سرمایه گذاری مستقیم خارجی و توسعه بازار سهام در نپال

هدف از این مقاله بررسی تأثیر سرمایه گذاری مستقیم خارجی (FDI) بر توسعه بورس سهام در نپال است.

طراحی/روش شناسی/رویکرد

در این مطالعه از روش ادغام یوهانسن برای تعیین رابطه طولانی مدت و آزمون علیت Granger Vec استفاده شده است تا روابط علی بین متغیرها را بررسی کند. این نمونه داده های سری زمانی سالانه را برای دوره 1996-2020 پوشش داده است.

یافته ها

نتایج حاکی از آن است که FDI نقش مثبتی در توسعه بازار سهام در طولانی مدت دارد اما به طور معکوس در کوتاه مدت تأثیر می گذارد. علیت یک طرفه که از FDI به توسعه بازار سهام می رسد ، در مدت زمان طولانی و دو طرفه در کوتاه مدت مشاهده می شود. یک رابطه مثبت ناچیز بین نرخ ارز و FDI در کوتاه مدت وجود دارد. توسعه بخش بانکی توسعه بازار سهام را در کوتاه مدت تکمیل می کند اما به عنوان جایگزینی در طولانی مدت عمل می کند. از نظر آماری منفی نرخ ارز حاکی از آن است که قدردانی از ارز خانه ، توسعه بازار سهام را در دراز مدت تشویق می کند.

اصالت/ارزش

ضرایب مثبت و آماری نتایج ادغام نشان می دهد که FDI توسعه بازار سهام در نپال را در طولانی مدت تکمیل می کند. علاوه بر این ، استهلاک ارز داخلی ممکن است به طور بالقوه به سرمایه گذاری های مستقیم خارجی در نپال کمک کند.

کلید واژه ها

استناد

ناشر

انتشارات زمرد محدود

کپی رایت © 2022 ، Keshab Khatri Chettri ، Jeevan Kumar Bhattarai و Ramji Gautam

مجوز

منتشر شده در مجله اقتصاد و بانکداری آسیا. منتشر شده توسط انتشارات زمرد محدود. این مقاله تحت مجوز Creative Commons Attribution (CC با 4. 0) منتشر شده است. هر کسی ممکن است آثار این مقاله (برای اهداف تجاری و غیر تجاری) را تولید کند ، توزیع ، ترجمه کند و ایجاد کند. شرایط کامل این مجوز ممکن است در http://creativeecommons.org/licences/by/4. 0/legalcode مشاهده شود.

1. معرفی

اهداف اصلی توسعه در هر اقتصاد کاهش فقر و بهبود استاندارد زندگی افراد است که از طریق سرمایه گذاری و رشد اقتصادی پایدار امکان پذیر است. با این حال ، در پس زمینه محدودیت منابع ، کشورهای حداقل توسعه یافته مانند نپال نمی توانند به خودی خود به این اهداف برسند (Majagaiya and Gu ، 2010). این امر کشورهای فقیر را برای کشف و جذب کمک های خارجی و سرمایه گذاری ها ملزم می کند. کمک های خارجی یک فناوری انتقال جهانی برای کاهش فقر است (Toye ، 2007) در حالی که سرمایه گذاری مستقیم خارجی (FDI) یکی از منابع اصلی تأمین مالی خارجی برای کشورهای نوظهور است که در انتقال فناوری نیز نقش دارد ، فرصت های شغلی را ایجاد می کند ، صادرات و کاهش می یابدوابستگی واردات منجر به رشد کلی اقتصادی (د ملو ، 1999). اقتصاددانان استدلال می کنند که استراتژی های توسعه بیرونی گرا به احتمال زیاد رشد اقتصادی بالاتری را در یک کشور نسبت به متمرکز داخلی به همراه دارد که بیشتر اهمیت FDI را طنین انداز می کند (Sethi and Soharita ، 2010). ورود FDI به کشورهای فقیر ، توسعه صنعتی را تقویت می کند که منجر به رشد اقتصادی و توسعه اقتصادی می شود (Bista ، 2005).

FDI به عنوان سرمایه خارجی جنبه ای در حال ظهور منابع سرمایه در اقتصاد جهانی است. عامل تقویت رشد در توسعه و همچنین کشورهای توسعه یافته (Te Velde ، 2006) ، FDI از کشورهای خارجی ، سرمایه گذاری های داخلی در اقتصادها با سرمایه کمیاب را تکمیل و تشویق می کند (کریستینا و لویو ، 2017). در سالهای بعدی آزادسازی مالی از اواسط دهه 1980 ، ورود FDI در نپال نسبتاً ثابت اما ناچیز بود. با این حال ، اعلام قانون انتقال سرمایه گذاری و فناوری سرمایه گذاری خارجی نپال (NFITTA) در سال 1992 و بر اساس آن قوانین و مقررات تجدید نظر شده در سال 1996 با سیاست های باز و لیبرال مطابقت داشت ، راه را برای FDI های سازمان یافته بهتر در نپال هموار کرد (Phuyal and Sunuwar ،2018). نپال پس از عضویت در سازمان تجارت جهانی (WTO) در سال 2004 ، سیاست های اقتصاد و آزادسازی خود را در مورد FDI افتتاح کرد. اعضای توافق نامه تجاری ترجیحی آسیای جنوبی (SAPTA) و ابتکار خلیج بنگال برای فنی چند بخشی ومنطقه تجارت بدون همکاری اقتصادی (BIMSTEC-FTA) ، نپال فرصت های کافی برای جذب FDI برای تقویت رشد اقتصادی پایدار دارد. شتاب ملموس در ورود FDI به نپال در دهه 1990 اتفاق افتاد که در سال 1997 به 28 میلیون دلار رسید که در سال 2020 به 166 میلیون دلار افزایش یافته است. جریان FDI در مقایسه با سایر کشورهای کم توسعه یافته که در آن میانگین FDI برای میانمار 1705 میلیون دلار و 1911 میلیون دلار برای اتیوپی در طول سال های 2018 و 2020 بسیار کم است (UNCTAD ، 2022). در زمینه میانگین FDI 1705 میلیون دلار برای میانمار و 1911 میلیون دلار برای اتیوپی در طول سال های 2018 و 2020 (UNCTAD ، 2022) ، ورود FDI در نپال با توجهمنابع طبیعی فراوان و موارد دیگر که به طور مستقیم بر اقتصاد نپال تأثیر می گذارد.

طی دو دهه گذشته ، بورس اوراق بهادار به عنوان یک کانال قابل توجه برای افزایش و بسیج سرمایه بلند مدت در کشورهای در حال توسعه (سو دین و همکاران ، 2017) که در نهایت به رشد اقتصادی طولانی مدت کمک می کند ، افزایش یافته است. به همین ترتیب جنبه های مثبت FDI به یک کشور میزبان باید در توسعه بازار سهام آن منعکس شود (یارتی ، 2008) زیرا بازار سهام به نظر می رسد که قدرت و سلامت یک اقتصاد را منعکس می کند (رمادی ، 2013). به طور رسمی در سال 1994 کف معاملات خود را باز می کند ، بورس اوراق بهادار نپال (NEPSE) نسبت به سایر بازارهای بین المللی سهام بسیار جوان است. اگرچه در مراحل اولیه خود ، توجه دولت و ذینفعان مربوطه را به خود جلب نکرد. با این حال ، طی چند دهه گذشته ، بازار سرمایه نپال شروع به ایجاد خود به عنوان یک خیابان تجاری جذاب برای سرمایه گذاران کوچک ، بزرگ و نهادی کرد. با سرمایه گذاری در بازار حدود 200 میلیون دلار در سال 1996 ، بازار سهام نپال با سرمایه گذاری در بازار حدود 15 میلیارد دلار در سال 2020 به طور پیوسته رشد کرده است.

تعداد زیادی از مطالعات ، پیوند بین FDI و توسعه بازار سهام را مورد بررسی قرار داده اند (آل ساممن و جمیل ، 2018 ؛ رازا و همکاران ، 2015 ؛ رازا و جوید ، 2014 ؛ عبدال مالک و امجاد ، 2013 ؛ جفوس ، 2005 ؛ کلسنس و همکاران ،2001) و یافته های آنها اهمیت FDI را در توسعه بازار سهام به شدت تقویت کرده است. به نظر می رسد ادبیات موجود در مورد کشورهای کم توسعه یافته ساکت است زیرا بیشتر مطالعات در اقتصادهای در حال توسعه و توسعه یافته انجام می شود. نپال تاکنون نتوانسته است جامعه تحقیقاتی بین المللی گسترده ای را به خود جلب کند که مانع در دسترس بودن ادبیات خوب در زمینه توسعه بازار FDI-سهام و مطالعات موجود است (Phuyal and Sunuwar ، 2018 ؛ Yan and Majagaiya ، 2011 ؛ Majagaiya and Gu ، 2010 ؛Bista ، 2005) که در نپال انجام شده است ، بیشتر به رابطه بین FDI و رشد اقتصادی متمرکز شده است که تأثیر FDI را بر رشد همه به جز یان و ماگاگیا (2011) کشف می کند که دریافتند FDI به اندازه کافی تولید ناخالص داخلی را توصیف نمی کند. همانطور که در بخش قبلی در مورد بازار سهام بازتاب دهنده سلامت اقتصادی بحث شده است ، جالب است بدانید که آیا تأثیر ورود FDI در اقتصاد نپال در واقع در توسعه بازار سهام منعکس شده است.

علی رغم اینکه یکی از اقتصادهای آزاد شده در جنوب آسیا است ، نپال نتوانسته است رشد مورد انتظار را به تصویر بکشد و جریان FDI نسبتاً کم است. مطالعات تجربی ثابت کرده است که بازار سهام کشورهای میزبان از طریق اصلاحات نهادی و نظارتی ، لیست الزامات ، افشای و شیوه های معاملاتی منصفانه ، پایه و اساس محکمی را برای جذب FDI فراهم می کند (Yartey ، 2008). در این زمینه ، تحقیقات دقیق تر از FDI و توسعه بازار سهام نه تنها از نظر سیاست بلکه برای کمک به ادبیات موجود در کشورهای کم توسعه یافته بسیار مهم است. مطالعه حاضر با بسیاری از مطالعات دیگر کاملاً متفاوت است زیرا همچنین رابطه بین FDI و نرخ ارز را بررسی می کند تا تأثیر خطر ارز بر FDI را نشان دهد.

این مطالعه با هدف بررسی اثربخشی FDI در تقویت بسیج سرمایه از طریق بورس سهام ، این مطالعه با هدف تعیین رابطه بین FDI و توسعه بازار سهام در نپال انجام می شود. پس از معرفی ، بقیه مقاله به شرح زیر سازماندهی شده است: بخش 2 بررسی مختصر ادبیات را تشریح می کند. بخش 3 داده ها و روش ها را به دنبال یافته ها و بحث های تجربی در بخش 4 معرفی می کند. بخش 5 مقاله را با توصیه ها و پیشنهادات نتیجه می گیرد.

2. بررسی ادبیات

FDI یک سرمایه گذاری مرزی است که در آن ساکن یک اقتصاد دارای تأثیر یا کنترل قابل توجهی در مدیریت شرکت در اقتصاد دیگری با حداقل 10 ٪ مالکیت است (OECD ، 2009). بازار سهام یک وسیله مؤثر در به تصویر کشیدن فعالیت های اقتصادی است که FDI را نیز در بر می گیرد ، رابطه بین FDI و توسعه بازار سهام را می توان از طریق دو دیدگاه واگرا درک کرد. اول ، رابطه منفی بین FDI و توسعه بازار سهام به مشاهدات Hausmann و Feandez-Arias (2000a ، B) پایبند است که FDI در کشورهای توسعه نیافته و نهادی از نظر مالی بزرگتر است. به دلیل ضعیف در بازار بدهی و حقوق صاحبان سهام ، FDI به یک جایگزین جذاب برای شرکت ها تبدیل می شود. مطابق با این دیدگاه ، Raza و Jawaid (2014) با استفاده از رویکرد آزمایش مرزهای ARDL برای 18 کشور آسیایی در طی دوره 2000-2010 ، مشاهده کردند که FDI تأثیر طولانی و کوتاه مدت منفی قابل توجهی در توسعه بورس سهام دارد که توسط سرمایه گذاری در بازار وجود دارد. مطالعه اخیر توسط HO (2019) در مالزی در دوره 1981-2015 رابطه منفی FDI و سرمایه گذاری در بازار سهام را هم در طولانی و هم کوتاه مشاهده کرد.

دیدگاه دوم که FDI رابطه مثبت با بازار سرمایه را حفظ می کند ، توسط Claessens و همکاران ارسال شد.(2001) که استدلال می کند که سرمایه گذاران خارجی کشور را با موسسات صوتی ترجیح می دهند زیرا برخی از آنها ممکن است سرمایه گذاری پروژه های سرمایه گذاری را با سهام خارجی ترجیح دهند که در نهایت ممکن است نقدینگی بازار سهام را افزایش دهد. جفوس (2005) تأثیر مثبت قابل توجهی از FDI در توسعه بورس در چهار کشور آمریکای لاتین را در طی سالهای 1988-2002 مشاهده کرد. عبدال مالک و امجاد (2013) نقش مثبت FDI را برای ترویج توسعه بازار سهام در پاکستان با استفاده از ادغام یوهانسن در دوره 1985-1011 نشان دادند. رازا و همکاران.(2015) داده های سری زمانی سالانه پاکستان را برای دوره 1976-1011 با استفاده از تکنیک آزمایش مرزهای ARDL تجزیه و تحلیل کرد و تأثیر مثبت FDI را در سرمایه گذاری در بورس سهام هم در کوتاه و هم در دراز مدت نشان داد. آل ساممن و جمیل (2018) تأثیر FDI را در توسعه بورس سهام شش کشور شورای همکاری خلیج فارس بررسی کردند و رابطه طولانی مدت قابل توجهی و تأثیر کوتاه مدت مثبت را مشاهده کردند. Olokoyo و همکاران.(2020) تأثیر جریان سرمایه خارجی در سرمایه گذاری در بازار سهام در نیجریه را پوشش داد که دوره 1981 و 2018 را پوشش می دهد. با استفاده از تجزیه و تحلیل مدل تصحیح خطای بردار (VECM) ، نتایج نشان داد که جریان سرمایه خارجی عملکرد بازار سهام را در طولانی مدت بهبود می بخشد. و همچنین در کوتاه مدت.

روابط مثبت قابل توجهی در ادبیات بین نرخ ارز و توسعه بازار سهام تأیید شده است (Dube and Shoko ، 2020 ؛ Ho and Odhiambo ، 2018 ؛ Muktadir-Al-Mukit ، 2012). تأثیر منفی نرخ ارز در توسعه بازار سهام نیز به طور گسترده ای مشخص شده است (عبدال مالک و امجاد ، 2013 ؛ جاوید و اختر ، 2012). نپال از نظر مواد اولیه و محصولات نهایی یک کشور مستقر در واردات است و استهلاک در پول خانه به دلیل کالاهای وارداتی گران قیمت منجر به بخش عظیمی از پرواز سرمایه از کشور می شود و سرانجام ، کاهش سود سهام از واردات شرکت ها. بنابراین ادبیات تجربی روابط متفاوتی بین نرخ ارز و بازار سهام نشان می دهد. ریسک ارز برای سرمایه گذاران خارجی نیز مهم است (عبدال مالک و امجاد ، 2013) از آنجا که استهلاک ارز میزبان احتمالاً باعث افزایش جریان FDI خواهد شد زیرا چشم انداز افزایش ثروت نسبی سرمایه گذاران خارجی وجود دارد (تاکاگی و شی ، 2011).

با توجه به مطالعات تجربی فوق ، می توان مشاهده کرد که شواهد مختلط در مورد تأثیر FDI در توسعه بازار سهام وجود دارد. علاوه بر این ، مطالعات انجام شده در نپال به تازگی رشد اقتصادی اقتصادی FDI را بررسی کرده است که به این تحقیق اجازه می دهد تا با بررسی تأثیر FDI در توسعه بازار سهام نپال ، شکاف در ادبیات را پر کند. فرضیه های زیر بر اساس ادبیات موجود برای تجزیه و تحلیل تجربی این مطالعه تهیه شده است:

بین FDI و توسعه بازار سهام در نپال رابطه مثبت وجود دارد.

رابطه منفی بین نرخ ارز (NRS/USD) و توسعه بازار سهام در نپال وجود دارد.

بین FDI و نرخ ارز در نپال رابطه مثبت وجود دارد.

3. داده ها ، مدل و روش شناسی

3. 1 داده ها < Pan> با توجه به مطالعات تجربی فوق ، می توان مشاهده کرد که شواهد مختلط در مورد تأثیر FDI در توسعه بازار سهام وجود دارد. علاوه بر این ، مطالعات انجام شده در نپال به تازگی رشد اقتصادی اقتصادی FDI را بررسی کرده است که به این تحقیق اجازه می دهد تا با بررسی تأثیر FDI در توسعه بازار سهام نپال ، شکاف در ادبیات را پر کند. فرضیه های زیر بر اساس ادبیات موجود برای تجزیه و تحلیل تجربی این مطالعه تهیه شده است:

بین FDI و توسعه بازار سهام در نپال رابطه مثبت وجود دارد.

رابطه منفی بین نرخ ارز (NRS/USD) و توسعه بازار سهام در نپال وجود دارد.

بین FDI و نرخ ارز در نپال رابطه مثبت وجود دارد.

3. داده ها ، مدل و روش شناسی

3. 1 DATAIN چراغ مطالعات تجربی فوق ، می توان مشاهده کرد که شواهد مختلط در مورد تأثیر FDI در توسعه بازار سهام وجود دارد. علاوه بر این ، مطالعات انجام شده در نپال به تازگی رشد اقتصادی اقتصادی FDI را بررسی کرده است که به این تحقیق اجازه می دهد تا با بررسی تأثیر FDI در توسعه بازار سهام نپال ، شکاف در ادبیات را پر کند. فرضیه های زیر بر اساس ادبیات موجود برای تجزیه و تحلیل تجربی این مطالعه تهیه شده است:

بین FDI و توسعه بازار سهام در نپال رابطه مثبت وجود دارد.

رابطه منفی بین نرخ ارز (NRS/USD) و توسعه بازار سهام در نپال وجود دارد._{بین FDI و نرخ ارز در نپال رابطه مثبت وجود دارد.}3. داده ها ، مدل و روش شناسی_{3. 1 داده}>این مطالعه از داده های سری زمانی نپال از سال 1996 تا 2020 استفاده می کند که از موضوعات مختلف بولتن اقتصادی بانک نپال Rastra ، بانک مرکزی نپال به دست می آید. اگرچه این کشور در سه ماهه آخر سال مالی (آوریل-ژوئن ، 2020) در مدت زمان های مختلف در مدت زمان های متعدد وارد شد ، اما بازار سهام در حال روشن بود و شوک عظیم همه گیر Covid-19 در درجه اول در سال مالی 2020/2021 احساس شد. به این ترتیب ، ترکیب داده ها برای سال مالی 2019/2020 ممکن است تأثیر کمتری در تجزیه و تحلیل داشته باشد. سرمایه گذاری در بازار سهام به عنوان درصدی از تولید ناخالص داخلی به عنوان معیاری برای توسعه بازار سهام استفاده می شود (هو ، 2019 ؛ رازا و یاوید ، 2014). این پروکسی اندازه بازار سهام را اندازه گیری می کند و شاخص خوبی برای بازتاب توانایی بازار سهام در بسیج سرمایه و تنوع ریسک است (Demirguc-Kunt and Levine ، 1996). FDI نشانگر مبلغ سرمایه سهام ، سرمایه گذاری مجدد درآمد به همراه سایر سرمایه های کوتاه مدت و بلند مدت است که در تراز پرداخت منعکس شده است. پس از ادبیات تجربی ، این مطالعه از جریان خالص FDI به عنوان درصد تولید ناخالص داخلی به پروکسی FDI استفاده کرد (هو ، 2019 ؛ آل ساممن و جمیل ، 2018). از نرخ ارز مستقیم اسمی (NRS به دلار آمریکا) در مطالعه استفاده می شود (عبدال مالک و امجاد ، 2013) و به منظور بررسی رابطه بین FDI و توسعه بازار سهام ، این مطالعه همچنین شامل سه متغیر کنترل در مدل اساسی است. در ادبیات به عنوان تعیین کننده های احتمالی توسعه بورس اوراق بهادار که تورم برای اندازه گیری ثبات کلان اقتصادی است (هو ، 2019 ؛ اولوکوویو و همکاران ، 2020) ، نرخ بهره (Ouma and Muriu ، 2014) و اعتبار داخلی به بخش خصوصی برای اندازه گیری تواناییسیستم مالی در کانال دار کردن پس انداز به سرمایه گذاری (هو ، 2019). تمام متغیرها به جز مطالعه توصیفی به صورت لگاریتمی استفاده می شوند. مقادیر منفی در FDI با استفاده از تحول log (x+1) تنظیم می شوند._{3. 2 مشخصات و روش مدل}3. داده ها ، مدل و روش شناسی_{l n s m d t = f (l n f d i t ، l n e x r t ، l n i n f t ، l n i n t t ، l n b a n k t) + ε tr}3. داده ها ، مدل و روش شناسی_. <0 where, SMD _{انتظار پیشینی روابط به گونه ای است که δ}1 ،_{انتظار پیشینی روابط به گونه ای است که δ}5_{انتظار پیشینی روابط به گونه ای است که δ}2_{انتظار پیشینی روابط به گونه ای است که δ}3_{انتظار پیشینی روابط به گونه ای است که δ}4_{انتظار پیشینی روابط به گونه ای است که δ}سرمایه گذاری در بازار به عنوان سهمی از تولید ناخالص داخلی برای اندازه گیری توسعه بازار سهام در زمان T ، FDI است_{انتظار پیشینی روابط به گونه ای است که δ}FDI خالص به عنوان سهمی از تولید ناخالص داخلی در زمان t ، inf است

حرف

آیا درصد تغییر در شاخص قیمت مصرف کننده برای اندازه گیری تورم در زمان t ، exr است

حرف<0 for stationarity in the model given below:

نرخ ارز مستقیم روپیه های نپالی به دلار آمریکا در زمان t ، int است

حرف

نرخ بهره کوتاه مدت است که توسط لایحه خزانه داری 91 روزه ، بانک اندازه گیری می شود

حرف

اعتبار داخلی به بخش خصوصی به عنوان درصدی از تولید ناخالص داخلی است که برای اندازه گیری توانایی موسسات مالی در کانال دار کردن پس انداز در سرمایه گذاری بدون استفاده از اعتبار به بخش دولتی و μ استفاده می شود

حرف_{انتظار پیشینی روابط به گونه ای است که δ}از آنجا که FDI هم از کشورهای سرمایه گذار و هم برای کشورهای میزبان سود می برد ، بررسی تجربی رابطه بین نرخ ارز و FDI برای تدوین سیاست های FDI بسیار مهم است (Kiyota and Urata ، 2004). بنابراین ، به دنبال عبدال مالک و امجاد (2013) رابطه بین جریان FDI و توسعه بازار سهام نپال نیز با استفاده از معادله تجربی زیر مورد بررسی قرار گرفته است:_{انتظار پیشینی روابط به گونه ای است که δ}سری داده های سالانه برای اولین بار از آزمون افزودنی دیک ی-مولفر (دیکی و فولر ، 1979) و آزمون فیلیپ س-پرورون (فیلیپس و پرورون ، 1988) استفاده شد تا ثابت بودن آنها و در نتیجه ترتیب ادغام آنها انجام شود. مدل Dicke y-Fuller تقویت شده با آزمایش فرضیه تهی δ = 0 آزمایش می کند که نشان دهنده حضور ریشه واحد در برابر δ است_{انتظار پیشینی روابط به گونه ای است که δ}Philips-Perron یک تست غیر پارامتری است ، آزمایش π = 0 برای غیر ثابت بودن در مدل زیر:_{انتظار پیشینی روابط به گونه ای است که δ}جایی که ، D یک مؤلفه روند قطعی است. تمام متغیرهای مورد مطالعه ، ادغام سفارش یک یا I (1) را نشان می دهد که وجود ادغام را نشان می دهد. در شروع تجزیه و تحلیل ادغام ، طول تاخیر بهینه با استفاده از معیار اطلاعات Akaike (AIC) و معیار Schawartz Bayesian (SBC) تعیین می شود. از آنجا که همه متغیرها در سفارش یک یکپارچه شده اند ، این مطالعه از آزمون ادغام یوهانسن (1991 ، 1995) استفاده کرد تا با بررسی یک مدل وکتور خودکار رگرسیون (VAR) از سفارش P بیان شده به صورت: آزمایش روابط بلند مدت بین متغیرها را آزمایش کند:_{انتظار پیشینی روابط به گونه ای است که δ}کجا ، y

حرف

یک بردار k از متغیرهای I (1) است ، x

حرف

یک وکتور D از متغیرهای اگزوژن قطعی است که بر y تأثیر می گذارد

حرف

و شما

حرف

بردار نوآوری ها. اگر y

حرف

تحت تأثیر سری های اگزوژن قرار نمی گیرد ، سپس مدل VAR در معادله (5) را می توان به صورت زیر نوشت:

(6) y t = a 1 y t - 1 + a 2 y t - 2 +… + a p y t - p + u t

با تحول ادغام ، معادله (6) را می توان بازنویسی کرد:

(7) ∆ y t = ∏ y t - 1 + ∑ i = 1 p γ i ∆ y t - i + u t

کجا ، ∏ = ∑ i = 1 p a i - i و γ i = - ∑ j = i + 1 p a j. رتبه ماتریس AI-1 مورد آزمایش قرار می گیرد و اگر رتبه (R) از ∏ = 0 باشد ، در این صورت سری دارای ریشه واحد و سری در صورت رتبه ∏ = k است. اگر ماتریس ضریب ∏ رتبه R K را کاهش داده باشد ، ادغام وجود دارد. پس از تأیید رابطه ادغام ، معادله (7) را می توان به صورت:

(8) ∆ y t = α β ′ y t - 1 + ∑ i = 1 p γ i ∆ y t - i + u t

جایی که ، β ′ y t-1 = e c m t-1 اصطلاح تصحیح خطا است ، که منعکس کننده روابط تعادل بلند مدت بین متغیرها است و بنابراین معادله (8) می تواند به صورت: نوشته شود:

(9) ∆ y t = α e c m t - 1 + ∑ i = 1 p γ i ∆ y t - i + u t

رابطه علّی بین متغیرها را می توان توسط VECM در معادله (9) به دست آورد. رویکرد VECM در گرفتن علیت گرنجر نشان می دهد که یک متغیر باعث دیگری می شود اما بزرگی را دقیقاً نشان نمی دهد (رحمان و همکاران ، 2016) و همچنین قادر به پاسخگویی به فراتر از دوره نمونه نیستند (شهباز و همکاران ، 2014). به عنوان چنین رویکرد حسابداری نوآورانه (IAA) که توسط شان (2005) محبوب شده است که با استفاده از تجزیه و تحلیل تجزیه واریانس (VDA) و عملکرد پاسخ ضربه (IRF) برای بررسی تأثیر شوک ها و نشان دادن جهت ، بزرگی و قدرت علیت بین متغیر ها استفاده می شود. بشر

4- تجزیه و تحلیل و نتایج تجربی

4. 1 تجزیه و تحلیل توصیفی و همبستگی

آمار توصیفی در جدول 1 توزیع فرکانس کلی متغیرهای مورد مطالعه را ارائه می دهد. متوسط سرمایه بازار نپال حدود 26. 5 ٪ از تولید ناخالص داخلی از حداقل حدود 4. 5 ٪ تا حداکثر حدود 72. 5 ٪ مشاهده می شود. میانگین جریان خالص FDI فقط 0. 22 ٪ از تولید ناخالص داخلی و میانگین نرخ ارز به نظر می رسد که روپیه نپالی 81. 964 در هر دلار آمریکا است. در طول دوره مطالعه ، میانگین تورم حدود 7 ٪ بود. متوسط نرخ بهره کوتاه مدت 3. 83 ٪ و میانگین اعتبار داخلی به بخش خصوصی 43. 55 ٪ از تولید ناخالص داخلی مشاهده می شود. مقادیر کم نظیر مثبت از همه متغیرها نشان می دهد که میانگین مقادیر با مقادیر بسیار کم به سمت چپ خوشه بندی می شوند و نشان می دهد که داده ها نسبتاً متقارن هستند اما کورتوز زیر 3 برای همه به جز نرخ بهره نشان می دهد که توزیع پلاتیکورتیک است و فضای کمتری و کمتری را تولید می کند. احتمال ضرایب Jarqu e-Bera حاکی از نقض فرضیات نرمال بودن داده ها نیست.

ماتریس همبستگی پیرسون در همان جدول ضریب مثبت FDI را با توسعه بازار سهام نشان می دهد اگرچه ضریب معنی دار نیست. نرخ ارز رابطه مثبت معنی داری با توسعه بازار سهام نشان می دهد. روابط مثبت مطابق با روابط فرضیه است. با این حال ، نتیجه همبستگی ضریب مثبت نرخ ارز با FDI را نشان می دهد که فرضیه دیگری است. نرخ بهره مشاهده شده است که ضریب همبستگی منفی و معنی داری با توسعه بورس سهام دارد که با فرض نظری هماهنگ است و ضریب مثبت مثبت اعتبار داخلی به بخش خصوصی نشان می دهد که توسعه موسسات بانکی از توسعه بورس در نپال پشتیبانی می کند. ضرایب همبستگی کم بین رگرسیون به جز Bank و EXR مشاهده می شود ، بنابراین برای جلوگیری از مشکل احتمالی چند خطی ، این دو متغیر در همان مدل قرار نمی گیرند که منجر به برآورد دو مدل می شود.

4. 2 تست ریشه واحد

اجرای تست های ریشه واحد بسیار مهم است تا اطمینان حاصل شود که ترتیب ادغام I (2) یا بالاتر نیست. در جدول 2 نتیجه تست تست دیک ی-فولر تقویت شده و تست فیلیپ س-پررون برای ریشه های واحد نشان داده شده است و نتایج تأیید می کند که تمام متغیرهای مورد نظر در اولین تفاوت ثابت هستند و بنابراین یکپارچه از سفارش یک یا i (1) هستند. بر اساس این نتیجه ، این مطالعه از آزمون ادغام یوهانسن استفاده می کند تا بررسی کند که آیا رابطه تعادل بلند مدت در بین متغیرها وجود دارد یا خیر.

4. 3 تست های ادغام

با توجه به اینکه این سریال از مرتبه اول یکپارچه شده است ، ما ادغام متغیرها را که در معادله (1) و (2) مشخص شده است بر اساس آزمون ادغام Johansen ، بررسی کردیم. معادله (1) در طول دو مدل تخمین زده می شود تا از ورود رگرسیون های همبسته جلوگیری شود. نتایج گزارش شده در جدول 3 نشان می دهد که هر دو آمار اثری و آمار حداکثر EIGEN حاکی از وجود ادغام در بین متغیرهای مورد مطالعه در سطح 1 ٪ و 5 ٪ اهمیت به ترتیب برای دو مدل توسعه یافته از معادله هستند (1). برآورد ادغام معادله (2) رابطه طولانی مدت را نشان نداد. پس از ایجاد حضور همبستگی در بین متغیرها ، رابطه و تأثیر متغیرهای مستقل با استفاده از VECM در دو مدل معادله را بررسی کردیم (2).

جدول 4 ضرایب بلندمدت متغیرهای مستقل هر دو مدل معادله (1) را نشان می دهد. ضرایب هر دو مدل نشان می دهد که افزایش سرمایه گذاری مستقیم خارجی، رشد بازار سهام را به طور معناداری افزایش می دهد. با این حال، تورم (INF) به طور قابل توجهی توسعه بازار سهام را کاهش می دهد. مشاهده شد که نرخ بهره هر دو ضرایب معنی دار منفی و مثبت را در دو مدل حفظ می کند. نرخ ارز و توسعه بخش بانکی به طور منفی بر توسعه بازار سهام تأثیر می گذارد. این نتایج نشان می دهد که در بلندمدت، FDI، نرخ ارز مستقیم (EXR)، INF، نرخ بهره کوتاه مدت (INT) و اعتبارات داخلی به بخش خصوصی برای نشان دادن توسعه بخش بانکی (BANK) از نظر آماری تأثیر معناداری بر سهام دارند. ارزش بازار در چارچوب بورس اوراق بهادار نپال. آمارهای t بالای 8. 5437 و 7. 2906 نشان دهنده تأثیر قوی FDI بر SMD است. تأثیر مثبت سرمایه گذاری مستقیم خارجی بر توسعه بازار سهام در بلندمدت با یافته های جفوس (2005)، عبدالمالک و امجد (2013)، رضا و همکاران مطابقت دارد.(2015)، Al Samman and Jamil (2018) و Olokoyo و همکاران.(2020). اما نتیجه با یافته های رضا و جواید (2014) و هو (2019) در تضاد است.

تأثیر منفی نرخ ارز بر توسعه بازار سهام با یافته های Dube و Shoko (2020)، هو و اودیامبو (2018) و Muktadir-al-Mukit (2012) در تضاد است. با این حال، نتیجه با یافته های اوما و موریو (2014)، عبدالمالک و امجد (2013) و جاوید و اختر (2012) سازگار است و همچنین از رابطه فرضی بین نرخ ارز و توسعه بازار سهام در نپال حمایت می کند.

رابطه منفی تورم با توسعه بازار سهام از یافته های Hsing (2014) در بازار سهام رومانی، هو (2019) در مالزی و Olokoyo و همکاران پشتیبانی می کند.(2020) در نیجریه. رابطه منفی نرخ بهره با توسعه بازار سهام در بلندمدت از یافته های Olokoyo و همکاران پشتیبانی می کند.(2020)، هسینگ (2014) و بارنور (2014). مشاهده می شود که توسعه بخش بانکی به طور قابل توجهی و منفی بر توسعه بازار سهام در بلندمدت تأثیر می گذارد که از یافته های Ho (2019) در مالزی پشتیبانی می کند. برخلاف یافته های سایر مطالعات مانند یارتی (2010) و گارسیا و لیو (1999) که رابطه مکمل بین توسعه بخش بانکی و توسعه بازار سهام را نشان دادند، یافته های ما نشان می دهد که در بلندمدت این دو بخش جایگزین هستند.

علاوه بر این ، برآوردهای کوتاه مدت بر اساس مدل تصحیح خطا (ECM) در جدول 5 گزارش شده است. برای دو مدل اول با SMD به عنوان متغیر وابسته ، نتیجه نشان می دهد که FDI تأثیر منفی قابل توجهی در توسعه بازار سهام در تاخیر دارد. تأثیر منفی مطابق با یافته های HO (2019) و Raza و Jawaid (2014) است. به طور خاص ، کاهش 1 ٪ (افزایش) در FDI منجر به افزایش 1. 3-1. 7 ٪ (کاهش) در توسعه بازار سهام در کوتاه مدت می شود و قدرت اهمیت در سطح 5 ٪ قوی است. نتیجه اما رابطه منفی بین نرخ ارز و توسعه بازار سهام در کوتاه مدت با یافته های عبدال مالک و امجاد (2013) و جاوید و اختر (2012) نشان می دهد. اگرچه تورم رابطه مثبت با توسعه بازار سهام در کوتاه مدت دارد ، اما در مدل دوم ناچیز است. اصطلاحات تصحیح خطای تاخیر منفی و آماری معنی دار نشان می دهد که انحراف کوتاه مدت در توسعه بورس سهام به سمت تعادل بلند مدت در حدود 13 ٪ سالانه اصلاح می شود. اهمیت ضریب اصطلاح خطا همچنین تأیید می کند که FDI ، EXR ، Inf ، Int و Bank Granger باعث SMD در طولانی مدت می شوند. با بررسی رابطه FDI و EXR در کوتاه مدت ، نتایج به عنوان رابطه فرضیه اما ناچیز بین FDI و نرخ ارز مثبت نشان می دهد. رابطه مثبت از یافته های تان و همکاران طنین انداز است.(2021) و تاکاگی و شی (2011).

4. 4 VECM Granger علیت