WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 9 | 10 || 12 | 13 |   ...   | 32 |

Эмпирическое исследование влияния контроляза капиталом имеет целью проверку гипотезы о том, что решения по либерализациироссийского рынка государственных ценных бумаг в 1996–1997 годах оказали наибольшеевлияние на волатильность процента на рынке, но не на уровеньдоходности52. Приток (или отток) иностранного капитала на рынок российскийгосударственных ценных бумаг вплоть до начала кризиса 1997–1998 годов скорее всего следовалза снижением (ростом) уровня доходности53. В то же время изменениярежима доступа иностранных инвесторов приводили к снижению (росту)волатильности рынка.

Либерализация национальных финансовыхрынков является одним из ключевых требований МВФ при разработке программысодействия экономическим преобразованиям в развивающихся странах и странах спереходной экономикой. Меры по ограничению свободы движения капитала(капитальный контроль) рассматриваются как нерыночные ограничения,препятствующие развитию финансовых рынков и экономики в целом. В то же времяопыт Чили показывает, что использование в течение последних двух десятилетийжесткого режима капитального контроля является важным инструментом,способствующим предупреждению финансовых кризисов, вызванных изменением мировойконъюнктуры и предпочтений международных инвесторов54.

Следствием либерализации внутреннего рынкаявляется увеличение волатильности на рынке (см., например, Bacchetta, van Wincoop, 1998; Edwards, 1998b; Mishkin,1998). Ослабление контроля за движением капиталалишает возможности защитить рынок от неблагоприятных притоков и оттоков денегиз страны55. Таким образом, создание системы капитального контроля присущестранам с фиксированным (поддерживаемым) курсом национальной валюты,контролируемой правительством денежно-кредитной политикой. С усилениемнезависимости центрального банка возможности капитального контроля снижаются, иправительство должно переходить к более жесткой бюджетной и фискальнойполитике. В противном случае итогом является тяжелый финансовый (и/илибанковский) кризис (Alesina, Grilli, Milesi-Ferretti,1993).

Данные утверждения до некоторой степениподтверждает и развитие ситуации на рынке ГКО-ОФЗ в 1996–1998 годах. В то же время, еслиречь идет о сверхкоротких колебаниях котировок, например, ежедневных илинедельных, то эффект от либерализации капитального контроля может бытьпротивоположным.

В том случае, когда внутренний рынокнедостаточно развит или относительно мал, появление на нем крупных участниковможет привести к снижению колебаний, по крайней мере в краткосрочнойперспективе. Это связано с увеличением ликвидности рынка и уменьшениемколебаний котировок, вызванных скачками спроса и предложения. Чем больше нарынке присутствует агентов, активно занимающихся краткосрочными спекулятивнымиоперациями, тем выше его ликвидность. Увеличение оборотов и абсолютных размеровсделок также способствует повышению ликвидности и снижению краткосрочнойволатильности. Тем не менее, в более длительной перспективе, волатильностьрынка может увеличиться, особенно если происходят значимые измененияфундаментальных факторов.

Оба эти процесса, по нашему мнению,проявились в России в период либерализации контроля над потоками капитала, тоесть на протяжении 1996–1998 годов. С одной стороны, облегчение доступа иностранныхинвесторов на рынок государственных облигаций в 1996 году способствовалоснижению краткосрочных колебаний на рынок. Это подтверждает приводимый нижеанализ волатильности недельной доходности ГКО. С другой стороны, началомирового финансового кризиса в конце октября 1997 года и полная либерализацияучастия иностранного капитала на рынке в этих условиях вызвали массированныйотток капитала из России, сопровождавшийся ростом волатильности на рынкегосударственных ценных бумаг56. Основные этапылиберализации рынка ГКО-ОФЗ для иностранных инвесторов описаны вПриложении 2.

Для нашего исследования мы выделили тримомента времени, характеризующие изменения в движении иностранного капитала нарынке государственных ценных бумаг в России в 1993–1998 годы:

1) 7 февраля 1996 года

2) 15 августа 1996 года

3) 1 января 1998 года.

В регрессионном уравнении эти точкиотмечаются переменными типа Дамми. Все трипеременные имеют ступенчатый вид:

.

Для исследования волатильности доходности вкачестве базовой была выбрана спецификация модели, предложенная Эдвардсом дляизучения влияния контроля за капиталом в Аргентине и Чили (см. Edwards, 1998(a))57:

,

где – факторы, влияющие на уровеньдоходности, – факторы, влияющие наволатильность. Мы рассмотрели два варианта модели EGARCH (в соответствие спараграфом 3.3) с различными спецификациями уравнения условнойдисперсии:

Модель 1:

Модель 2:

.

Оценки моделей 1 и 2 (см. табл. 5.2),показывают, что первая и вторая переменные Дамми (февраль и август 1996 года)статистически незначимы на 95% уровне58

, тогда как переменная, отвечающая заянварь 1998 года, значима и имеет предполагаемый знак. По нашему мнению, такойрезультат связан с наличием мультиколлинеарности между переменными Дамми,отвечающими за начало либерализации рынка. Чтобы уйти от данной проблемы, мыоценили модели 1’ и2’, в которыхвключены только две переменные Дамми – и.

Как видно из таблицы 5.2, оценкикоэффициентов при переменных Дамми в моделях 1’ и 2’ статистически значимы.Коэффициенты имеют знаки, соответствующие экономической интуиции: расширениеприсутствия иностранных инвесторов в 1996 году оказало положительное влияние наликвидность рынка государственных бумаг, и его волатильность снизилась. Этомусоответствуют отрицательные знаки коэффициента b2. В то жевремя события осени - зимы1997 года привели к оттоку капитала и росту волатильности доходности облигаций.Полная либерализация рынка ГКО-ОФЗ, произошедшая 1 января 1998 года, не далаблагоприятного эффекта. Поэтому вполне закономерно, что коэффициентb3 имеет положительный знак.

Таблица 5.2*

Модель 1

Модель 1’

Модель 2

Модель 2’

-5,30E-06

(-0,12)

-6,57Е-06

(-0,16)

-4,57Е-06

(-0,10)

-6,60Е-06

(-0,15)

-0,614

(-3,32)

-0,594

(-3,12)

-0,608

(-3,35)

-0,594

(-3,20)

-0,207

(-2,63)

-0,210

(-2,68)

-0,211

(-2,68)

-0,210

(-2,68)

0,611

(3,56)

0,590

(3,38)

0,609

(3,68)

0,593

(3,50)

c

-2,214

(-3,78)

-2,219

(-3,96)

-2,389

(-3,91)

-2,243

(-3,91)

β

0,857

(19,73)

0,857

(20,92)

0,838

(18,13)

0,849

(19,77)

α

0,493

(4,51)

0,493

(4,52)

0,525

(4,52)

0,509

(4,53)

γ

0,137

(2,29)

0,135

(2,30)

0,133

(2,12)

0,132

(2,18)

-0,065

(-0,54)

-0,103

(-0,60)

-0,350

(-1,83)

-0,406

(-2,69)

-0,426

(-1,70)

-0,419

(-1,72)

0,330

(2,29)

0,333

(2,39)

0,386

(2,23)

0,349

(2,21)

0,00015

(0,30)

-2,97Е-05

(-0,08)

Числонаблюдений

271

271

271

271

AIC

-10,25

-10,25

-10,24

-10,24

BIC

-10,10

-10,12

-10,08

-10,10

Q-статистика Бокса-Льюнга (16 лагов)

14,57

14,62

14,29

14,58

* t-статистика в скобках.

Модели 2 и 2’ позволяют рассмотреть влияниеизменения объема торгов. Как было отмечено в параграфе 3.3, изменение оборотовна вторичном рынке связано, по меньшей мере, с двумя эффектами: притоком новойинформации на рынок и изменениями ликвидности рынка. В отличие от полученныхранее результатов, оценка коэффициента при реальном объеме торгов статистическинезначима. По нашему мнению, это вызвано тем, что именно моментыпервоначального допуска нерезидентов на внутренний рынок ценных бумаг и началафинансового кризиса (последнее практически совпадает с 1 января 1998 года)соответствуют переходу объемов торговли на качественно новый уровень. В такомслучае переменные Дамми отражают увеличение общей ликвидности рынка. В качествегипотезы можно предположить, что данные результаты (статистически незначимаяоценка коэффициента ) означают, что изменение объематоргов не несет в себе информацию о хороших/плохих новостях, а связано только сликвидностью рынка.

График смоделированного условногостандартного отклонения остатков для модели 1’ приведен на рисунке5.4.

Рисунок 5.4.

* * *

Мы рассмотрели динамику недельной имесячной номинальной и месячной реальной доходности ГКО к погашению. Полученныерезультаты позволяют сделать следующие выводы, касающиеся изменения доходностироссийских государственных ценных бумаг:

  • Проведенный качественный анализ развития рынка ГКО-ОФЗ показал,что институциональные факторы оказывали серьезное влияние на определение уровнядоходности ГКО. Термин «институциональный» в данном случае относится ко всемособенностям развития рынка, не связанным с изменением отдельныхмакроэкономических переменных. Сюда относятся условия и процесс создания рынка,инвестиционный климат в стране, формирование институтов рынка государственныхценных бумаг, политические факторы, «самообучение» участников рынка, развитиеправовых отношений, изменение налогового режима и т. д.
  • В разные периоды на рынке российских государственных ценных бумагнаблюдались значительные колебания уровня и волатильности доходности, чтоприводит к нестационарности рассматриваемых временных рядов. Проведенныйстатистический анализ подтверждает, что ряды номинальной доходности ГКОнестационарны, имеют единичный корень. В то же время ряды первых разностейноминальной доходности ГКО и реальной доходности ГКО стационарны, значенияпеременных нормально распределены.
  • Зависимость между текущими и предыдущими значениями изменений(первых разностей) номинальной доходности ГКО носит нелинейный характер.Значения первых разностей недельной доходности ГКО не коррелированы, тогда каких величины по модулю имеют относительно высокую автокорреляцию первого порядка(около 0,45). Таким образом, за большим положительным значением приростадоходности не обязательно следует также положительный прирост, но высокавероятность того, что следующее изменение доходности будет также большим,однако, его знак может быть любым.
  • Качественный анализ истории развития рынка ГКО-ОФЗ позволилвыделить несколько периодов с различным поведением основных показателей рынка.Эконометрические методы не позволяют отвергнуть гипотезу о том, что временнойряд недельной доходности ГКО однороден (не подтверждается гипотеза опереключении режимов, статистические оценки стабильны на всем периоде). В то жевремя остатки линейной авторегрессионной – скользящего среднего моделигетероскедастичны, что свидетельствует о существенных различиях в уровневолатильности доходности в разные периоды.
  • На рынке ГКО наблюдалась асимметричность реакции волатильностидоходности на приток хороших/плохих новостей. Хорошие новости уменьшаливолатильность. Это показано на результатах оценки нелинейной модели с условнойавторегрессионной дисперсией остатков. В частности, приток «хороших» новостей втакой модели интерпретируется как отрицательные значения остатков.
    Pages:     | 1 |   ...   | 9 | 10 || 12 | 13 |   ...   | 32 |



© 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.