Microsoft Word - 2007 3 4.doc 2007 ‐ 8  •  Economic Analysis®    ABSTRACT: The Feldstein‐Horioka thesis was considered one of the greatest puzzles in economics.  Proposed to be a measure of international capital mobility, has known a process of immunisation to be con‐ formed to empirical evidence and respect econometric knowledge. We apply to the Portuguese economy the  proposed tests not only to know the degree of capital mobility but also to know if this economy is external  sustainable. The original ideas in the paper are our interpretation of the theoretical evolution of the F‐H the‐ sis, the importance of analysing the random nature of the model of one equation and not only the retention  coefficient and the macro view given by an appropriate VAR model with investment and saving. We con‐ clude by the confirmation of important capital mobility in the Portuguese economy and the external unsus‐ tainability of this economy.  Introduction  Feldstein and Horioka (1980) (F‐H) proposed a very simple and imaginative measure of the  international capital mobility. The results obtained with  it originate one of  the most  important  «puzzles» in economics. They have caused innumerable debates, where corrections and extensions  were suggested, as well as positions which deny the interest of this thesis. In Andrade (2007) we  presented the idea that the studies of this thesis are an example of a scientific practice like Karl  Popper  described  it.  In  reaction  to  the  problems  of  refutation,  attempts  of  immunization  were  built. We can also recognize  in this evolution a certain “methodological anarchism” à  la Feyra‐ bend1.   Accepting the positive effects of the mobility of capital for the development, a measurement  of this mobility is very important. The results of the tests to confirm the thesis were responsible by  its evolution, either at the level of the analysis, or at the level of the econometric techniques. A  theoretical  position  has  adapted  to  the  econometric  methods  and  allowed  an  interpretation  in  terms of external sustainability and capital mobility. We will apply these ideas to the Portuguese  economy to the period 1910‐2004. Finally we conclude.  F‐H and the international capital mobility  The mobility of capital is important, if not even essential, to allow an efficient allocation of  capital, from the point of view of the diversity of its industrial uses as well as geographical loca‐ tion. An economy is internationally integrated if its flows of capital can enter and leave the country  freely and if the national financial assets are good substitutes of the financial assets of other coun‐ tries.  The  real  and  financial  integration  of  less  developed  economies  has  the  consequence  of  worsen the negative external balances2. And a country whose growth is faster than that of the oth‐ ers will have, in theory, an imbalance of its external balance more important.   The development of financial practices of protection against the risk will also contribute to  1 Feyerabend (1993).  2 Or the avarage level of development. Blanchard and Giavazzi (2002).  Mobility of capital and external sustainability  of the Portuguese economy  João Sousa Andrade, GEMF – Faculty of Economics, University of Coimbra KEY WORDS : Feldstein‐Horioka, Capital Mobility, Saving, Investment, Current Account  JEL : E21, E22, F21  ORIGINAL PAPER Volume 40 • Autumn 2007 • 9  the reduction of the national savings3 and consequently to worsen external imbalance. Economic  integration can lead, in the case of certain countries to external unsustainability of the economy.  Independently of this last result, economists believe in the growth of the economy4 as a result of  the mobility of capital. As a consequence we are interested in a simple measurement of this mobil‐ ity.   The idea, behind the thesis of Feldstein and Horioka (1980), (F‐H), is quite simple: if an econ‐ omy is well internationally integrated, then, its accumulation of capital should not be constrained  by national savings. That paper, later on, was refined by Feldstein (1983) and Feldstein and Bac‐ chetta (1991). The equation which summarizes their work is the following:   I S Y Y α β= + ⋅   5    Feldstein and Horioka  (1980) concluded  that 85%  to 95% of  the national saving was  in‐ vested locally. Vis‐a‐vis these results, of absence of international mobility of capital, for developed  economies, Obstfeld and Rogoff (2000) regarded this result as a enigma (a “puzzle”) and as one of  the six larger “puzzle” than one knows in international economy.  The empirical result is difficult to accept. How can one accept that contrary to our convic‐ tions, about freedom of capital movements, the national saving can continue to constraint national  investment?  The definition of F‐H of international capital mobility, that the variations of domestic saving  will not have effects on domestic investment, is the most demanding of the definitions6. Taking  account of the existence of exchange rate risk and his cost (the cost of this risk) and also of real  losses anticipations of the currency value, there will be certainly considerable differences, between  countries, in the real interest rate. And consequently, one must expect that the coefficient of reten‐ tion of F‐H ( β ) can have values far away from the unit7.    From a more formal point of view Lemmen and Eijffinger (1998) showed that the condi‐ tions required by F‐H to evaluate a perfect integration are really leonine. It is consequently natural  that one can arrive at different ideas on actual integration when other methods are used8. Method‐ ologically this thesis is extremely powerful, because it is exposed to its refutation. The problem,  moreover frequent in economy, it is that it’s possible refutation has resulted in the creation of aux‐ iliary conditions to protect it, to immunize it9.  The adaptation of F‐H Thesis to the results  We can summarize in two tendencies the models which worked on the assumption of F‐H:  the conciliation of their results with the accepted fact of the mobility of capital and the proposal of  the new methods more appropriate to the problem in question10. In the first case the authors are  3 Kimball (1990) and Parker, Jonathan and Preston (2002).  4 See Agenor (2003). For another point of view, Edison, Ricci and Slok (2002).  5 They have studied the OCDE countries for the period of 1960 to 1976, with cross‐section data, to eliminate cyclical and  endogenous problems. See also Bayoumi (1990).  6 See Frankel (1992).  7 For small economies the coefficient β must be zero. For big economies it must be equal to the contribution of the coun‐ try to the world stock of capital. A big economy will have a higher retention coefficient, cf. Ho (2003). For Murphy (1986),  a scale effect doesn’t allow the F‐H aproach to measure the capital mobility.  8 See Bayoumi (1990), Sachs (1981), Obstfeld (1986), Frankel (1991), Levy (1995), Frankel and MacArthur (1988), Popper  (1990), Baxter and Crucini (1993), Bayoumi and MacDonald (1995) and Goldberg, James and Okunev (2003).   9 In the sense of Popper. Popper (2002).  10 Coakley, Kulasi and Smith (1998).  2007 ‐ 10  •  Economic Analysis®  led to confirm two ideas: the international mobility of the capital was very high for the period of  the  traditional Gold Standard;  it was considerable  less  for  the period of Bretton‐Woods agree‐ ments, with an increasing tendency after the abandonment of this regime11; at the same time, the  mobility of the capital for the less developed countries is always higher than that obtained for de‐ veloped countries12. Obviously that there are results which contradict those13 and Coakley, Hasan  and R.Smith (1999) support the assumption that a low value for the coefficient of retention can be,  simply, the result of not strong economic policies measures  in response to external  imbalances.  Other authors as Pomfret (1998) defend the idea according to which the test of F‐H is a reasonable  measurement of the immobility of capital, but not of the mobility of capital. The zero value of β, (β  = 0), is a sufficient condition but not a necessary one for perfect mobility of capital. And the value  of β equal  to 1, does not  imply necessarily  the  immobility of capital14. With regard  to  the new  econometric methods we must take  into account the difficulty  in comparing the former results,  because a good share of them were obtained with stationary methods15 applied to non‐stationary  data16. We must apply non‐stationary approaches, either with time series data, or panel data, for  the study of the «puzzle» of F‐H17. Even if with these techniques of Co‐Integration (CI) the contents  of information of the thesis can almost be destroyed18.  Mobility, External Soutenabilité and Co‐integration  Coakley, Kulasi and Smith (1996), applying non‐stationary methods, support the thesis ac‐ cording to which F‐H does not measure capital mobility, but external sustainability. A coefficient  close to the unit is nothing more but the result of the intertemporal19 budgetary constraint. A very  simple development, starting from the accounting identity of the macro equality between global  supply and demand, makes  it possible  to expose  this argument. From  the macro definition of  product:  ( )Y C I G X M= + + + − 20, we deduce:  ( ) X MS I Y Y −− = . The stationnarity of  ( )X M Y − 21  is sufficient to prove external solvency22. This stationnarity means that the series  I Y  and  S Y  are  integrated of order 1 and co‐integrated with the vector of Co‐integration (1, ‐1). In this case, we  cannot deduce anything with regard to the international capital mobility from the value of the long  term coefficient.  The econometrics of the non‐stationary variables involves with it new questions. How “to  deduce”  the  F‐H  thesis  from  the  obtained  coefficients?  Corbin  (2004)  proposes  that  if  Co‐ integration  is not rejected,  the adjustment coefficients  to correct de disequilibrium  in  the ECM  model represent the intensity of the capital mobility. But in this case we can also put the question  11 Hogendorn (1998). Aussi Bayoumi (1990) and Blanchard and Giavazzi (2002).  12 Coakley, Hasan and R.Smith (1999). See also Mamingi (1997), Chakrabarti (2006), Payne and Kumazawa (2006) and  Payne and Mohammadi (2006).  13 See Lemmen and Eijffinger (1998) and  Rocha and Zerbini (2000).  14 See also Jansen and Schulze (1996).  15 See Ho (2002).  16 First difference estimates are not efficient  if  the variables are C‐I. As certain authors have done, Feldstein  (1983),  Feldstein and Bacchetta (1991) and Bayoumi (1990).  17 Coakley, Kulasi and Smith (1998). Coakley, Fuertes and Spagnolo (2004) and Kim, Oh and Jeong (2005).  18 Totally in the case of Jansen (1997).  19 Tesar (1991), Husted (1992), Jansen (1996), Jansen and Schulze (1996), Moreno (1997) and Corbin (2004).  20 Where C, G, X and M represents Private Consumption, Public Consumption, Exports and Imports.    21 If wee want to me more precise we must add other variables to obtain de Current Account from the Commercial Ac‐ count.   22 Obstfeld (1991), Alyousha and Tsoukis (2003) and Coakley, Kulasi and Smith (1996).  Volume 40 • Autumn 2007 • 11  of the policy interventions, in short period, to push the economy towards its balance of long pe‐ riod. And so will the analysis be done compared to the capital mobility or to the effectiveness of  the interventions? One will be able to never answer this question in a simple way23. Moreover, let  us not forget that, with the increase in the number of observations, the probability of the station‐ narity of the external balance increases24 25.    Taylor  (1996)  and  Banerjee  and  Zanghieri  (2003)  propose  the  equation  ( )t t t tI S S Iα β γΔ = + ⋅Δ + ⋅ − 26  to test the presence of Co‐integration27. For these authors, γ  repre‐ sents the degree of capital mobility. Jansen (2000) proposes  β  to measure short period mobility  and γ  the long period mobility. Beyond of an abusive simplification, the interpretation of the coef‐ ficients is obviously not clear.  Applied analysis to the Portuguese Economy (1910‐2004)  We will apply the above ideas to the Portuguese economy for the period 1910 to 2004. After  presenting the sources of data (a), we look for this economy in the international context (b). The  evolution of investment and saving (c), as well as of the current account (d), will be analysed in  order to identify periods of rupture. After this previous analysis we will be in conditions to verify  the F‐H thesis with respect to capital mobility and external sustainability. We will study the tradi‐ tional model of a single equation (e), usually authors stop at the interpretation of regression coeffi‐ cients and the quality of fitting, we will go beyond this and we will insist on the stability of the  model. In order to apply non‐stationary methods we must be sure about the presence of unit roots  in the series (f). We will use traditional ADF method, but also the KPSS, the Perron method for  structural rupture, the value of persistence in accordance with Cochrane and a more recent version  of the  Variance Ratio of Wright (2000). After this study we will be in conditions for the study of a  VAR model (g) and for the analysis of co‐integration between investment and saving (h). We think  that at the end of our analysis we are in conditions to have a supported opinion on the interna‐ tional mobility of capital and on the external sustainability of Portugal.  A. Statistical Sources. From 1910 to 1953 we used indices of Investment, Saving and Gross  Domestic Product published by Batista, et al. (1997); with these indices we have calculated the val‐ ues of our variables taking in account the information about 1953 from Banco~de~Portugal (1998);  with this last source we construct our base from 1953 to 1959; and with Commission (2005) we  widened the information from 1960 to 2004. For the international comparisons we used the values  of Taylor (1996) updated with those from  Commission (2005) and for the cases of Greece and Ire‐ land we used the data of Heston, Summers and Aten (October 2002) for the initial period of 1910‐ 14.  B. International Comparison. At the beginning of the 50ʹs and 60ʹs Portugal invests a pro‐ portion of its product greater than that of Greece and Ireland, but lower, in general, to that of de‐ veloped economies (Table 1). After the 70ʹs Portugal invests more than the developed economies,  Greece and Ireland. At the beginning of the new millennium, the Portuguese economy continues  to invest more than those economies.  The saving at the beginning of the century and at the beginning of the decades of 50 and 60  23 See also Fattouh (2005).  24 Taylor (2002) confirms the sustainability for 15 countries since 1870 to 1990.  25 The ruptures in the series raise also particular problems. See Husted (1992), Ozmen and Parmaksiz (2003a), Ozmen  and Parmaksiz (2003b) and Westerlund (2006).  26 That we adapted here to the time series data.  27 What poses interrogations concerning the remainder of the C-I model and constraints of nullity of the coefficients. 2007 ‐ 12  •  Economic Analysis®  was less than that of developed countries (Table 2). The Portuguese economic growth has contrib‐ uted to high levels of saving during the 70ʹs, 80ʹs and 90ʹs. But at the beginning of the millennium it  presents lower values than those of the other selected economies. In a process of sustainable eco‐ nomic growth we have an  increase  in savings to support  investment. Its relative reduction can  mean the end, or an impediment, of this growth process, unless other sources of investments can  be obtained.    Table 1 – I/Y (%) in Portugal and other countries    PRT  GRC  IRL  DNK  FRA  ITA  SWE  GBR  USA  1910‐14  3      21  14  14  13  10  22  1950‐54  17  16  11  26  25  20  21  14  16  1960‐64  24  22  18  25  24  29  25  18  19  1970‐74  32  28  24  25  27  27  23  20  20  1980‐84  34  25  25  17  21  24  18  16  20  1990‐94  27  21  17  17  20  19  17  16  16  2000‐04  25  24  24  20  20  20  17  17  19    Table 2 – S/Y (%) in Portugal and other countries    PRT  GRC  IRL  DNK  FRA  ITA  SWE  GBR  USA  1910‐14  15      18  16  17  9  12  23  1950‐54  16  16  2  25  25  20  21  14  16  1960‐64  22  19  16  24  25  28  25  18  19  1970‐74  32  33  19  24  27  26  24  19  20  1980‐84  27  25  15  18  21  23  19  18  19  1990‐94  24  21  17  21  21  20  18  15  16  2000‐04  17  17  23  23  21  20  23  15  14      C. The evolution of investment and saving. In the analysis of investment and saving se‐ ries, I/Y and S/Y, we have applied the methodology of Bai and Perron (1998) and Bai and Perron  (2003)28 for the identification of points of rupture.  Let us start with the analysis of investment. On Table 3 we have the average and also the co‐ efficient of variation29. The values on this Table illustrate a change of behaviour in 1983.  We can  identify a previous 1983 behaviour and another one that starts in 1984. The year of 1983 was a year  of strong instability that closed the political cycle after the Democratic Revolution of 1974. In 1983  the President of the Republic decides to dismiss the Government at the beginning of the year, in  23rd January, against the opinion of the State Council. The legislative elections in 25th April will  lead to the formation of IXth Constitutional Government of the Central Block, with Mário Soares as  First‐Minister and Mota Pinto as Vice‐First‐Minister. The Portuguese currency keeps the system of  Crawling Pegg, at the rhythm of 1% the year, being devaluated in 21st June in 12%. The social con‐ flicts were present throughout the year, over all in the naval transports, shipyards, social commu‐ nication and still with the glass workers of Marinha Grande. More than 100000 workers30 had not  received their wages in due time. In this year the terrorist acts of the FP25 are initiated. The infla‐ tion rate reached the highest value after the beginning of XX century, 26.5% in terms of implicit  prices of GDP. This value was more than 8,2 points above the value of the previous year. The situa‐ tion of external disequilibrium was also serious. As a result of an agreement with the FMI, Portu‐ 28 We have used as deterministic variables a constant and a trend.  29 The average divided by the standard deviation.  30 Of a total of 2 979 900 workers in Portugal (including Madeira and Açores).  Volume 40 • Autumn 2007 • 13  gal receives the first advance of 350 million USD of the total of 750 million. In the second half of the  year the monetary and the budgetary policies become strong restrictive31.  The behaviour of investment proves the importance that the restrictive policies had on the  permanent behaviour of this series. In case of unit root the shocks tend to be permanent and so  those politics had very high costs for the economy.    Table 3 – Investment  I/Y  Average  CV  1910‐1982  0,165  0,658  1984‐2004  0,267  0,101    Figure 1 – Investment evolution  1910-2004, break: 1983 1910 1918 1926 1934 1942 1950 1958 1966 1974 1982 1990 1998 0.00 0.05 0.10 0.15 0.20 0.25 0.30 0.35 0.40 I_Y       The evolution of savings presents different phases as if it can see in Figure 2. Applying the  methodology of Bai‐Perron we arrive at the identification of three ruptures, 1925, 1946 and 1973,  whose sub‐periods are characterized in Table 4. This ruptures correspond to years of important  political events. The year of 1925 corresponds to the final period of political instability associated  with the First Republic; in 1946 the Portuguese economy, after the WWII32, had important financial  problems including problems associated with international reserves; in 1973 we have the end of  the dictatorship, the crises of payments with the colonies and the first oil shock; and finally in 1983  we had liquidity problems in international payments that resulted on a new agreement for stabili‐ zation with the IMF.    We think that the facts most relevant with savings are its instability of the beginning of XXʹs  century until the WWII, the very low values in the period that follows the war (from 1947 to 1950),  the growth of savings up to 1973 and its subsequently decrease on the 90ʹs. The instability of the  values of saving is relatively low from 1974 to now. The negative evolution of savings since the  90ʹs has been responsible for an increasing necessity of external financing of the Portuguese econ‐ omy, as we can see in Table 533.   31 See Banco~de~Portugal (1984) and Moreira and Pedrosa (2004).  32 Second World War.  33 Data from Banco~de~Portugal (1997), Banco~de~Portugal (2004) and I.N.E. (2005).  2007 ‐ 14  •  Economic Analysis®    Table 4 – Savinsg  S/Y  Average  CV  1910‐1924  0,176  0,221  1926‐1945  0,116  0,407  1947‐1972  0,209  0,395  1974‐2004  0,243  0,201    Table 5 – Net liquid necessity of external financing    1995  1996  1997  1998  1999  2000  2001  2002  2003  NLFE  0  1,3  3,0  4,5  6,1  8,8  7,9  4,9  3,1  Tx_C_PIB  2,3  3,5  4  4,6  3,8  3,4  1,7  0,4  ‐1,1    Figure 2 – Saving evolution  1910-2004, breaks: 1925, 1946 & 1973 1910 1918 1926 1934 1942 1950 1958 1966 1974 1982 1990 1998 0.00 0.05 0.10 0.15 0.20 0.25 0.30 0.35 0.40 S_Y       The reduction of the external financial dependence in recent years was caused by the slow‐ down of economic growth of the economy. Two dates were important in the evolution of saving:  1974 and 1991. The first one corresponds to the Revolution (1974) and its implications on agents  behaviour, where we must include a radical change of customs and the changes in terms of institu‐ tions. The State started to call itself responsibilities that until then were of individual or family na‐ ture. We must remember at the  level of social security, the principle of universal pensions, the  health national service and the unemployment benefit. The second date corresponds to the practice  of financial liberalization34. From 1977 to 1990 the monetary policy was based on the direct control  of bank credit volume on a context of an inexistent market for funds out of banks. The financial  liberalization followed by innovation and increasing competition was a key factor in the reduction,  if not elimination, of liquidity constraints of families.    Summarizing,  in  the evolution of  investment and saving we must distinguish  long and  short term behaviour. In the long term both variables are characterised by values above those of  similar economies. In the short term the evolution of investment and saving is a really problem.  The first one after 198335 and the second since 198936, doesn’t stop to fall.  34 See Bação (1997).  35 In 1982 its value was 0.38.  Volume 40 • Autumn 2007 • 15  D. Evolution of the Current Account. We will define current account on a simplified form,  as  CA S I Y Y Y = − . The years of rupture, in accordance with the methodology of Bai‐Perron, are 1940  and 1949. In Figure 3 we have its representation.     Figure 3 – Current account evolution  1910-2004, breaks: 1940 & 1949 1910 1918 1926 1934 1942 1950 1958 1966 1974 1982 1990 1998 -0.15 -0.10 -0.05 0.00 0.05 0.10 0.15 0.20 0.25 CA       As a general impression the values of this variable has been decreasing, but not on a regu‐ lar way. The average value becomes negative in the last decades and the instability is considerably  in the first period (Table 6). For the total period the average is practically null (0,0057).    Table 6 ‐ Current account  CA/Y  Average  CV  1910‐1939  0,075  13,460  1950‐2004  ‐0,029,  ‐1,337    We also verify that for this variable we must distinguish a long period where the value is  null from a short term where after 1986 its value does not stop to fall.   E. Traditional results of F‐H equation. In order to take in account the periods of rupture of  investment and saving we created the following dummy variables, which take the value 1 for the  indicated periods:  mi (1910‐1981)  ms_0 (1910‐1925)  ms_1 (1926‐1946)  ms_2 (1947‐1973)    To estimate the model  t t t t I S D Y Y α β γ ε⎛ ⎞ ⎛ ⎞= + ⋅ + ⋅ +⎜ ⎟ ⎜ ⎟ ⎝ ⎠ ⎝ ⎠  we looked for the elimination of auto‐ correlation problems, ARCH process and non normality of the errors. The symbol D represents a  vector of deterministic variables beyond the Constant. The three better estimations that we got  with the values of the information criteria are reproduced in Table 7. In any one of them we have  included one lag of the dependent variable (I/Y) to reject the null hypothesis of the �coefficient.  36 With the value of 0.30 this year.  2007 ‐ 16  •  Economic Analysis®    Table 7. Values of the information criteria of the simple model  D  �  AIC  HQ  SC  mi, ms_0, ms_1 and ms_2  0,018  ‐7,912  ‐7,830  ‐7,709  mi, ms_0, ms_1 and T  0,018  ‐7,958  ‐7,888  ‐7,785  mi and T  0,018  ‐8,025  ‐7,967  ‐7,881  AIC represents the criterion of Akaike, HQ of Hannan‐Quinn, SC of Schwarz and � the stan‐ dard error of the estimate.    These criteria lead to the selection of the last model37. The null hypothesis of the coeffi‐ cient associated with saving, the retention coefficient, is rejected at the 10% level. Its value is not  high, confirming the presence of capital mobility in the Portuguese economy. The positive value  associated with the trend (T) translates the reduction of the retention phenomena of investment by  saving throughout time, what confirms the idea of mobility.    We think, however, that more than the rejection of the null hypothesis of the retention coef‐ ficient, the thesis of mobility must be confirmed by the stability of the model. In Figure 4 we pre‐ sent three tests of Chow38, standardized by the critical values, which clearly exclude the hy‐ pothesis of stability of our best model.    Figure 4. Chow tests to the model of one equation  1930 1940 1950 1960 1970 1980 1990 1 2 1up CHOWs 1% 1930 1940 1950 1960 1970 1980 1990 1 2 3 Ndn CHOWs 1% 1930 1940 1950 1960 1970 1980 1990 1 2 Nup CHOWs 1%       In face of this result we can admit the inexistence of retention of investment by saving in  the Portuguese economy, that is, we admit the perfect mobility of capitals in the sense of Feldstein‐ Horioka.  F. Unit root analysis. As a result of the presence of ruptures in the series we applied the test  of Perron (1997), beyond the Dickey‐Fuller39 and KPSS40 tests. In the application of the Perron test  we considered the cases of rupture with change of intercept (a), with change of intercept and incli‐ nation (b) and change in inclination without discontinuity in the evolution. In the case of invest‐ ment we only have a rupture and therefore we can apply the test of Perron to the totality of the  available data. In the case of saving we have three ruptures and so we have divided the total sam‐ ple  in sub‐samples where the rupture points are  inside each sub‐sample. We have retained the  37 To see the coefficients and other data of the estimation see the Annexe.  38 That is, “1‐step Chow Tests”, “Break‐point Chow Tests” and “Forecast Chow tests”. See p. 254 of Hendry (1996).  39 Dickey and Fuller (1979), Phillips (1987) and Phillips and Perron (1988).  40 Kwiatkowski, et al. (1992).  Volume 40 • Autumn 2007 • 17  estimations of models (a), (b) and (c) that reject the null hypothesis of relevant coefficients41. In Ta‐ bles 8, 9 and 10 we present the results obtained for investment.    Table 8 – Perron test of structural rupture (I/Y)42  Model  Lags  T�=1  (a)  1  ‐3,991  (c)  0  ‐4,579*    Table 9 – ADF test  (I/Y)  Var.  Periods  Lags  T  Z  Det.43  I/Y  1910‐2004  0  ‐1,541  ‐2,727  C  I/Y  1910‐1982  0  ‐3,788**  ‐24,168**  C, T  I/Y  1984‐2004  0  ‐2,086  ‐6,878  C  �(I/Y)  1910‐2004  0  ‐9,041***  ‐87,505***  ‐  �(I/Y)  1911‐1982  0  ‐9,713***  ‐82,010***  C  �(I/Y)  1984‐2004  0  ‐3,799***  ‐14,731***  ‐    Table 10 – KPSS44 test  (I/Y)   Var.  Periods  Lags  μη   τη   I/Y  1910‐2004  0  8,325  1,347  I/Y  1911‐1982  0  7,078  0,799  I/Y  1984‐2004  0  0,782  0,123  �(I/Y)  1910‐2004  0  0,218***  0,077***  �(I/Y)  1911‐1982  0  0,088***  0,013***  �(I/Y)  1984‐2004  0  0,078***  0,075***      Let us analyse the results for (I/Y) starting with the totality of the period. By the ADF and  KPSS tests this variable has a unit root. This variable is integrated of order 1, I (1). Although the  Perron test, for model (c), allows the rejection of a unit root along the trend, at the level of 10%. For  the period until 1983 we verify that the ADF test reject the presence of a unit root at the 5% level  and the KPSS test reject stationnarity at 1%. For the subsequent period, after 1983, all the tests al‐ low us to consider (I/Y) as I(1). These confirm, however with some contradiction, the investment to  be (I/Y), integrated of order 1, I (1).    The results obtained for saving are in Tables 11, 12 and 13.     Table 11 – Perron test of structural rupture (S/Y)  Periods45  Model  Lags  T�=1  1910‐1945  (c)  0       ‐3,853  1926‐1972  (a)  0       ‐4,502  1947‐2004  (b)  2       ‐5,399**  1947‐2004  (c)  1       ‐4,609*  41 With the exception of the Constant where sometimes the null hypothesis can’t be rejected.  42 “Lags” means lags to correct for the auto‐correlation. Use use 3 stars to represent rejection at least at the level of 1%, 2  for 5% and 1 for 10%.  43 C means Constant and T trend.  44 The stars, 3, 2 and 1, mean no rejection at the 10%, 5% and 1% level, respectively.  45 These intervals allow us to retain maximum periods with an internal rupture.  2007 ‐ 18  •  Economic Analysis®    Table 12 – ADF test  (S/Y)  Var.  Periods  Lags  T  Z  Det  S/Y  1910‐2004  0    ‐2,286  ‐10,236  C  � (S/Y)  1910‐1982  0  ‐10,001***  ‐97,064***  ‐    Table 13 – KPSS test  (S/Y)  Var.  Periods  Lags  μη   τη   S/Y  1910‐2004  0  4,091  0,756  �(S/Y)  1910‐2004  0  0,0612***  0,054***      For this variable (S/Y) we can reject the presence of a unit root along a trend for the period  from 1947 to 2004, at the 5% level, in the case of the model (b). For the remaining sub‐periods, as  well as for the totality of the data, we cannot reject the hypothesis of the presence of a unit root.    Concluding, we will take the investment and saving as integrated of order 1, I (1). We will  now study the behaviour of the current account.    The Perron test applied to the subdivisions suggested by the Bai and Perron results doesn’t  lead to any interesting result. So we have applied the test to the totality of the period. We arrive at  the result of Table 14.    Table 14 – Perron test of structural rupture (CA/Y)  Period  Model  Lags  T�=1  1910‐2004  (c)  0       ‐4,503*    Table 15 – ADF test  (CA/Y)  Var.  Periods  Lags  T  Z  Det  CA/Y  1910‐1939  0  ‐3,279*  ‐17,428*  C,T  CA/Y  1950‐2004  0  ‐4,672***  ‐24.968**  C,T  CA/Y  1910‐2004  0  ‐3,685**  ‐23,853**  C,T  � (CA/Y)  1911‐1939  0  ‐6,926***  ‐36,198***  ‐  � (CA/Y)  1951‐2004  0  ‐7,289***  ‐49,170***  ‐  � (CA/Y)  1911‐2004  0  ‐9,836***  ‐95,432***  ‐    Table 16 – KPSS test  (CA/Y)  Var.  Periods  Lags  μη   τη   CA/Y  1910‐1939  0  2,301  0,183*  CA/Y  1950‐2004  0  1,130  0,154*  CA/Y  1910‐2004  0  4,505  0,643  � (CA/Y)  1911‐1939  0  0,039***  0,038***  � (CA/Y)  1951‐2004  0  0,040***  0,025***  � (CA/Y)  1910‐2004  0  0,031***  0,019***      We cannot reject the stationnarity along a trend, with a temporal rupture (Table 14), at the  level of 10%. The ADF test reject, in general at the level of 5%, the presence of a unit root for the  totality of the period and for its last part, 1950‐2004. For the period 1910‐1939, the presence of a  unit root is rejected at the level of 10%. The KPSS test denies these results. This test only supports  Volume 40 • Autumn 2007 • 19  stationnarity of the sub‐periods along a trend, at a very weak level of not rejection. In what con‐ cerns the first difference of this variable all the results are conclusive about the stationnarity. Con‐ cluding, we will take this variable as probably stationary along a trend since 1950.    In face of all these results for the three variables we have opted for studying two more  characteristics of the series: the persistence, measured by the A (1) factor of Cochrane (1988)46, and  the ratio of variance in accordance with Campbell, Lo and MacKinlay (1997)47 and Wright (2000).    In Table 17 we have the values of the first indicator, for different values of the lags.     Table 17 – Cochrane A(1) factor  k  S/Y  I/Y  CA/Y  �(S/Y)  �(I/Y)  �(CA/Y)  5  0,776  0,872  0,785  0,435  0,507  0,450  10  0,749  0,845  0,661  0,387  0,353  0,387  20  0,709  1,019  0,489  0,241  0,294  0,254      The persistence is clear in the case of saving and investment and less clear in the case of the  current account. In this case, 50% (0,489) of a shock will be present 20 years later. As is expected  the differentiation leads to a substantial reduction of the persistence.    In Table 18 we have the values for different forms of the variance ratio for the study of IID  and MDS48 processes. M1 and M2 correspond to the usual tests of the variance ratio; R1 and R2  correspond to those ranking the values of the variables; and S1 from the signal of the values of the  series. The second test (M2 and R2) corrects the presence of conditional heterocedasticity.    Table 18 ‐ Values of M, R and S  Var  k  M1  M2  R1  R2  S1  I/Y  20  22,88  20,02  22,79  20,35  29,18  S/Y  20  21,82  19,47  22,48  21,16  29,18  CA/Y  20  5,87  4,71  5,73  5,51  4,40  �(I/Y)  20  ‐0,72  ‐0,64  ‐0,97  ‐0,90  ‐0,90  �(S/Y)  20  ‐1,34  ‐1,23  ‐0,90  ‐1,11  ‐1,10  �(CA/Y)  20  ‐1,63  ‐1,53  ‐1,43  ‐1,51  ‐1,40      All the variables in levels reject those processes. After differentiation they do not reject the  hypothesis of IID or MDS processes, at least at the level of 5%49.   As  a  consequence  of  these  re‐ sults, we will take investment and saving as integrated variables of order 1, I (1). We think this  hypothesis is the most reasonable. The possible stationnarity of CA along a trend reduces the value  of information of tests in Table 18 for this variable.  G. A VAR model. Respecting the F‐H hypothesis we propose a VAR model between exclu‐ sively investment and saving, to evaluate the importance that assumes the saving for the invest‐ ment. In the case of a macro model a weak constraint of saving on investment can be the result of  important capital mobility or  the Keynesian confirmation of  investment exogeneity and saving  endogeneity. In this case the investment will cause the saving. If the influence of investment on  saving is weak we can conclude for a neo‐classical regime.    To obtain the order of our model we start from a maximum of 4 lags. The only dummy  46 See also Campbell and Mankiw (1987).  47 See point 2.4.3, pp. 48‐56.  48 IID, identically independent distributed values and MDS, martingale difference sequence.  49 See Table 1 of Wright (2000).  2007 ‐ 20  •  Economic Analysis®  variable that we can’t reject is ms_0. In Tables 19 and 20 we present the values of different informa‐ tion indicators and the tests of restriction on the coefficients.    Table 19 – Information indicators  VAR(k)  SC  HQ  AIC  Var(4)  ‐8,157  ‐8,486  ‐8,709  Var(3)  ‐8,334  ‐8,597  ‐8,775  Var(2)  ‐8,520  ‐8,718  ‐8,851  Var(1)  ‐8,690  ‐8,821  ‐8,910    Table 20 – Restriction tests on coefficients  Var(k+1) ‐> Var(k)  DF of F  F  SL  Var(4) ‐> Var(3)  4, 160  0,429  0,788  Var(3) ‐> Var(2)  4, 164  0,247  0,911  Var(2) ‐> Var(1)  4, 168  0,613  0,654      As we can verify by the information criteria and also by the restriction tests on the coeffi‐ cients, we must retain a model of order 1. This model rejects the nullity of endogenous variables as  well as the dummy variable (ms_0). In Table 21 we summarize these results.    Table 21 – Restriction tests on VAR(1)  Variables  F(2,89)  SL50    Variables  F(2,89)  SL  (I/Y)‐1  228,1  (0,0)    (S/Y)‐1  40,0  (0,0)  Constant  1,654  (0,197)    ms_0  4,959  (0,009)      Only for the Constant we can’t reject the null hypothesis. The eigen values of the accompa‐ nying matrix of the VAR have as modules 0,9589 and 0,6356. In Table 22 we have the usual tests to  the errors of the model. Either for first order auto‐correlation (AR (1)), or for the normality by the  Jarque‐Bera test (J‐B), or for the presence of first order ARCH process (ARCH (1)), the model pre‐ sents the desirable characteristics at the desirable level of 5%.    Table 22 – Analysis of the errors of the VAR (1)  Equation  Test  Statistics and SL  I/Y  AR(1)  F(1,89)  =  0.173    (0.68)  S/Y  AR(1)  F(1,89)  =  1.034    (0.31)  I/Y  J‐B  Chi^2(2) = 3.569    (0.17)   S/Y  J‐B  Chi^2(2) = 4.837    (0.09)  I/Y  ARCH(1)  F(1,88)  =  0.026    (0.87)  S/Y  ARCH(1)  F(1,88)  =  0.261    (0.61)      The decomposition of the variance (Table 23) confirms the importance of each variable in  the explanation of the other51. The contribution of investment in the explanation of the saving is  greater than the inverse (30.49>21.65) what is a suggestion of a Keynesian behaviour.     50 SL: significance level.  51 We have tried to obtain a structural representation of this model but the overidentification L‐R test rejected this possi‐ bility at the 5% level.  Volume 40 • Autumn 2007 • 21  Table 23 ‐ Decomposition of the Variance of I/Y and S/Y  T  I/Y  S/Y    T  I/Y  S/Y  1  100,0  0    1  3,06  96,94  2  98,15  1,85    2  5,42  94,58  ...  ...  ...    ...  ....  ...  20  78,35  21,65    20  30,49  69,51      Figure 5 presents the evolution of the two variables and the 95% intervals, during 20 years,  after shocks of the magnitude of the standard error of each equation.     Figure 5 ‐ Effect of Shocks  Impulse responses R e s p o n s e s o f I_Y S_Y I_Y I_Y S_Y S_Y 0 5 10 15 0.0000 0.0025 0.0050 0.0075 0.0100 0.0125 0.0150 0.0175 0.0200 0.0225 0 5 10 15 0.0000 0.0025 0.0050 0.0075 0.0100 0.0125 0.0150 0.0175 0.0200 0.0225 0 5 10 15 0.000 0.005 0.010 0.015 0.020 0.025 0.030 0.035 0.040 0 5 10 15 0.000 0.005 0.010 0.015 0.020 0.025 0.030 0.035 0.040   The investment is the variable with the higher degree of inertia to its own shock. Ten years  after a shock on this variable 58.13% of it will still be retained. The effects of this shock over the  saving are much more reduced but more persistent. In the 5th year the effect is 62% higher, and in  the 20th year is of equal value, than in the period of the shock in the investment.     The shocks on the saving have an impact on it that disappear quickly, in the 10th period  they are 18% of the initial shock. The effects over the investment are slightly more important, but  less than of the investment on the saving, and are relatively persistent, the value of the 10th period  being the same of that of the 7th period. A shock of 10% on savings produces an increase in the 7th  period of 2.3% on the investment and 1.9% on the saving. This difference of results will last for  long time.    We conclude therefore that the shocks on the saving are not important for the investment,  what confirms the international financial integration of the Portuguese economy. This conclusion  2007 ‐ 22  •  Economic Analysis®  confirms thus the result obtained with the traditional model, to an equation, of the F‐H hypothesis.  H. Co‐Integration between the investment and the saving: the problem of external sus‐ tainability. As the VAR model was of order 1 we concentrate our attention in co‐integration rela‐ tions, between investment and saving, with 1 lag52. We have two possibilities for our dummy vari‐ ables: its inclusion in the vector of co‐integration or its exclusion of this vector, but being part of  the VECM53 model. In the first option we have considered the presence of ms_0. Its exclusion of the  co‐integration space is rejected by a LR test,  21 9, 06 (0, 00)χ = 54. We identify this model as C‐I (A).  We arrive also to the conclusion that we can reject the nullity of the presence in the co‐integration  space for all the dummy variables. We have the following results for the LR tests when we include  all de dummies:   2 1 2 1 2 1 2 1 0 4, 690 (0, 03) _ 0 16, 287 (0, 00) _1 9, 660 (0, 00) _ 2 7,161 (0, 01) mi ms ms ms χ χ χ χ = = = = =   And for all the variables  24 18,80 (0, 00)χ = . This means that we must consider a model (C‐I  (B)) with the inclusion of all these variable. In the second possibility we have put all the dummies  out of the vector of C‐I, but they belong to the VECM (C‐I(C)). The tests for the rejection are the  following:   2,84 2,84 2,84 2,84 0 2, 699 (0, 07) _ 0 16, 291 (0, 00) _1 12,178 (0, 00) _ 2 6,139 (0, 00) mi F ms F ms F ms F = = = = =   All  these  results  reject  the  null  hypothesis  of  the  dummy  variables.  The  values  of  the  Johansen test for each one of these models are on Table 24.    Table 24 ‐ Johansen tests of Co‐integration    Lambda  H0: r<=  Trace  SL  C‐I(A)            0,199  0  23,802  0,002    0,031  1  2,847  0,086  C‐I(B)            0,278  0  39,054  0,000    0,086  1  8,460  0,004  C‐I(C)            0,257  0  30,030  0,000    0,022  1  2,137  0,140      The joint hypothesis of stationnarity for investment and saving in the case of the first two  models is not rejected. This means that the correct representation will be by a VAR, like we have  done below. As for the last model we couldn’t reject the existence of a relation of co‐integration  between investment and saving. We have tried the hypothesis of a vector (1,‐1). The LR test give  52 The rule of k‐1 could not be applied because k=1. See Lütkepohl (2004).  53 Also known as VAR model accompanying the C‐I. VECM: vector error correction mechanism.  54 The SL (significance level) is on parenthesis.  Volume 40 • Autumn 2007 • 23  the result �21=4,167 (0,041), and so we must reject such restriction. The values of the equilibrium  relation are in Table 25.    Table 25 ‐ Coefficients of the space of co‐integration  Var.  �  �  ��  ��  I/Y  1  ‐0,209  ‐‐‐  0,064  S/Y  ‐0,677  0,434  0,094  0,119      The study of co‐integration between investment and saving leads to two alternative  ways: the analysis in terms of VAR or the acceptance of a co‐integration model, C‐I (C). We have  already considered the first way. The second produces a long run retention coefficient equal to 0.68  and the rejection of a unitary value for this coefficient. From this relation of long term we obtain  the value of CA/Y as  0, 32t t tt t t t S I S CA Y Y ε − = = + ⋅ , where �t represents a stationary variable and,  remember, S/Y is a variable with a unit root, I(1). The current balance presents a situation  of not sustainability in the Portuguese economy.  Conclusion  The original ideas in the paper are our interpretation of the theoretical evolution of the F‐H  thesis, the importance of analysing the random nature of the model of one equation and not only  the retention coefficient and the macro view given by an appropriate VAR model with investment  and saving. The F‐H thesis is presented as a simple measure of the international capital mobility.  We have presented its importance and the problems that were raised. The application of the thesis  was immunized to economists’ beliefs and its evolution reflects also the advances in econometric  practice. Nowadays the thesis allows not only measuring the level of financial integration of the  economies but also to test its external sustainability. After a short theoretical presentation of the  thesis we applied it to the Portuguese economy.  We begin the empirical part of this paper by the analysis of the evolution of investment and  saving in Portugal. Those values must be considered favourable to growth and give a better pic‐ ture than other developed economies. A deep regarding gives us a different picture for the short  term. Since 1983 and 1989, investment and saving, respectively, have a decreasing behaviour and  since 1986 the disequilibrium between the two is worsening every year. The rupture years given  by Bai and Perron method coincide with abnormal years from the point of view of the economic  environment and political events for those variables in the Portuguese economy.    With the study of the F‐H relation in its traditional form, of one equation, we have esti‐ mated a retention coefficient for the long term equal to 0.212. A value of this magnitude confirms a  situation of great capital mobility. We think, however, that more than analysing the average value  of a coefficient, it will be more interesting to study the random nature of the model if we want to  know the level of restriction on investment from saving. When following this strategy we discover  that the chosen model is not stable. And so we can conclude for the presence of international capi‐ tal mobility in the case of the Portuguese economy.   In the study of the stationnarity characteristics we had in account the rupture periods previ‐ ously identified. The ordinary used tests don’t give a unanimous and clear answer. We have used  other tests and we think that we can conclude that investment and saving could be taken as inte‐ grated of order 1, I(1).  2007 ‐ 24  •  Economic Analysis®  We think that the level of integration of these variables is very interesting from the macro  point of view. A shock on investment or saving will produce very long term consequences. We  begin our macro interdependence research by the study of a VAR model of order 1 and we have  verified that the importance of the saving in the explanation of investment was inferior to the in‐ verse one. In terms of analyses of the shocks we conclude that the effect of a shock on saving were  not important on investment. We have obtained with the VAR information that confirms the idea  of the international capital mobility in the Portuguese economy.  The  analysis  of  co‐integration  between  investment  and  saving  was  conducted  with  three  possible VECM models. By the multivariate test of Johansen we can’t reject the joint stationnarity  of investment and saving in the case of the first two models. The Johansen test confirms the pres‐ ence of 1 vector of co‐integration in the last model. The study of this model rejects the hypothesis  of a vector (1, ‐ 1), what means that the BC is not sustainable. In terms of short period we can con‐ firm the idea of capital mobility, the � is 0.21, and in terms of long period the retention coefficient  of 0.68 puts some doubts on the level of integration.   we can conclude by the idea of a high level of capital mobility and a strong propensity to ex‐ ternal unsustainability of the Portuguese economy.      Annexe: Linear equation model, OLS  EQ(13) Modelling I_Y by OLS, The estimation sample is: 1911 to 1994                       Coefficient  Std.Error    t‐prob  I_Y_1  0.701435  0.06922  0.000   S_Y  0.0634468  0.03421  0.067   mi  0.0361159  0.007945  0.000   Trend  0.00139731  0.0003385  0.000   Constant  ‐0.0469948  0.01156  0.000   sigma  0.0175698   R^2  0.975116   ARCH 1‐1 test:  F(1,77)  = 0.086785 [0.7691]    Normality test:  Chi^2(2) =   3.3048 [0.1916]    RESET test:  F(1,78)  =  0.58714 [0.4458]      Solved static long‐run equation for I_Y     Coefficient  Std.Error    t‐prob  S_Y            0.212506    0.1114     0.060  mi  0.120965      0.02712     0.000  Trend  0.00468008    0.0004356     0.000  Constant  ‐0.157402      0.03576     0.000  Long‐run sigma = 0.0588473  WALD test: Chi^2(3) = 265.211 [0.0000] **    Testing for error autocorrelation from lags 1 to 1   Chi^2(1) =0.0087593 [0.9254]   and F‐form F(1,78)  =0.0081344 [0.9284]      Testing for error ARCH from lags 1 to 1  ARCH 1‐1 test:    F(1,77)  = 0.086785 [0.7691]      Normality test for Residuals  Normality test:   Chi^2(2) =   3.3048 [0.1916] Volume 40 • Autumn 2007 • 25  Literature  1. Agenor, P.‐R. (2003), ʺBenefits and Costs of International Financial Integration: Theory and Factsʺ. The World  Economy, 26:8.  2. Alyousha, A. and C. Tsoukis 2003, ʺA Re‐Examination of Saving‐Investment Relationships: Cointegration, Cau‐ sality, and International Capital Mobilityʺ, in G. Agiomirgianakis, et al. eds., Advances in International Economics  and Finance. London: Kluwer Academic Publishers.  3. Andrade, J. S. (2007),  ʺLa Thèse de Feldstein‐Horioka: une mesure de  la mobilité  internationale du capitalʺ.  Panoeconomicus, LIV:1, pp. 53‐67.  4. Bação, P. (1997), ʺInovação e Aplicações Financeiras em Portugalʺ. Working Paper, GEMF, Faculdade de Economia  da Universidade de Coimbra, 9.  5. Bai, J. and P. Perron (1998), ʺTesting for and Estimation of Multiple Structural Changesʺ. Econometrica, 66, pp.  47‐79.  6. ‐‐‐‐‐‐‐‐ (2003), ʺComputation and Analysis of Multiple Structural Change Modelsʺ. Journal of Applied Economet‐ rics, 18, pp. 1‐22.  7. Banco~de~Portugal. (1984), Relatório do Conselho de Administração, Gerência de 1983. Lisboa: Banco de Portugal.  8. ‐‐‐‐‐‐‐‐. (1997), Relatório do Conselho de Administração, Gerência de 1996. Lisboa: Banco de Portugal.  9. ‐‐‐‐‐‐‐‐.  (1998),  Historical  Series  For  the  Portuguese  Economy.  Lisboa:  http://www.bportugal.pt/publish/serlong/serlong_e.htm.  10. ‐‐‐‐‐‐‐‐. (2004), Relatório do Conselho de Administração, Gerência de 2003. Lisboa: Banco de Portugal.  11. Banerjee, A. and P. Zanghieri (2003), ʺA New Look at the Feldstein‐Horioka Puzzle using a Integrated Panelʺ.  CEPII, 22.  12. Batista, D., et al. (1997), New Estimates for Portugalʹs GDP, 1910‐1958: Banco de Portugal.  13. Baxter, M. and M. Crucini (1993), ʺExplaining saving‐investment correlationsʺ. American Economic Review, 83,  pp. 416‐36.  14. Bayoumi, T. (1990), ʺSaving‐investment correlations : immobile capital, government policy, or endogenous be‐ haviorʺ. IMF Staff Papers, , :. 37:June, pp. 360‐87.  15. Bayoumi, T. and R. MacDonald (1995), ʺConsumption, Income and International Capital Market Integrationʺ.  IMF Staff Papers, , :. 42, pp. 552‐76.  16. Blanchard, O. and F. Giavazzi  (2002),  ʺCurrent account deficits  in  the Euro Area: The end of  the Feldstein‐ Horioka puzzle?ʺ Brookings Papers in Economic Activity, 2, pp. 147‐86.  17. Campbell, J., A. Lo and A. MacKinlay. (1997), The Econometrics of Financial Markets. New Jersey: Princeton Uni‐ versity Press.  18. Campbell, J. and G. Mankiw (1987), ʺAre Output Fluctuations Transitory?ʺ Quarterly Journal of Economics, 102:4,  pp. 857‐80.  19. Chakrabarti, A. (2006), ʺThe Saving‐Investment Relationship Revisited: new evidence from multivariate hetero‐ geneous panel cointegration analysesʺ. Journal of Comparative Economics, 34:2, pp. 402‐19.  20. Coakley, J., A.‐M. Fuertes and F. Spagnolo (2004), ʺIs the Feldstein‐Horioka Puzzle History ?ʺ University of Essex.  21. Coakley, J., F. Hasan and R.Smith (1999), ʺSaving, Investment, and Capital Mobility in LDCsʺ. Review of Interna‐ tional Economics, 7:4.  22. Coakley, J., F. Kulasi and R. Smith (1996), ʺCurrent Account Solvency and the Feldstein‐Horioka Puzzleʺ. The  Economic Journal, 106:436, pp. 620‐7.  23. ‐‐‐‐‐‐‐‐ (1998), ʺThe Feldstein‐Horioka puzzle and capital mobility: A reviewʺ. International Journal of Finance and  Economics, 3, pp. 169‐88.  24. Cochrane, J. (1988), ʺHow Big is the Randon Walk in GNP?ʺ Journal of Political Economy, 96:5, pp. 893‐920.  25. Commission,  E.  (2005),  Annual  Macro  Economic  Database:  European  Commission,  4th  April,  http://europa.eu.int/comm/economy_finance/indicators/annual_macro_economic_database/ameco_en.htm.  26. Corbin, A. (2004), ʺCapital Mobility and Adjustment of the Current Account Imbalances: a bounds testing ap‐ proach to cointegration in 12 countries (1880‐2001)ʺ. International Journal of Finance and Economics, 9, pp. 257‐76.  27. Dickey, D. and W. Fuller (1979), ʺDistribution of the Estimators for Time Series Re‐gressions with a Unit Rootʺ.  Journal of the American Statistical Association, 74, pp. 427‐31.  2007 ‐ 26  •  Economic Analysis®  28. Edison, H., L. Ricci and T. Slok (2002), ʺInternational Financial Integration and Economic growthʺ. Journal of In‐ ternational Money and Finance, 21:6.  29. Fattouh, B. (2005), ʺCapital Mobility and Sustainability: evidence from US current account dataʺ. Empirical Eco‐ nomics, 30:1, pp. 245‐53.  30. Feldstein, M. (1983), ʺDomestic saving and international capital movements in the long run and the short runʺ.  European Economic Review, 30, pp. 735‐52.  31. Feldstein, M. and P. Bacchetta 1991,  ʺDomestic saving and  international  investmentʺ,  in D. Bernheim and J.  Shoven eds., National saving and economic performance. Chicago: Chicago University Press.  32. Feldstein, M. and C. Horioka (1980), ʺNational saving and international capital flowsʺ. Economic Journal, 90, pp.  314‐29.  33. Feyerabend, P. (1993), Against Method (1975). London: Verso.  34. Frankel, J. 1991, ʺQuantifying International Capital Mobility in the 1980sʺ, in B. Bernheim and J. Shoven eds.,  National Saving and Economic Performanc. Chicago: University of Chicago Press.  35. ‐‐‐‐‐‐‐‐ (1992), ʺMeasuring International Capital Mobility: A Reviewʺ. The American Economic Review, 82:2, pp.  197‐202.  36. Frankel, J. and A. MacArthur (1988), ʺPolitical vs. currency premia in international real interest rate dfferen‐ tialsʺ. European Economic Review, 32, pp. 1083‐121.  37. Goldberg, L., J. James and J. Okunev (2003), ʺHas International Financial Integration Increased?ʺ Open Economies  Review, 14:3, pp. 299‐317.  38. Hendry, D. (1996), Empirical Econometric Modelling Using Pcgive, Volume 1. London: Timberlake Consultants.  39. Heston, A., R. Summers and B. Aten.  (October 2002), Penn World Table Version 6.1: Center  for  International  Comparisons at the University of Pennsylvania (CICUP).  40. Ho, T.‐w. (2002), ʺA Panel Cointegration Approach to the Investment‐saving Correlationʺ. Empirical Economics,  27:1, pp. 91‐100.  41. Ho, T.‐W. (2003), ʺThe Saving‐retention Coefficient and Country‐size: The Feldstein‐Horioka Puzzle reconsid‐ eredʺ. Journal of Macroeconomics, 25:3.  42. Hogendorn, C. (1998), ʺCapital Mobility in Historical Perspectiveʺ. Journal of Policy Modeling, 20:2.  43. Husted, S. (1992), ʺThe emerging U.S. current account deficit in the 1980s : a cointegration analysisʺ. The Review  of Economics and Statistics, pp. 159‐66.  44. I.N.E. (2005), Estatísticas Trimestrais, Dezembro de 2004. Lisboa: http://www.ine.pt.  45. Jansen, W. (1996), ʺEstimating saving‐investment correlations : evidence for OECD countries based on an error  correction modelʺ. Journal of International Money and Finance, 5, pp. 749‐81.  46. ‐‐‐‐‐‐‐‐ (1997), ʺCan the intertemporal budget constraint explain the Feldstein‐Horioka puzzle?ʺ Economics Let‐ ters, 56, pp. 77‐83.  47. ‐‐‐‐‐‐‐‐ (2000), ʺInternational capital mobility: Evidence from panel dataʺ. Journal of International Money and Fi‐ nance, 19, pp. 507‐11.  48. Jansen, W. and G. Schulze (1996), ʺTheory‐based Measurement of the Saving‐Investment Correlation with an  Application to Norwayʺ. Economic Inquiry, 34, pp. 116‐32.  49. Kim, H., K.‐Y. Oh and C.‐W. Jeong (2005), ʺPanel Cointegration Results on International Capital Mobility in  Asian Economiesʺ. Journal of International Money and Finance, 24:1, pp. 71‐82.  50. Kimball, M. (1990), ʺPrecautionary Saving in the Small and in the Largeʺ. Econometrica, 58:1, pp. 53‐73.  51. Kwiatkowski, D., et al. (1992), ʺTesting the Null Hypothesis of Stationary against the Alternative of a Unit Root:  How Sure Are We That Economic Time Series Have a Unit Root?ʺ Journal of Econometrics, 54, pp. 159‐78.  52. Lemmen, J. and S. Eijffinger 1998, ʺThe Quantity Approach to Financial Integration: The Feldstein‐Horioka Cri‐ terion Revisited (extended and updated version of the paper in Open Economics Review, Vol. 6, N.2, 1995,145‐ 65)ʺ, in J. Lemmen ed., Integrating Financial Markets in the European Union. Cheltenham: Edward Elgar.  53. Levy, D. (1995), ʺInvestment‐saving comovement under endogenous fiscal policyʺ. Open Economies Review, 6,  pp. 237‐54.  54. Lütkepohl,  H.  2004,  ʺVector  Autoregressive  and  Vector Error  Correction  Modelsʺ,  in  H. Lütkepohl  and  M.  Krätzig eds., Applied Time Series Econometrics. Cambridge: Cambridge University Press, pp. 86‐158.  55. Mamingi,  N.  (1997),  ʺSaving‐investment  Correlations  and  Capital  Mobility:  The  Experience  of  Developing  Volume 40 • Autumn 2007 • 27  Countriesʺ. Journal of Policy Modeling, 19:6, pp. 605‐16.  56. Moreira, A. and A. Pedrosa. (2004), As Grandes Datas da História de Portugal. Lisboa: Editorial Notícias.  57. Moreno, R. (1997), ʺSaving investment dynamics and capital mobility in the U.S. and Japanʺ. Journal of Interna‐ tional Money and Finance, 16, pp. 837‐63.  58. Murphy, R. (1986), ʺProductivity Shocks, Non‐traded Goods and Optimal Capital Accumulationʺ. European Eco‐ nomic Review, 30, pp. 1081‐95.  59. Obstfeld, M. (1986), ʺCapital mobility in the world economy : theory and measurementʺ. Carnegie‐Rochester Con‐ ference Series on Public Policy:Spring, pp. 1‐24.  60. ‐‐‐‐‐‐‐‐ (1991), ʺComment on ʺD. Levyʹs Investment‐saving comovement, capital mobility, and Fiscal policyʺ.ʺ  NBER Conference on  Macroeconomic Effects of Fiscal Policy: Cambridge, MA.  61. Obstfeld, M. and K. Rogoff (2000), ʺThe six major puzzles in international macroeconomics: is there a common  cause?ʺ NBER Working Paper, 7777.  62. Ozmen, E. and K. Parmaksiz (2003a), ʺExchange Rate Regimes and the Feldstein‐Horioka Puzzle : The French  Evidenceʺ. Applied Economics, 35:2.  63. ‐‐‐‐‐‐‐‐ (2003b), ʺPolicy Regime Change and the Feldstein‐Horioka Puzzle : The Uk Evidenceʺ. Journal of Policy  Modeling, 25:2.  64. Parker,  J., A.  Jonathan and B. Preston  (2002),  ʺPrecautionary Saving and Consumption Fluctuationsʺ. NBER  Working Paper, 9196.  65. Payne, J. and R. Kumazawa (2006), ʺCapital Mobility and the Feldstein‐Horioka Puzzle: re‐examination of less  developed countriesʺ. Manchester School, 74:5, pp. 610‐6.  66. Payne, J. and H. Mohammadi (2006), ʺCapital Mobility and Savings‐Investment Correlations: panel data evi‐ dence from trnasition economiesʺ. Applied Economic Letters, 13:10, pp. 611‐3.  67. Perron,  P.  (1997),  ʺFurther  Evidence  on  Breaking  Trend  Functions  in  Macroeconomic  Variablesʺ.  Journal  of  Econometrics, 80, pp. 355‐85.  68. Phillips, P. (1987), ʺTime Series Regression with a Unit Rootʺ. Econometrica, 55, pp. 277‐301.  69. Phillips, P. and P. Perron (1988), ʺTesting for a Unit Root in Time Series Regressionʺ. Biometrika, 75, pp. 335‐46.  70. Pomfret, R. (1998), ʺMeasuring the Degree of Capital Mobility: What does the Feldstein‐Horioka Equation test?ʺ  71. Popper, H. (1990), ʺInternational capital mobility: direct evidence from long‐term currency swapsʺ. International  Finance, Board of Governors, Federal Reserve System, 386.  72. Popper, K. (2002), Conjectures and Refutations (1963). London: Routledge.  73. Rocha, F. and B. Zerbini (2000), ʺ Using a panel structure to discuss the Feldstein‐Horioka puzzle in developing  countriesʺ. Universidade de São Paulo, S. Paulo and MFS Investment Management, Boston.  74. Sachs, J. (1981), ʺThe current account and macroeconomic adjustmentʺ. Brookings Papers on Economic Activity, 1,  pp. 201‐68.  75. Taylor, A. (1996), ʺInternational Capital Mobility in History: the Saving‐Investment Relationshipʺ. NBER Work‐ ing Paper, 5743.  76. ‐‐‐‐‐‐‐‐ (2002), ʺA century of current account dynamicsʺ. Journal of International Money and Finance, 21, pp. 725‐48.  77. Tesar, L. (1991), ʺSavings, Investment, and International Capital Flowsʺ. Journal of International Economics, 31, pp.  55‐78.  78. Westerlund, J. (2006), ʺTesting for Panel Cointegration with Multiple Sctructural Breaksʺ. Oxford Bulletin of Eco‐ nomics and Statistics, 68:1, pp. 101‐32.  79. Wright, J. H. (2000), ʺAlternative Variance‐Ratio Tests Using Ranks and Signsʺ. Journal of Business and Economics  Statistics, 18:1, pp. 1‐9.