, Dänemark, Deutschland, Frankreich, Italien, Japan, Kanada, Norwegen, Schweden, USA und Grossbritannien untersucht.Google Scholar
  8. 124.
    Diese Annahme ist durchaus plausibel; man denke nur an die Definition von Aliber (1973, S. 1453), wonach das politische Risiko das Risiko potentieller zukünftiger Kapitalverkehrskontrollen darstellt (vgl. S, 29). Investiert man in eine langfristige Anlage, dann ist es schwieriger, die Wahrscheinlichkeit potentieller zukünftiger Kapitalverkehrskontrollen abzuschätzen als bei kurzfristigen Anlagen.Google Scholar
  9. 125.
    Der Beweis wird hier nur skizziert, nach dem dieser im Originalaufsatz von Kremers et. al. über mehrere Seiten geführt wird (vgl. Kremers et. al. 1992, S. 331ff.): Resultiert aus der Schätzung von (4.6) (math) dann ist Gleichung (4.12) die angemessene Schätzgleichung, sofern, wie oben bereits erwähnt, die Zeitreihen nicht kointegriert sind. Die Differenzbildung von (4.6) wäre hingegen bei kointegrierten Variablen mit Gleichung (2.108) fehlspezifiziert, da in diesem Fall ein Fehlerkorrekturmodell angemessen ist. Das heisst, dass bei der Schätzung von γ FK verschieden von Null die beiden Variablen, die den Fehlerkorrekturparamter bestimmen, kointegriert sein müssen. Die Feststellung der Kointegration zwischen zwei Variablen mit der Hilfe des Fehlerkorrekturmodells ist aber nur dann angemessen, wenn die kointegrierten Variablen lediglich in der betrachteten Gleichung auftauchen, aber nicht in weiteren Beziehungen anzutreffen sind. Diese Einschränkung hat auf die Schätzung im vorliegenden Fall keinen Einfluss, da die möglicherweise kointegrierten Variablen, wie vorgesehen, nur im Fehlerkorrekturmodell auftauchen. Allgemein gesprochen, stellt diese Schätzstrategie also lediglich einen Spezialfall der Schätzstrategie nach Johansen dar (Kremers et. al. S. 336).Google Scholar
  10. 126.
    Die Arbeit von Taylor (1996) enthält eine interessante Feststellung im Jahrhundertvergleich. Wie nämlich bereits in älteren Untersuchungen festgestellt worden war (Bayoumi, 1990; Zevin, 1992), bestätigte Taylor mit einer Schätzung im Querschnittansatz (4.7), dass die höchste, je gemessene Kapitalmobilität um die Jahrhundertwende (während des Goldstandards) bestand. Die Kapitalmobilität nahm erwartungsgemäss in den beiden Weltkriegen ab und in der Zwischenkriegszeit wie in der Nachkriegszeit des zweiten Weltkriegs wieder zu, sie erreichte aber nie mehr den niederen Korrelationsgrad, der für β QS zu Beginn des Jahrhunderts gemessen wurde.Google Scholar
  11. 127.
    Mit der Ausnahme von Argentinien, Australien, Dänemark und der Vereinigten Staaten.Google Scholar
  12. 128.
    Wobei bei Erstinvestitionen angenommen wird, dass es sich um Investitionen handelt, bei welchen keine asymmetrischen Informationen zwischen in- und ausländischen Anlegern bestehen.Google Scholar
  13. 129.
    Feldstein (1983) spricht von einer Verzerrung des Schätzer in (4.6) gegen Eins.Google Scholar
  14. 130.
    Hier ist der Strukturbruch, welcher durch die Wende erfolgte, klar ersichtlich.Google Scholar
  15. 131.
    Diese Vorschriften führten dazu, dass die ausländischen Investoren dazu übergingen, Banknoten zu horten (Ettlin, 1989).Google Scholar
  16. 133.
    Der Beweis, dass zwei Variablen kointegriert sind, wenn im Fehlerkorrekturmodell der Fehlerkorrekturparameter verschieden von Null ist, wurde in Fussnote 111 skizziert.Google Scholar
  17. 134.
    Indem die Dickey-Fuller-Statistik für die ersten Differenzen diese Reihen gebildet wurden.Google Scholar

Copyright information

© Physica-Verlag Heidelberg 1998

Authors and Affiliations

  1. 1.Wirtschaftswissenschaftliches InstitutUniversität ZürichZürichSchweiz

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