WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 11 |

Y3M Y6M Y9M Y12M Y18M Y24M Y30M 01/99-05/Ассиметрия процесса 3.0826 2.8837 2.4781 2.4623 2.2164 2.1243 1.Тест Дикки-Фуллера -3,1771* -8,2394 -5,9348 -2,5745* -3,6216 -2,3098* -5,Тест Филлипса-Перрона -7,1660 -2,9024* -3,0210* -4,5676 -7,6456 -6,8074 -3,0034* 01/99-06/0,8930 0,1659** 0,0521** 0,1303** -0,1396** -0,1275** 0,1217** Ассиметрия процесса Тест Дикки-Фуллера -6,1855 -2,4449* -4,1396 -2,8464* -2,8527* -3,0216* -3,5864* Тест Филлипса-Перрона -0,8750 -2,4956* -1,4289* -2,1489* -2,0340* -2,2038* -2,7801* 07/00-06/Ассиметрия процесса -1,5815 -1,5236 -1,0471 -0,6310 0,0549** -0,0729** -0,0291** Тест Дикки-Фуллера 1,7447* -0,2602* -0,7867* -1,8451* -2,0259* -2,1847* -1,9287* Тест Филлипса-Перрона -0,1596* -0,6363* -1,1341* -1,6925* -2,9811* -2,8717* -2,7239* 07/03-05/ Институт экономики переходного периода Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период Y3M Y6M Y9M Y12M Y18M Y24M Y30M Ассиметрия процесса -0.0123** -1.0356 -1.1647 -1.3703 -0.3247 1.3576 2.Тест Дикки-Фуллера -3.1586* -2.6030* -2.3840* -2.3760* -5.3168 -7.8009 -1.7777* Тест Филлипса-Перрона -4.9045 -3.4919 -3.0942* -3.1002* -6.1693 -12.5853 -2.4623* * Гипотеза о наличии единичного корня не отвергается на 95% уровне значимости.

** Гипотеза об асимметричности процесса отвергается на 95% уровне значимости.

По результатам тестов в большинстве случаев гипотеза о наличии единичного корня не отвергается на 95% уровне значимости. Таким образом, по результатам тестов мы не можем отвергнуть предположение о нестационарности рядов месячной доходности ГКООФЗ с различными сроками до погашения.

Анализ свойств временной структуры форвардных ставок. Как и для периода 1993-1998 гг. мы рассчитали значения неявных форвардных ставок по ГКО-ОФЗ для всех рассматриваемых случаев сроков до погашения, статистические характеристики которых приведены в таблицах 3.4 и 3.5.

Таблица 3.4. Статистические характеристики рядов временной структуры форвардных ставок по ГКО-ОФЗ.

Число Число Среднее Стандартное Среднее Стандартное наблюден наблюдений значение отклонение значение отклонение ий f(1,3) 52 9.00 6.04 f(6,24) 105 17.13 19.f(1,6) 53 10.04 7.29 f(6,30) 105 16.45 16.f(1,9) 53 11.14 8.88 f(6,36) 91 13.81 11.f(1,12) 53 12.10 10.31 f(9,12) 109 20.37 30.f(1,18) 53 13.39 11.92 f(9,18) 109 20.27 26.f(1,24) 53 13.82 11.80 f(9,24) 109 19.40 23.f(1,30) 53 14.19 11.55 f(9,30) 109 18.37 19.f(1,36) 48 13.79 10.56 f(9,36) 94 14.98 13.f(3,6) 102 11.44 10.99 f(12,18) 113 23.20 29.f(3,9) 102 12.51 13.11 f(12,24) 113 21.54 24.f(3,12) 102 13.39 15.03 f(12,30) 113 19.84 20.f(3,18) 102 14.37 16.06 f(12,36) 95 15.23 13.f(3,24) 102 14.54 15.04 f(18,24) 113 19.89 21.f(3,30) 102 14.40 12.88 f(18,30) 113 18.16 16.f(3,36) 90 13.02 10.48 f(18,36) 95 14.51 11.f(6,9) 105 15.37 18.52 f(24,30) 110 17.40 15.f(6,12) 105 16.58 21.34 f(24,36) 94 14.27 11.f(6,18) 105 17.38 21.70 f(30,36) 91 14.10 11.Таблица 3.5. Статистические характеристики рядов временной структуры форвардных ставок по ГКО-ОФЗ на определенный срок.

Возможным комбинациям сроков до Число Среднее Стандартное погашения облигаций наблюдений значение отклонение f(3) f(3,6), f(6,9), f(9,12) 109 18.28 26.f(3,9), f(6,12), f(12,18), f(18,24), f(24,30), f(6) f(30,36) 113 20.18 22.f(9) f(3,12), f(9,18) 109 19.23 25. Институт экономики переходного периода Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период f(12) f(6,18), f(12,24), f(18,30), f(24,36) 113 19.80 20.f(18) f(6,24), f(12,30), f(18,36) 113 19.57 20.f(24) f(6,30), f(12,36) 109 17.37 16.f(30) f(6,36) 91 13.81 11.Поскольку форвардные ставки определяются на основе сопоставления доходности к погашению облигаций с разными сроками до погашения и являются индикаторами будущей доходности ГКО-ОФЗ, параметры их распределения должны соответствовать параметрам распределения доходности ГКО к погашению. Результаты тестов на равенство первых двух моментов приведены в таблице 3.6. В соответствии с этими результатами гипотеза о равенстве средних значений форвардных ставок и доходности одинаковой срочности (ANOVA F-test) отвергается для всех серий ГКО-ОФЗ на всех рассматриваемых временных интервалах.

Таблица 3.6. Результаты тестов на равенство первых двух моментов распределений форвардных ставок и доходности одинаковой срочности.

Y3M Y6M Y9M Y12M Y18M Y24M Y30M 01/99-05/Anova F-statistic 10,0493 9,5312 3,1509 0,0594 0,0751 1,0406 5,Bartlett 127,6861 19,0639 25,6264 5,8832 9,3109 18,4082 36,Levene 20,6361 15,6988 8,0639 0,4163 2,0507 5,9732 13,Brown-Forsythe 8,2521 6,2738 2,4729 0,0302 0,3667 1,6653 6,01/99-06/8,7729 7,9619 5,2844 7,9250 11,Anova F-statistic 5.8264 1.7,0751 3,3523 4,0842 5,1245 6,Bartlett 0.1689 5.3,6125 8,3273 6,3606 7,1163 6,Levene 0.8920 9.3,6763 4,2804 5,3729 4,4773 6,Brown-Forsythe 0.4124 9.07/00-06/14.9034 22.6366 6.6283 12.7360 5.3159 3.2998 3.Anova F-statistic 6.2159 13.6217 7.3492 7.6599 1.8402 1.8149 3.Bartlett 5.7995 20.2444 6.7136 11.9068 3.9286 3.7341 6.Levene 5.4409 13.3237 4.3884 7.5007 2.5554 2.1728 4.Brown-Forsythe 07/03-05/Anova F-statistic 18,1985 98,6716 27,7253 86,8497 47,4364 25,4621 10,Bartlett 6,9041 0,8276 0,1292 7,8240 7,5572 9,2465 2,Levene 11,4466 0,2788 0,0520 11,7421 12,0718 13,9081 7,Brown-Forsythe 10,8905 0,1887 0,0431 7,0420 7,3113 8,5754 5,* Гипотеза о равенстве не отрицается на 95% уровне значимости.

В соответствии с тестом Бартлетта (Bartlett’s test) на всех рассматриваемых временных интервалах отвергается также гипотеза о равенстве дисперсий. Однако следует отметить, что в данном случае отвержение гипотезы может быть связано с тем, что распределение обоих видов ставок по ГКО-ОФЗ сильно отличается от нормального, особенно в период сильных изменений в динамике анализируемых показателей Институт экономики переходного периода Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период (многократное снижение уровня доходности и волатильности за относительно небольшое число наблюдений).

Однако и менее чувствительные к выполнению требования нормальности тесты Ливина и Брауна-Форсайта также отвергают гипотезу о равенстве дисперсий. В среднем результаты всех тестов свидетельствуют о том, что в последнем подпериоде, характеризующемся наиболее стабильной динамикой доходности, отличия дисперсии форвардных ставок и доходностей ГКО-ОФЗ минимальны Таким образом, представленные результаты опять свидетельствуют в пользу выводов, полученных при анализе для периода 1993-1998 гг.: периоды общей нестабильности (независимо от того, означает ли это быстрый рост или снижение ставок) характеризуются более симметричным распределением форвардных и текущих ставок, однако сопровождаются большей волатильностью текущих ставок по сравнению колебаниями форвардных ставок.

3.3. Макроэкономический анализ временной структуры ставок по ГКО Данный раздел посвящен анализа соотношения между процентными ставками и инфляционными ожиданиями экономических агентов, а также изучению эффектов денежнокредитной политики в соответствии с макроэкономическими подходами к исследованию временной структуры процентных ставок.

Инфляционные ожидания экономических агентов. При анализе взаимосвязи временной структуры доходности облигаций и инфляционных ожиданий (либо их изменений) мы будем применять ту же методологию исследования, что и в исследовании для периода 1993-1998 гг.:

• непосредственное тестирование значимости зависимости между текущим уровнем доходности облигаций со срочностью, совпадающей с временным горизонтом ожиданий (или превышающей последний) и фактическими будущими темпами инфляции;

• анализ долгосрочного устойчивого соотношения (коинтеграции рядов) между номинальной процентной ставкой и темпами роста цен;

• анализ зависимости через спрэд между доходностями облигаций с различными сроками до погашения.

Первый этап анализа сводится к оценке коэффициентов парной корреляции между текущим уровнем доходности ГКО-ОФЗ различной срочности и средним за период, не превышающий срок до погашения, фактическим (ex post) темпом прироста индекса Институт экономики переходного периода Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период потребительских цен, а также с текущим уровнем инфляции. Результаты соответствующих оценок для периода 1999 – май 2008 гг. представлены в таблице 3.7.

Таблица 3.7. Значения коэффициентов корреляции между рядами доходности ГКООФЗ со различным сроком до погашения и фактических темпов инфляции в текущем месяце и на будущий период.

Y1M Y3M Y6M Y9M Y12M Y18M Y24M Y30M Y36M ИПЦ_0.399** 0.368** 0.426** 0.395** 0.441** 0.440** 0.436** 0.446** 0.460** ИПЦ_0.278* 0.285** 0.276** 0.281** 0.276** 0.280** 0.281** 0.294** 0.393** ИПЦ_ 0.376** 0.328** 0.356** 0.321** 0.330** 0.340** 0.355** 0.484** ИПЦ_0.587** 0.625** 0.570** 0.594** 0.602** 0.611** 0.721** ИПЦ_0.686** 0.658** 0.703** 0.717** 0.729** 0.828** ИПЦ_0.821** 0.858** 0.874** 0.889** 0.945** ИПЦ_0.840** 0.850** 0.858** 0.909** ИПЦ_0.916** 0.930** 0.962** ИПЦ_0.893** 0.941** ИПЦ_0.984** ** - коэффициент корреляции значим на 1% одностороннем уровне значимости * - коэффициент корреляции значим на 5% одностороннем уровне значимости Как видно из таблицы 3.7, на рассматриваемом периоде существовала 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.

Следующий этап анализа предполагает уточнение полученных ранее оценок взаимосвязи с учетом нестационарности временных рядов, для которых рассчитывались коэффициенты корреляции. С этой целью в работе представлены результаты оценки коинтеграции между уровнем доходности ГКО-ОФЗ к погашению и будущими темпами прироста индекса потребительских цен, полученные в соответствии с методикой Грэнджера– Энгла (таблица 3.8).

Методика Грэнджера–Энгла реализуется путем проверки гипотезы о наличии единичных корней на основе расширенного теста Дикки-Фуллера в остатках регрессии доходности ГКО-ОФЗ различной срочности на текущее значение темпов прироста ИПЦ за период, не превышающий срок до погашения, Доходности ГКО-ОФЗ со сроком погашения менее трех месяцев исключены из рассмотрения из-за малого числа наблюдений.

Таблица 3.8. Значения расширенного теста Дикки-Фуллера на наличие единичных корней в остатках регрессий.

Y3M Y6M Y9M Y12M Y18M Y24M Y30M Y36M ИПЦ_0 -2.383* -6.280** -4.062** -3.255** -3.014** -3.050** -3.161** -2.993** ИПЦ_1 -2.711** -5.198** -4.642** -3.759** -3.329** -3.299** -3.432** -2.418* ИПЦ_3 -2.692** -5.341** -4.393** -3.572** -3.194** -3.241** -3.769** -3.966** Институт экономики переходного периода Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период ИПЦ_-3.789** -6.113** -3.165** -2.463* -2.686** -3.937** -3.963** ИПЦ_-4.923** -3.406** -2.895** -3.240** -4.193** -3.064** ИПЦ_-3.298** -2.582* -2.906** -4.778** -1.ИПЦ_-2.631** -3.074** -4.698** -3.491** ИПЦ_-2.435* -3.275** -2.011* ИПЦ_-4.196** -3.283** ИПЦ_-1.** - значим на 1%-м уровне * - значим на 5%-м уровне Результаты оценок, приведенные в таблице 3.8, свидетельствуют в пользу наличия коинтеграции для всех рассмотренных случаев, за исключением доходности облигаций с максимальным (трехлетним) сроком до погашения и будущей инфляции на период в один и три года.

Полученные результаты свидетельствуют о наличии взаимосвязи между доходностью облигаций и будущей инфляцией. Для оценки этой зависимости далее n n проводится построение модели с коррекцией ошибок в форме: it = c + + CE( ) + t, t t где it - первая разность месячной доходности ГКО-ОФЗ со сроком до погашения, n – первая разность среднего темпа прироста ИПЦ за n месяцев вперед, t n CE( ) – коинтеграционное соотношение между месячной доходностью и t n соответствующим рядом темпов инфляции, CE(tn ) = it - a - b.

t При необходимости, в случае гетероскедастичности ошибок в линейных уравнениях регрессии, использовалась спецификация условной дисперсии ошибок в виде GARCH(1,1).

Таблица 3.9. Значения t-статистики для оценки коэффициента при переменной первой разности инфляции в модели с коррекцией ошибок (или парной регрессии), связывающей первую разность доходности ГКО-ОФЗ определенной срочности и первую разность ряда будущей инфляции.

Y3M Y6M Y9M Y12M Y18M Y24M Y30M Y36M ИПЦ_0 -1.251 -0.641 -0.777 -0.335 -2.799 -1.062 0.862 1.ИПЦ_1 2.550 3.631 4.176 2.866 3.601 1.918 1.085 1.ИПЦ_3 1.853 3.567 1.998 1.927 1.563 1.033 0.207 1.ИПЦ_6 2.904 0.971 0.445 0.635 -0.043 -1.835 0.ИПЦ_9 1.275 -1.409 -0.591 0.375 0.271 0.ИПЦ_12 0.083 -0.250 0.402 0.460 5.082* ИПЦ_18 -0.157 0.205 -0.624 -0.ИПЦ_24 0.511 -0.517 2.ИПЦ_30 3.103 0.ИПЦ_36 3.919* * - без коррекции ошибок Приведенные в таблице значения t-статистики для оценки коэффициента при переменной первой разности инфляции в модели с коррекцией ошибок (или парной Институт экономики переходного периода Моделирование временных процентных ставок по российским государственным облигациям в посткризисный период регрессии), связывающей первую разность доходности ГКО-ОФЗ определенной срочности и первую разность ряда будущей инфляции за разные периоды, свидетельствуют, что в основном временной горизонт ожиданий роста цен, учитываемый в текущем уровне месячной доходности ГКО-ОФЗ, ограничивается шестью месяцами. Для серий со сроком до погашения от одного года связь между приростами доходности и темпов роста цен в большинстве случаев становится незначимой.

Для проверки возможности соответствия ожиданий фактическим значениям инфляции за соответствующий будущий период мы оценили регрессионные уравнения вида:

itN - itM = a + b(tn - tm) + t -i + t i n m itN it = a + b( - ) + t -i + t, где t t i n m, – средние темпы фактической инфляции за n и m месяцев вперед, причем n > m ;

t t it – спот-ставка (доходность к погашению трехмесячной ГКО-ОФЗ);

itN - itM отражает процентный спрэд, где N > M ;

itN it отражает угол наклона кривой доходности ГКО-ОФЗ.

Учитывая результаты оценок моделей с коррекцией ошибок, мы ограничимся анализом взаимосвязи между соотношением доходностей облигаций со сроком до погашения, не превышающим один год (N 12), и изменением инфляции за период до года (n 12).

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 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.