WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 21 | 22 || 24 | 25 |   ...   | 32 |

В качестве теоретической основы дляпринятия гипотезы рациональных ожиданий для анализа временной структурыдоходности ГКО мы приняли полученные результаты об адекватности моделиКокса-Ингерсолла-Росса 1985 года стохастическому процессу спот-ставки по ГКО.Как было показано Кэмпбеллом и Стэмбаугом (Campbell,1986; Stambaugh, 1988), представление гипотезыожидания в формулировке рациональных ожиданий непосредственно следует изпредпосылок и выводов модели Кокса-Ингерсолла-Росса 1985 года. Кроме того,исследование реакции процентных ставок на шоки денежно-кредитной политики (см.параграф 2.3) показало, что формирование доходности ГКО различной срочностисоответствует наличию рациональных ожиданий у участников рынка. Таким образом,мы a priori предполагаем,что ожидания участников рынка ГКО рациональны, и подтверждение или опровержениегипотезы ожиданий не может рассматриваться как оценка рациональности ихповедения.


§9.1. Гипотезаожиданий

К настоящему времени разработаны различныеметоды тестирования гипотезы ожиданий, дающие зачастую противоположныерезультаты для одного и того же рынка. В нашей работе рассматриваются триосновных метода проверки гипотезы ожиданий:

  1. коинтеграционный анализ временных рядов временной структурыдоходности облигаций;
  2. оценка векторных авторегрессий;
  3. оценка регрессионных уравнений в спецификации гипотезыожиданий.

Коинтеграционный анализ. Если динамика процентных ставок различной срочности отвечаетгипотезе ожиданий, то временная структура должна иметь один общийстохастический (для случая нестационарности отдельных временных рядов) либодетерминистский тренд (Hall, Anderson, Granger, 1992;Johnson, 1994). Таким образом, существование одногокоинтеграционного соотношения, определяющего наличие долгосрочной тенденции ксближению ставок различной срочности, может интерпретироваться какподтверждение гипотезы ожиданий.

Для оценки числа коинтеграционныхсоотношений для временной структуры доходности ГКО мы рассмотрели систему изшести временных рядов доходности к погашению ГКО со сроками до погашения отодного до шести месяцев. Доходности более длинных серий не включены в систему,так как число имеющихся наблюдений по ним значительно (в 2–3 раза) меньше числа наблюденийпо более коротким сериям. Кроме того, как было показано ранее, реакция длинныхставок на изменения ожиданий участников рынка и на шоки экономической политикине однозначна. Данные обстоятельства затрудняют интерпретацию результатов ихоценок. Результаты теста Йохансена на коинтеграцию приведены в таблице9.1110. Числовключенных наблюдений – 130, число лагов – 6.

Таблица 9.1.

Собственныезначения

LikelihoodRatio

Критическое значение(5%)

Критическое значение(1%)

Предположительное числоКС

0,405358

175,5429

94,15

103,18

0*

0,308326

107,9694

68,52

76,07

≤ 1*

0,245381

60,04607

47,21

54,46

≤ 2*

0,091644

23,44565

29,68

35,65

≤ 3

0,079716

10,95014

15,41

20,04

≤ 4

0,001158

0,150589

3,76

6,65

≤ 5

LR тест показывает 3коинтеграционных соотношения на 5% уровне значимости

* обозначает отрицаниегипотезы на 5% уровне значимости

Согласно полученным результатам, временнаяструктура доходности ГКО имеет три общих стохастических тренда. Аналогичныйрезультат был получен Жангом (Zhang,1993) для рынка казначейских обязательств США, а трикоинтеграционных соотношения интерпретировались как уровень, наклон и кривизнавременной структуры. Однако Джонсон (Johnson,1994) показал, что выводы Жанга стали следствиемоценки смешанной системы, включающей как дисконтные, так и купонные облигации.В нашем случае рассматриваются облигаций только одного вида (дисконтные). Такимобразом, наличие трех коинтеграционных соотношений не позволяет отвергнутьгипотезу о наличии долгосрочной тенденции к сближению между доходностью ГКОразличной срочности, в то же время выполнение гипотезы ожиданий ставится подсомнение.

Оценка векторных авторегрессий. Альтернативным (по отношению к коинтеграционному анализу) тестомгипотезы ожиданий является оценка векторных авторегрессионных моделей,включающих первые разности временных рядов процентных ставок и соответствующихпроцентных спрэдов111. В рамках данного подходарассматривается, во-первых, статистическая значимость оценок коэффициентов призначениях спрэда с лагом112 и, во-вторых, реакцияприращений процентных ставок на изменения спрэда.

Мы рассмотрели три векторныеавторегрессионные модели, включающие следующие вектора переменных:

  1. D(Y1), S21, S32, S43, S54, S65
  2. D(Y2), S31, S42, S53, S64
  3. D(Y3), S41, S52, S63,

где D(●) обозначает первую разность,Yn – месячная доходность ГКО сосроком n месяцев допогашения, а Snm =Yn – Ym.

Оценки векторных авторегрессионных моделейотвергают гипотезу ожиданий для российского рынка государственных ценных бумаг.Как видно из приведенных графиков (см. рис. 9.1), значения функций откликаприращений ставок на изменения процентного спрэда колеблются вокруг нуля.Отличные от нуля значения функций отклика не совпадают по времени с ожидаемымимоментами реакции ставок на соответствующие изменения процентных спрэдов.Оценки коэффициентов при лаговых значениях спрэдов статистически не значимоотличаются от нуля, либо имеют отрицательный знак, что противоречит гипотезеожиданий (статистики моделей не приводятся).

Рисунок 9.1.

Оценка линейных регрессионныхуравнений. Наиболее распространенным (и историческипервым) методом проверки гипотезы ожиданий является оценка линейныхрегрессионных уравнений, специфицированных в соответствии с гипотезойрациональных ожиданий для временной структуры процентных ставок. Примерыразличных спецификаций уравнений для эконометрического анализа приведены в(Shiller, 1990 и Campbell, Lo, MacKinlay,1997).

В данном исследовании мы выбрали следующуюспецификацию регрессионных уравнений:

(9.1)

где – текущая месячная ставка по ГКОсо сроком до погашения m, –месячная ставка по ГКО со срокомдо погашения m, наблюдаемаячерез τ недель, – текущая форвардная ставка по ГКОна период. В случае выполнения гипотезырациональных ожиданий Выбор спецификации уравненийоснован на следующих предпосылках.

Во-первых,использование форвардных ставок в качестве объясняющих переменныхпредпочтительнее по сравнению с процентными спрэдами при анализе для целейденежно-кредитной политики113. Форвардные ставкивыражают будущие процентные ставки exante, предполагаемые наблюдаемой кривой доходности.Уравнения с процентным спрэдом в правой части служат для проверки гипотезыожиданий ex post114.

Во-вторых,форвардные ставки могут интерпретироваться как ожидания будущих процентныхставок. Данная формулировка позволяет использовать выбранную спецификацию дляпроверки гипотезы ожиданий с учетом рациональных ожиданий, а не только чистойгипотезы ожиданий115.

В-третьих,дополнительный член в уравнении (скользящее среднее остатков первого порядка)включен для устранения автокорреляции в остатках, возникающей как следствиелинейной аппроксимации модели рациональных ожиданий и ошибок измерения ожиданийна основе форвардных ставок116.

Число уравнений каждой спецификации для месяцев равно 15. Для обеспечениябольшего числа наблюдений мы рассматривали временные ряды с недельнойчастотностью, поэтому для обеспечения сопоставимости с периодизаций сроков допогашения () значения неделям.

Расчет форвардных ставок основан насравнении доходности ГКО с разными сроками до погашения, и одна и та жеоблигация переходит по мере приближения даты погашения из одной категорииценных бумаг в другую. В таком случае остатки регрессионных уравнений будуткоррелированы между собой, и полученные с помощью метода наименьших квадратовоценки неэффективны. Для обеспечения эффективности оценок мы оценилирегрессионные уравнения как системы одновременных внешне несвязанных уравнений(seemingly unrelated equations, SUR)117. Оценки систем внешненесвязанных уравнений (9.1) приведены в таблице 9.2. Период наблюдений– с 26.7.1993 по13.7.1998.

Полученные результаты, в целом,противоречат гипотезе ожиданий. За исключением двух случаев (для доходности кпогашению трех- и пятимесячных облигаций и форвардных ставок от одного до,соответственно, четырех и шести месяцев) нулевая гипотеза, соответствующаягипотезе ожиданий, отрицается с очень низкой вероятностью ошибки.

В то же время свободный член практически вовсех уравнениях статистически незначимо отличается от нуля, что соответствуетнулевой премии за срок. Оценки коэффициента β, хотя и отличаются от единицы (на95% уровне значимости), имеют ожидаемый знак (больше нуля). Большинствоуравнений обеспечивают высокий процент объясненной дисперсии измененийдоходности ГКО ()118.

Таким образом, несмотря на отмеченныепротиворечия гипотезе ожиданий, полученные оценки позволяют говорить о том, чтофорвардные ставки несут в себе информацию о будущих спот-ставках. Однакоточность таких прогнозов низка, и форвардные ставки являются хотя и несмещенными (), но неэффективными оценкамибудущих спот-ставок119 (дисперсия форвардныхставок выше, чем дисперсия спот-ставок, см. таблицы 6.2 и 6.5).

Таблица 9.2*

Зависимаяпеременная

Объясняющаяпеременная

α

β

-0,076

(-2,63)

0,470

(8,78)

132,15**

0,335

-0,068

(-1,64)

0,398

(11,37)

312,28**

0,458

-0,076

(-2,09)

0,230

(5,71)

408,43**

0,235

-0,048

(-1,42)

0,275

(6,57)

320,91**

0,345

-0,029

(-0,97)

0,081

(2,88)

1107,89**

0,220

-0,038

(-0,86)

0,764

(9,45)

9,74**

0,659

-0,090

(-1,86)

0,664

(18,34)

92,04**

0,676

-0,061

(-1,40)

0,472

(12,21)

193,13**

0,650

-0,016

(-0,21)

0,294

(7,11)

292,15**

0,698

-0,048

Pages:     | 1 |   ...   | 21 | 22 || 24 | 25 |   ...   | 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.