WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 8 | 9 || 11 |

Response of D(M03M) to SD_06M_03M Response of D(M03M) to SD_09M_06M Response of D(M03M) to SD_12M_09M 0.08 0.08 0.0.06 0.06 0.0.04 0.04 0.0.02 0.02 0.0.00 0.00 0.-0.02 -0.02 -0.-0.04 -0.04 -0.-0.06 -0.06 -0.-0.08 -0.08 -0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 июль 2003 г. – май 2008 г.

Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.

Response of D(M03M) to SD_06M_03M Response of D(M03M) to SD_09M_06M Response of D(M03M) to SD_12M_09M 0.08 0.08 0.0.04 0.04 0.0.00 0.00 0.-0.04 -0.04 -0.-0.08 -0.08 -0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Функции отклика приращений ставок на изменения процентного спрэда в модели (2а) d(Yt6), St (9;3), St (12;6) январь 1999 г. – май 2008 г.

Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.

Response of D(M06M) to SD_09M_03M Response of D(M06M) to SD_12M_06M 0.04 0.0.02 0.0.00 0.-0.02 -0.-0.04 -0.-0.06 -0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 июль 2003 г. – май 2008 г.

Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.

Response of D(M06M) to SD_09M_03M Response of D(M06M) to SD_12M_06M 0.04 0.0.02 0.0.00 0.-0.02 -0.-0.04 -0.-0.06 -0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Функции отклика приращений ставок на изменения процентного спрэда в модели (2б) d(Yt6), St (9;3), St (12;6), St (18;12), St (24;18), St (30;24) январь 1999 г. – май 2008 г.

Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.

Response of D(M06M) to SD_09M_03M Response of D(M06M) to SD_12M_06M Response of D(M06M) to SD_18M_12M 0.04 0.04 0.0.02 0.02 0.0.00 0.00 0.-0.02 -0.02 -0.-0.04 -0.04 -0.-0.06 -0.06 -0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Response of D(M06M) to SD_24M_18M Response of D(M06M) to SD_30M_24M 0.04 0.0.02 0.0.00 0.-0.02 -0.-0.04 -0.-0.06 -0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 июль 2003 г. – май 2008 г.

Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.

Response of D(M06M) to SD_09M_03M Response of D(M06M) to SD_12M_06M Response of D(M06M) to SD_18M_12M 0.03 0.03 0.0.02 0.02 0.0.01 0.01 0.0.00 0.00 0.-0.01 -0.01 -0.-0.02 -0.02 -0.-0.03 -0.03 -0.-0.04 -0.04 -0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Response of D(M06M) to SD_24M_18M Response of D(M06M) to SD_30M_24M 0.03 0.0.02 0.0.01 0.0.00 0.-0.01 -0.-0.02 -0.-0.03 -0.-0.04 -0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Функции отклика приращений ставок на изменения процентного спрэда в модели (3а) d(Yt9), St (12;3) январь 1999 г. – май 2008 г.

Response of D(M09M) to One S.D. SD_12M_03M Innovation 0.0.0.0.-0.-0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 июль 2003 г. – май 2008 г.

Response of D(M09M) to One S.D. SD_12M_03M Innovation 0.0.0.0.-0.-0.-0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Функции отклика приращений ставок на изменения процентного спрэда в модели (3б) d(Yt9), St (12;3), St (18;9) январь 1999 г. – май 2008 г.

Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.

Response of D(M09M) to SD_12M_03M Response of D(M09M) to SD_18M_09M 0.02 0.0.01 0.0.00 0.-0.01 -0.-0.02 -0.-0.03 -0.-0.04 -0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 июль 2003 г. – май 2008 г.

Response to One S.D. Innovations ± 2 S.E.

Response of D(M09M) to SD_12M_03M Response of D(M09M) to SD_18M_09M 0.02 0.0.01 0.0.00 0.-0.01 -0.-0.02 -0.-0.03 -0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Оценки векторных авторегрессионных моделей отвергают гипотезу ожиданий для российского рынка государственных ценных бумаг как для всего периода с 1999 г. по май 2008 г., так и для его наиболее стабильного подпериода (начиная с июля 2003 г.) Как видно из приведенных графиков (Рисунок 3.7), значения функций отклика приращений ставок на изменения процентного спрэда колеблются вокруг нуля, а оценки коэффициентов при лаговых значениях спрэдов статистически не значимо отличаются от нуля, либо имеют отрицательный знак, что противоречит гипотезе ожиданий.

Оценка линейных регрессионных уравнений. В отличие от двух предыдущих третий метод используется для проверки гипотезы рациональных ожиданий, а не только чистой гипотезы ожиданий, на базе оценки линейных регрессионных уравнений разности текущей и будущей месячной ставки доходности ГКО-ОФЗ в зависимости от форвардных ставок. В его основе лежит предположение о том, что форвардные ставки могут интерпретироваться как ожидания будущих процентных ставок.

Как и в исследовании для периода 1993-1998 гг., в данной работе производится оценка регрессионных уравнений, имеющих следующую спецификацию:

it + (m) - it (m) = + [ ft (t + n, m) - it (m)] + t - j + t j j где it (m) – текущая месячная ставка по ГКО-ОФЗ со сроком до погашения m, Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период it+ (m) – месячная ставка по ГКО-ОФЗ со сроком до погашения m, наблюдаемая через недель, ft (t + n, m) – текущая форвардная ставка по ГКО-ОФЗ на период [t + n, m ], n < m, t–j – скользящее среднее остатков j-го порядка (включен в модель для устранения автокорреляции в остатках).

Справедливость гипотезы рациональных ожиданий предполагает выполнение условий: = 0, = 1, E(t ) = 0. Результаты соответствующих оценок приведены в таблице 3.13.

Таблица 3.13. Результаты оценки линейных регрессионных уравнений, специфицированных в соответствии с гипотезой рациональных ожиданий для временной структуры процентных ставок (оценки отдельных уравнений).

Зависимая Объясняющая * Н0: = 0, = 1** Rпеременная переменная январь 1999 г. – май 2008 г.

-0.301 0.204 64.93 0.it+5 (3) - it+2 (3) ft (3, 6) - it+2 (3) -1.320 1.774 129.-0.130 0.098 166.02 0.it+8 (3) - it+5 (3) ft (6, 9) - it+5 (3) -0.623 1.518 332.-0.090 0.053 1382.68 0.it+11 (3) - it+8 (3) ft (9, 12) - it+8 (3) -0.546 6.531 2765.-0.824 0.572 51.10 0.it+8 (6) - it+2 (6) ft (3, 9) - it+2 (6) -4.105 5.497 102.-0.449 0.208 98.76 0.it+11 (6) - it+5 (6) ft (6, 12) - it+5 (6) -1.995 2.562 197.-0.410 0.132 214.31 0.it+17 (6) - it+11 (6) ft (12, 18) - it+11 (6) -1.833 2.216 428.-0.739 0.468 56.72 0.it+11 (9) - it+2 (9) ft (3, 12) - it+2 (9) -3.686 4.627 113.-0.477 0.171 146.it+17 (9) - it+8 (9) ft (9, 18) - it+8 (9) 0.-2.186 2.429 292.июль 2003 г. – май 2008 г.

-0.823 0.867 41.44 0.it+5 (3) - it+2 (3) ft (3, 6) - it+2 (3) -4.810 5.932 82.-0.807 0.844 40.94 0.it+8 (3) - it+5 (3) ft (6, 9) - it+5 (3) -4.521 5.770 81.-0.893 0.896 37.48 0.it+11 (3) - it+8 (3) ft (9, 12) - it+8 (3) -4.506 5.507 74.-1.126 1.230 70.54 0.it+8 (6) - it+2 (6) ft (3, 9) - it+2 (6) -7.511 8.529 141.-1.162 1.212 67.10 0.it+11 (6) - it+5 (6) ft (6, 12) - it+5 (6) -7.088 8.097 134.-0.869 0.837 26.47 0.it+17 (6) - it+11 (6) ft (12, 18) - it+11 (6) -3.746 4.351 52.-0.901 0.964 38.51 0.it+11 (9) - it+2 (9) ft (3, 12) - it+2 (9) -5.295 6.290 77.-0.986 0.974 30.it+17 (9) - it+8 (9) ft (9, 18) - it+8 (9) 0.-4.727 5.422 60.* - указаны значения коэффициента и t-статистика, ** - для каждого уравнения указаны значения F-статистики и статистики Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период Полученные результаты в целом противоречат гипотезе ожиданий. Для периода - май 2008 гг. оценки коэффициента, хотя и имеют ожидаемый знак (больше нуля), существенно отличаются от единицы. Сокращение рассматриваемого интервала (рассмотрение подпериода с июля 2003 г. по декабрь 2006 г.) приводит к приближению оценок коэффициента к единице, но в этом случае свободный член практически во всех уравнениях статистически значимо отличается от нуля.

Для повышения эффективности оценок, как и в предыдущей работе, далее мы оценили регрессионные уравнения как системы одновременных внешне несвязанных уравнений (Таблица 3.14). Такая оценка позволяет избежать проблем, связанных с коррелируемостью остатков регрессионных уравнений.

Таблица 3.14. Результаты оценки линейных регрессионных уравнений, специфицированных в соответствии с гипотезой рациональных ожиданий для временной структуры процентных ставок (оценки системы уравнений).

Зависимая Объясняющая Н0: = 0, = 1*** Rпеременная переменная январь 1999 г. – май 2008 г.

-0.393 0.285 486.28 0.it+5 (3) - it+2 (3) ft (3, 6) - it+2 (3) -3.464 4.0.024 -0.025 2230.03 -0.it+8 (3) - it+5 (3) ft (6, 9) - it+5 (3) 0.258 -0.-0.149 0.013 5891.41 -0.it+11 (3) - it+8 (3) ft (9, 12) - it+8 (3) -1.681 0.-0.376 0.240 386.60 0.it+8 (6) - it+2 (6) ft (3, 9) - it+2 (6) -2.869 3.-0.080 -0.044 2270.24 -0.it+11 (6) - it+5 (6) ft (6, 12) - it+5 (6) -0.752 -1.0.082 -0.094 2540.28 -0.it+17 (6) - it+11 (6) ft (12, 18) - it+11 (6) 0.644 -3.-0.408 0.157 473.01 -0.it+11 (9) - it+2 (9) ft (3, 12) - it+2 (9) -3.089 2.0.005 -0.it+17 (9) - it+8 (9) ft (9, 18) - it+8 (9) 2275.71 -0.0.047 -3.июль 2003 г. – май 2008 г.

-0.875 0.830 239.86 0.it+5 (3) - it+2 (3) ft (3, 6) - it+2 (3) -8.473 10.-0.838 0.833 178.77 0.it+8 (3) - it+5 (3) ft (6, 9) - it+5 (3) -9.526 21.-0.942 0.864 258.77 0.it+11 (3) - it+8 (3) ft (9, 12) - it+8 (3) -12.477 37.-0.961 0.986 171.64 0.it+8 (6) - it+2 (6) ft (3, 9) - it+2 (6) -11.587 23.-1.246 1.180 329.19 0.it+11 (6) - it+5 (6) ft (6, 12) - it+5 (6) -17.676 57.-1.339 1.166 250.99 0.it+17 (6) - it+11 (6) ft (12, 18) - it+11 (6) -15.633 30.-1.046 1.040 243.68 0.it+11 (9) - it+2 (9) ft (3, 12) - it+2 (9) -15.146 32.-1.089 0.it+17 (9) - it+8 (9) ft (9, 18) - it+8 (9) 226.69 0.-13.790 25.*** - для каждого уравнения указаны значения статистики Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период Однако и оценки системы уравнений не дают основания для принятия гипотезы ожидания. Как и при оценивании отдельных уравнений, лучшие результаты получены для подпериода (июль 2003 г. – май 2008 г.): для большинства уравнений трех- и девятимесячных облигаций гипотеза = 1 не отвергается, но во всех случаях форвардные ставки являются смещенными ( < 0) оценками будущих спот-ставок.

Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период Выводы и рекомендации по экономической политике В данной работе были изучены закономерности развития процессов, наблюдавшихся на российском рынке государственных ценных бумаг в 1999–2008 годах. Исследование проводилось на основе анализа реакции рынка на изменения ожиданий экономических агентов и на шоки экономической политики (в частности, на колебания денежного предложения) путем изучения динамики всей временной структуры процентных ставок по ГКО-ОФЗ. В рамках настоящего исследования были решены следующие основные задачи:

• проведен анализ истории развития рынка ГКО-ОФЗ в 1999–2008 годах, выделены три подпериода, характеризующихся относительно устойчивыми тенденциями на рынке:

• январь 1999 – июнь 2000 года – период восстановления рынка;

• июль 2000 – июнь 2003 года – функционирования рынка в условиях сохранения роли рыночных заимствований как источника финансирования дефицита федерального бюджета;

• июль 2003 – май 2008 года – функционирование рынка в условиях нефискального характера долговых заимствований государства.

• для выбора эконометрических методов проверки рассматриваемых гипотез, объясняющих динамику временной структуры доходностей, проанализированы статистические свойства временных рядов временной структуры ставок по ГКО-ОФЗ;

• изучено соответствие изменений инфляционных ожиданий у участников рынка, выраженных во временной структуре ставок по ГКО-ОФЗ, и динамикой индекса потребительских цен;

• проведено исследование процессов, происходящих на рынке государственных ценных бумаг при шоках денежно-кредитной политики. Дана оценка реакции процентных ставок на рынке на увеличение денежного предложения;

• изучена адекватность российскому рынку государственных облигаций гипотезе ожиданий временной структуры процентных ставок.

Полученные в ходе исследования результаты сопоставлялись с результатами, полученными ранее для рынка ГКО-ОФЗ в 1993-1998 годах.

Как показывают приведенные результаты, на протяжении всего периода временная структура доходности ГКО-ОФЗ имела сложную форму: на коротком конце (до одного года) наклон кривой доходности положителен, далее следует почти горизонтальный участок от года до двух с половиной лет, доходности серий на длинном конце снижаются. Такая форма кривой доходности, в целом, соответствовала и периоду до августа 1998 года и объясняется Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период тем, что ее короткий и средний сегмент представлены более-менее рыночными ставками, а доходности по длинным облигациям определяются крупными институциональными инвесторами (Центральный банк РФ в 1993-1998 годах и Пенсионный фонд РФ – в 20032008 годах).

Динамика волатильности доходности ГКО-ОФЗ с разными сроками до погашения во многом аналогична динамике кривых доходности. Волатильность ставок постепенно снижалась, вслед за снижением уровня доходности. Как на всем периоде, так и на отдельных подпериодах дисперсия ставок выше на коротком конце (до одного года) и снижается для длинных серий облигаций. При этом надо отметить, что волатильность длинных ставок (особенно, по облигациям со сроком обращения более 2,5 лет) испытала наиболее резкое снижение на последнем подпериоде, после того как такие облигации стали покупаться в целях инвестирования пенсионных накоплений.

В ходе данного исследования были получены свидетельства в пользу гипотезы о том, что инфляционные ожидания, заложенные в номинальные процентные ставки на рынке ГКО-ОФЗ, отчасти соответствуют будущим ожиданиям инфляции. Так, если в 1993-годах такие взаимосвязи прослеживались лишь для ставок на срок до 3 месяцев, то в посткризисный период горизонт увеличился. Так, на всем периоде 1999-2008 гг. отмечена очень высокая положительная корреляция между уровнем доходности ГКО-ОФЗ к погашению и будущими темпами прироста индекса потребительских цен для всех предполагаемых временных горизонтов ожиданий, кроме одномесячных облигаций. При этом с увеличением временного горизонта, в большинстве случаев увеличивается и значение коэффициента корреляции.

Кроме того, результаты тестов на коинтеграцию, свидетельствуют в пользу наличия общего тренда для всех рассмотренных пар будущих приростов ИПЦ и доходностей облигаций на соответствующий период, за исключением доходности облигаций с максимальным (трехлетним) сроком до погашения и будущей инфляции на период в один и три года.

Pages:     | 1 |   ...   | 8 | 9 || 11 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.