WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 8 | 9 || 11 | 12 |

Response of K_C to One S.D. GR_M_B Innovation Response of K_C to One S.D. GR_M_M2 Innovation 0.0.0.0.0.0.-0.-0.-0.-0.-0.-0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Response of K_A to One S.D. GR_M_B Innovation Response of K_A to One S.D. GR_M_M2 Innovation 0.004 0.0.0.0.0.0.-0.0.-0.-0.-0.-0.-0.-0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Response of K_B to One S.D. GR_M_B Innovation Response of K_B to One S.D. GR_M_M2 Innovation 0.00008 0.0.00006 0.0.00004 0.0.00002 0.0.0.0.0.0.0.0.0.0.0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Рис. 3.6. Графики функций отклика коэффициентов квадратичной аппроксимации C(t), A(t) и B(t) на темпы прироста денежных агрегатов Из полученных оценок следует, что положительные шоки денежной политики приводят к снижению общего уровня доходности: отрицательный отклик C(t) соответствует отклику номинальных ста вок по облигациям. Наклон и кривизна кривой доходности практически не реагируют на шоки денежной политики, что подтверждает результаты, свидетельствующие об отсутствии тесной связи между наклоном и кривой доходности и будущими значениями инфляции.

3.4. Проверка гипотезы ожиданий для рынка ГКО Как было сказано в разделе 1, гипотеза ожиданий (в формулировке рациональных ожиданий) предполагает, что временная структура доходности облигаций содержит информацию о будущих процентных ставках при использовании участниками рынка всей доступной информации (в том числе о предпринимаемых мерах денежнокредитной политики).

При проверке гипотезы ожиданий мы будем применять те же методы анализа, что и в исследовании для 1993–1998 гг.:

• коинтеграционный анализ временных рядов временной структуры доходности облигаций;

• оценку векторных авторегрессий;

• оценку регрессионных уравнений в спецификации гипотезы ожиданий.

Коинтеграционный анализ. В основе первого метода проверки гипотезы ожиданий лежит проверка предположения о наличии долгосрочной тенденции к сближению ставок различной срочности, определяемой общим стохастическим трендом1, характеристикой которого служит коинтеграционное соотношение между рядами доходности облигаций с различными сроками до погашения. Для оценки числа коинтеграционных соотношений для временной структуры доходности ГКО–ОФЗ мы рассмотрели систему из четырех временных рядов доходности ГКО–ОФЗ со сроками допогашения от 3 до 12 месяцев. Результаты теста Йохансена на коинтеграцию приведены в табл. 3.12.

Выбор стохастического тренда определяется нестационарностью временных рядов доходности ГКО различной срочности (см. табл. 3.3).

Таблица 3.Результаты теста Йохансена на коинтеграцию (рассматривается система из четырех временных рядов доходности к погашению ГКО–ОФЗ со сроками до погашения от 3 до 12 месяцев) ПредположиСобственные Критическое Критическое Likelihood Ratio тельное число значения значение (5%) значение (1%) КС январь 1999 г. – май 2008 г.

(число включенных наблюдений – 97, число лагов – 4) 0,29389 85,26317 47,21 54,46 0** 0,234416 51,50864 29,68 35,65 1** 0,209997 25,59841 15,41 20,04 2** 0,027789 2,733678 3,76 6,65 LR-тест показывает 3 коинтеграционных соотношения на 5%-м уровне значимости июль 2003 г. – май 2008 г.

(число включенных наблюдений – 58, число лагов – 3) 0,498425 64,15192 47,21 54,46 0** 0,164539 24,13179 29,68 35,65 0,147327 13,70502 15,41 20,04 0,074031 4,461027 3,76 6,65 3* LR-тест показывает 1 коинтеграционное соотношение на 5%-м уровне значимости * Отрицание гипотезы на 5%-м уровне значимости.

** Отрицание гипотезы на 1%-м уровне значимости.

Согласно полученным результатам, в период с 1999 г. по май 2008 г. временная структура доходности ГКО–ОФЗ имеет три общих стохастических тренда. Аналогичный результат был получен Жангом (Zhang, 1993) для рынка казначейских обязательств США, а три коинтеграционных соотношения интерпретировались как уровень, наклон и кривизна временной структуры. Таким образом, наличие трех коинтеграционных соотношений не позволяет отвергнуть гипотезу о наличии долгосрочной тенденции к сближению между доходностью ГКО различной срочности, в то же время выполнение гипотезы ожиданий ставится под сомнение.

Вместе с тем рассмотрение более коротких временных интервалов – в частности, с июля 2003 г. по май 2008 г. (период стабильной динамики уровня доходности ГКО–ОФЗ различной срочности) – демонстрирует наличие одного коинтеграционного соотношения, что может рассматриваться как свидетельство в пользу соответствия временной структуры ставок по ГКО гипотезе ожиданий на данном временном интервале.

Оценка векторных авторегрессий. Второй метод проверки гипотезы ожиданий основан на оценке векторных авторегрессионных моделей первых разностей временных рядов процентных ставок и соответствующих процентных спредов с последующим анализом реакции приращений процентных ставок на изменения спреда. Исходя из имеющихся временных рядов мы рассмотрели следующие модели, включающие доходности к погашению и процентные спреды с совпадающей длительностью:

• модель (1): d(Yt3), St (6;3), St (9;6), St (12;9);

• модель (2a): d(Yt6), St (9;3), St (12;6);

• модель (2б): d(Yt6), St (9;3), St (12;6), St (18;12), St (24;18), St (30;24);

• модель (3a): d(Yt9), St (12;3);

• модель (3б): d(Yt9), St (12;3), St (18;9);

где d(Ytn) – первая разность месячной доходности ГКО–ОФЗ со сроком погашения n месяцев; St (n; m) – процентный спред St (n; m) = Ytn – Ytm.

Функции отклика приращений ставок на изменения процентного спреда в модели (1) d(Yt3), St (6;3), St (9;6), St (12;9) январь 1999 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 0.0.06 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 спреда в модели (2а) d(Yt6), St (9;3), St (12;6) 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 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 спреда 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.

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 0.03 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 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 спреда в модели (3а) d(Yt9), St (12;3) январь 1999 г. –май 2008 г. июль 2003 г. – май 2008 г.

Response of D(M09M) to One S.D. SD_12M_03M Innovation Response of D(M09M) to One S.D. SD_12M_03M Innovation 0.03 0.0.0.0.0.0.0.-0.-0.-0.-0.-0.1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Функции отклика приращений ставок на изменения процентного спреда в модели (3б) d(Yt9), St (12;3), St (18;9) январь 1999 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.-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 Рис. 3.7. Функции отклика приращений ставок на изменения процентного спреда 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 на рис. 3.7 графиков, значения функций отклика приращений ставок на изменения процентного спреда колеблются вокруг нуля, а оценки коэффициентов при лаговых значениях спредов статистически незначимо отличаются от нуля либо имеют отрицательный знак, что противоречит гипотезе ожиданий.

Оценка линейных регрессионных уравнений. В основе данного метода лежит предположение о том, что форвардные ставки могут интерпретироваться как ожидания будущих процентных ставок.

Соответственно мы оценивали регрессионные уравнения, имеющие 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; 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, т.е. форвардная ставка равна соответствующей будущей доходности. Результаты соответствующих оценок приведены в табл. 3.13.

Таблица 3.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 1 2 3 4 5 январь 1999 г. – май 2008 г.

–0,301 0,204 64,it+5 (3) – it+2 (3) ft (3, 6) – it+2 (3) 0,–1,320 1,774 129,–0,130 0,098 166,it+8 (3) – it+5 (3) ft (6, 9) – it+5 (3) 0,–0,623 1,518 332,–0,090 0,053 1382,it+11 (3) – it+8 (3) ft (9, 12) – it+8 (3) 0,–0,546 6,531 2765,–0,824 0,572 51,it+8 (6) – it+2 (6) ft (3, 9) – it+2 (6) 0,–4,105 5,497 102,–0,449 0,208 98,it+11 (6) – it+5 (6) ft (6, 12) – it+5 (6) 0,–1,995 2,562 197,–0,410 0,132 214,it+17 (6) – it+11 (6) ft (12, 18) – it+11 (6) 0,–1,833 2,216 428,–0,739 0,468 56,it+11 (9) – it+2 (9) ft (3, 12) – it+2 (9) 0,–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,it+5 (3) – it+2 (3) ft (3, 6) – it+2 (3) 0,–4,810 5,932 82,–0,807 0,844 40,it+8 (3) – it+5 (3) ft (6, 9) – it+5 (3) 0,–4,521 5,770 81,–0,893 0,896 37,it+11 (3) – it+8 (3) ft (9, 12) – it+8 (3) 0,–4,506 5,507 74,–1,126 1,230 70,it+8 (6) – it+2 (6) ft (3, 9) – it+2 (6) 0,–7,511 8,529 141,–1,162 1,212 67,it+11 (6) – it+5 (6) ft (6, 12) – it+5 (6) 0,–7,088 8,097 134,–0,869 0,837 26,it+17 (6) – it+11 (6) ft (12, 18) – it+11 (6) 0,–3,746 4,351 52,–0,901 0,964 38,it+11 (9) – it+2 (9) ft (3, 12) – it+2 (9) 0,–5,295 6,290 77,Продолжение таблицы 3.1 2 3 4 5 –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 2.

Полученные результаты в целом противоречат гипотезе ожиданий. Для периода 1999 г. – май 2008 г. оценки коэффициента, хотя и имеют ожидаемый знак (больше нуля), существенно отличаются от единицы. Таким образом, форвардные ставки содержат некоторую информацию о будущих уровнях доходностей к погашению (изменяются сонаправленно), однако не дают точных прогнозов.

Сокращение рассматриваемого интервала (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.

Иными словами, мы наблюдаем значимое смещение будущих значений доходностей к погашению относительно прогнозов, определяемых текущими форвардными ставками.

Для повышения эффективности оценок, как и в предыдущих работах (Энтов, Радыгин, Мау, Синельников и др., 1998; Дробышевский, 1999б), далее мы оценили регрессионные уравнения как системы одновременных внешне не связанных уравнений (табл. 3.14), что позволяет избежать проблем, связанных с коррелируемостью остатков регрессионных уравнений.

Однако и оценки системы уравнений не дают свидетельств в пользу гипотезы ожидания. Как и при оценивании отдельных уравнений, лучшие результаты получены для подпериода (июль 2003 г. – май 2008 г.): для большинства уравнений 3- и 9-месячных облигаций гипотеза = 1 не отвергается, но во всех случаях форвардные ставки являются смещенными ( < 0) оценками будущих спот-ставок. Иными словами, будущие доходности, как правило, оказывались ниже уровня, предсказываемого на основе форвардных ставок, что может объясняться наличием устойчивого тренда к снижению уровня доходности по российским государственным облигациям в условиях ограниченного предложения таких бумаг (в условиях профици та федерального бюджета) и высокого спроса на них со стороны компаний, управляющих деньгами Пенсионного фонда РФ.

Таблица 3.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 1 2 3 4 5 январь 1999 г. – май 2008 г.

Pages:     | 1 |   ...   | 8 | 9 || 11 | 12 |



© 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.