WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 30 | 31 ||

79 Теоретическое обоснование данных выводов на основе модели влиянияденежного предложения на процентные ставки с эндогенными сегментированнымирынками представлено в (Alvarez, Atkeson, Kehoe,1999).

80 Так как ряды денежных агрегатов стационарны в уровнях (дляМ2 см. раздел 2.5.1,значение статистики теста Дикки–Фуллера для ряда Н равно -4,05, для М0 – -4,32, для ВМ – -4,13 при критическом значениидля принятия гипотезы об единичном корне –3,48), они включены в модель вуровнях и не входят в коинтеграционные соотношения.

81 Вместе с тем, продолжительность влияния шоков и запаздываниереакции ставок могут быть связаны с колебаниями общего уровня инфляции исредних темпов прироста денежных агрегатов. Ким, Лимпапайом и Гудфренд(Kim, Limpaphayom, 1997; Goodfriend, 1998) показали, что колебания временной структуры процентных ставоккрайне чувствительны к изменению инфляционного режима и режимаденежно-кредитной политики. В частности, при переходе от высокой к низкойинфляции реакция процентных ставок различной срочности на ужесточениеденежно-кредитной политики становится менее различимой с помощью регрессионныхметодов. К сожалению, малое количество наблюдений не позволяет нам провестианализ функции отклика на каждом из подпериодов с разными инфляционнымирежимами.

82 Кроме того квадратичная форма кривой доходности выводится в рядетеоретических моделей временной структуры (например, Vasicek, 1977).

83 Тест Дикки-Фуллера отрицает гипотезу о наличии единичного корнядля всех трех рядов на 95% уровне значимости.

84 Аналогичный характер функций отклика получен и для процентныхспрэдов между трех-, шестимесячными и недельными сериями ГКО.

85 Эванс и Маршалл (Evans, Marshall,1998) получили аналогичные результаты на месячныхданных для рынка казначейских обязательств США. Единственное отличиезаключается в периоде запаздывания на один–два месяца реакции временнойструктуры на денежные шоки. Последнее, на наш взгляд, отражает различия встепени развитости рынков и возможностей контролировать ситуацию со стороныгосударства. Линч и Юинг (Lynch, Ewing,1998) на примере Японии отмечали также, чтоувеличение дисперсии темпов роста денежной массы, являющееся результатом шоковденежной политики, приводит к увеличению наклона кривой доходности.

86 Описание выводов из моделей см. также в (Дробышевский, 1999).

87 К эмпирическим исследования настоящей проблемы следует отнести, впервую очередь, работы Томаса и Абдеррезака, Гоффа, Себулы, Коррейя-Нуньес иСтемициотиса (Thomas, Abderrezak, 1988; Goff, 1990;Cebula, 1990; Correia-Nunes, Stemitsiotis, 1995).

88 Кроме того, здесь необходимо отметить существование эффектаотложенной инфляции, а также управления структурой государственного долга сцелью снижения угрозы инфляционного скачка (Elmendorf, Mankiw, 1998; Cochraine, 1998).

89 Эмпирические исследования в данном направлении представлены вработах Бона, Миссале и Бланшара и Кэмпбелла (Bohn,1990; Missale, Blanchard, 1994; Campbell, 1995).

90 Тест Дикки-Фуллера отвергает гипотезу о наличии единичного корняв данных рядах на 95% уровне значимости.

91 Строго говоря, Министерство финансов РФ осуществляло доразмещенияГКО на вторичном рынке, в том числе облигаций со сроками до погашения до одногомесяца включительно, однако их объем был мал и практически не влиял на темпыприроста долга.

92 С другой стороны, следует учитывать возможность недооценкикраткосрочных рисков инвесторами при сроках вложений на рынке менее периодаобращения облигаций. Теоретическое обоснование такой гипотезы представлено встатье Экверта (Eckwert, 1996).

93 Подробное обсуждение проблемы соотношения денежно-кредитнойполитики и политики управления долгом см. Calvo,King, 1998.

94 С другой стороны, именно текущая бюджетная и долговая политикаопределяют временную структуру предложения облигаций. Однако данный вопрос намиздесь не рассматривается из-за короткого периода наблюдений (по сравнению спериодом обращения выпускавшихся в 1995–1997 годах большинства серий ГКО– шесть и девятьмесяцев).

95 Здесь необходимо заметить, что наш анализ не может являтьсянормативным в строгом смысле. Объектом изучения является рынок ГКО-ОФЗ, несуществующий в настоящее время в прежнем виде. Таким образом, выводы овозможности использования временной структуры доходности ГКО как индикатора дляденежно-кредитной политики следует рассматривать как наблюдавшиеся условия на рынкегосударственных ценных бумаг до августа 1998 года. Вопрос о сохранении данныххарактеристик для рынка российского внутреннего долга (либо внешних долгов) внастоящее время и в будущем находится за рамками нашегоисследования.

96 Подробнее см. Dahlquist, Svensson,1996.

97 Это означает, что компоненты стохастического процесса номинальнойставок, соответствующие динамике реального exante процента и инфляции независимы. Подробнее см.Campbell, Lo, MacKinlay, 1997.

98 Здесь еще раз следует отметить, что мы не рассматриваемстохастические модели с отсутствием арбитража (см.Дробышевский, 1999), поскольку они служат для решениязадач финансовой теории и не вполне пригодны для макроэкономического анализа.Кроме того, существует ряд моделей временной структуры, основанных наинтерполяции фактических кривых доходности с помощью различного рода гладкихфункций (например, Vasicek, Fong, 1982; Nelson,Siegel, 1987; Anderson, Breedon, Deacon, Derry, Murphy, 1996; Ferguson, Raymar,1998).

99 Непараметрические оценки структуры доходности трехмесячных ГКО в1995–1997 годахпредставлены в (Новиков, 1999).

100 Подробное представление ОММ и обсуждение проблем, возникающих приего использовании, дано в Campbell, Lo, MacKinlay,1997 и Johnston, DiNardo, 1997.

101 Форнари и Меле рассматривали авторегрессионный процесс первогопорядка спот-ставок для США и Великобритании и оценка коэффициента у них близкак единице, что фактически свидетельствует о наличии кратковременных отклоненийот среднего долгосрочного уровня, тогда как мы можем говорить лишь о тенденциивозвращения к среднему.

102 У Форнари и Меле суммы данных коэффициентов меньше единицы. Такимобразом, на развитых финансовых рынках волатильность ставок остается постояннойна протяжение долгосрочного периода.

103 Результаты моделирования ряда первых разностей средневзвешеннойдоходности ГКО не позволяют выделить определенный вид асимметричности: оценкикоэффициентов как у пороговой, так и у экспоненциальной моделей статистическизначимы, статистическое качество обоих моделей примерно одинаково.

104 Кан и Жанг (Kan, Zhang,1999) показали, что включение в спецификациюстохастического процесса помимо стандартных компонентов дополнительныхэкзогенных факторов (например, инфляции или других макроэкономическихпеременных) приводит к смещению оценок, полученных с помощью ОММ, в сторонунулевых значений.

105 Оценки модели без ограничений носят справочный характер и нерассматриваются как самостоятельная спецификация процесса, поскольку для нее несуществует решения для цены облигаций в аналитическом виде.

106 Здесь необходимо еще раз отметить, что мы не рассматривалистохастические модели с отсутствием арбитража, демонстрирующие еще большееприближение к наблюдаемым данным по сравнению с наилучшими факторными моделямивременной структуры и моделями общего равновесия (см., например, Raj, Sim, Thurtson, 1997).

107 Оценки моделей без ограничений по параметру γ (модель без ограничения и модельКокса-Росса) показывают, что его значения близки к 0,5.

108, где – число наблюдений смесячной разбивкой сроков до погашения на кривой доходности в моментt, и – значения, соответственно,аналитической и фактической кривых доходности для срока до погашенияn. См. Pindyck, Rubinfeld, 1991.

109 Sargent, 1972; Modigliani, Shiller,1973.

110 Аналогичная методика проверки на коинтеграцию, позволяющаяопределить число коинтеграционных соотношений, применялась в работе Жанга,Энгстеда и Тангарда, Катбертсон, Хайес и Ницше (Zhang, 1993; Engsted, Tanggaard, 1994a,b; Cuthbertson, Hayes,Nitzsche, 1998). Для проверки гипотезы коинтеграциимежду отдельными временными рядами ставок различной срочности Брэдли и Лампкин(Bradley, Lumpkin, 1992),Катбертсон и Ницше использовали тест Филлипса-Хансена (Phillips, Hansen, 1990), а Хасслер иНаутц (Hassler, Nautz, 1998) – тестЭнгла-Грэнджера.

111 См. Campbell, Shiller, 1991; Mills,1991; Engsted, 1993; Driffil, Psaradakis, Sola, 1997.

112 Варне (Warne, 1997) показал, что ограничения на численные значения коэффициентов вмоделях векторной авторегрессии для случая временной структуры процентныхставок не могут быть выполнены, если система рассматриваемая система имеетобщий единичный корень, как предполагает гипотеза рациональных ожиданий. Еговыводы объясняют отрицательный результат, полученный Кэмпбеллом и Шиллером(Campbell, Shiller, 1991).

113 См. Shiller, Campbell, Schoenholtz,1983; Svensson, 1994; Dahlquist, 1995; Dahlquist, Svensson, 1996.

114 См. Mankiw, 1986; Mankiw, Miron, 1986;Anderson, Breedon, Deacon, Derry, Murphy, 1996 идр.

115 См. Shiller, 1981.

116 См. Anderson, Breedon, Deacon, Derry,Murphy, 1996; Mankiw, 1996; McCallum, 1998.

117 См. Pindyck, Rubinfeld,1991. Наличие скользящего среднего первого порядкаостается достаточным условием для устранения автокорреляции в остаткахотдельных уравнений (Zellner, Palm, 1974; Tiao, Box,1981). Альтернативным методом оценки системы такоговида является использование регрессионных моделей со сходимостью параметров(convergent-parameter regression, Rosenfeld, 1973).

118 Высокие значения коэффициента множественной детерминацииобъясняются также учетом сильной серийной автокорреляции в остатках икорреляции между остатками разных уравнений.

119Сходные результаты проверки гипотезы ожиданий (на основеаналогичной спецификации уравнений) на рынке ГКО были представлены в работеИЭППП (Энтов, Радыгин, Синельников и др.,1998). Однако в том исследовании оценивалисьотдельные уравнения (а не система одновременных уравнений) на более короткомпериоде наблюдений (январь 1994 – январь 1998 годов). Полученные авторами оценки соответствующихкоэффициентов находятся в пределах наших оценок, нулевая гипотеза ожиданийотрицается на 95% уровне значимости.

120 Мы не рассматриваем здесь остальные гипотезы временной структуры.Хотя выполнение условий гипотезы сегментации рынков может приводить к отрицаниюгипотезы ожиданий (см. Taylor, 1992; Baldini,Cherubini, 1998), данное объяснение мало пригодно дляанализа временной структуры в целях денежно-кредитной политики. С другойстороны, Мишкин (Mishkin, 1980) показал, что условия гипотезы «предпочитаемой среды» могутвыполняться в рамках гипотезы ожиданий в форме рациональныхожиданий.

121 Подробное описание данного метода см. в (Judge, Griffiths, Hill, Luetkepohl, Lee, 1985 и A. Harvey,1993).

122 Аналогичное свойство временного ряда премии за срок на рынкеказначейских обязательств США отмечалось в работе (Engle, Lilien, Robins, 1987).

123 Свойство возвращения к среднему у рядов премии за срок показначейским обязательствам США отмечалось в работе (Park, Switzer, 1996).

124 Аналогичный результат для рядов процентных спрэдов между одно-,трех- и шестимесячными ГКО на более коротком периоде наблюдений был получен вработе (Пальцева, 1998) приоценке с помощью фильтра Кальмана несколько отличной спецификации основногоуравнения и уравнения состояний: основное уравнение предполагало неавторегрессионный процесс, а постоянную величину со случайнымиошибками.

125 Такой вывод может свидетельствовать о сегментации рынка, либо осправедливости гипотезы «предпочитаемой среды».

126 О влиянии премии за риск дефолта по облигациям на оценки премиина срок см. Clinebell, Kahl, Stevens,1996.

127 Исследования рынка Казначейских векселей США показывают, чтомодель Кокса-Ингерсолла-Росса 1985 года уступает по статистическим показателямкачества описания наблюдаемых данных альтернативным спецификациям.

128 См. McCafferty, 1990.

129 В соответствии с Walsh,1998.

130 Всоответствии с Krugman, Obstfeld, 1994; Taylor,1995.

131 В соответствии с Lucas, 1990; Walsh,1998.

132 В дальнейшем модели предпочтения ликвидности были развиты вработах (Fuerst, 1992, 1995; Grilli, Roubini, 1992;Dow, 1995; Roubini, Grilli, 1995) и др.

Pages:     | 1 |   ...   | 30 | 31 ||



© 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.