WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 || 3 | 4 |   ...   | 13 |

Это уравнение предполагает, что в производстве на кажной фирме заняты две группы рабочих. Переговоры о заключении контрактов о зарплате с каждой из этих групп ведутся в разные периоды времени. Группы равны по размеру и представляют гомогенные факторы производства. Наценка на единицу производственных затрат приравнена к единице.

Подход Тейлора11 исходит из двухпериодной модели, причем ожидаемый будущий контракт, определяющий зарплату, корректируется с помощью переменной yt, характеризующей избыточный совокупный спрос:

wt = (wt-1 + Etwt+1)/2 + γyt (5)

Заменяя wt в уравнении (1), получаем ценовую модель

pt = (pt-1 + Etpt+1)/2 + (γ/2)(yt + yt-1). (6)

Таким образом, модель Тейлора может показать источники инерции цен, однако она не объясняет инерцию инфляции. Действительно, поскольку уровень инфляции измеряется разницей πt = pt - pt-1, переход к приростам в уравнении (6) предполагает:

πt = Et πt+1 + γ yt. (7)

Одновременной производственный шок или инфляционный шок влияют на инфляцию лишь на протяжении отдельного периода. Переговоры о заключении контрактов сами по себе не могут вызвать устойчивой инфляции. Влияние шоков на инфляцию окажется продолжительным только в случае, если продолжает действовать сам шок.

Фюрер и Мур предлагают такую спецификацию контрактов, когда участники рассматривают относительную реальную зарплату за весь период действия контракта. Таким образом, контрактное уравнение, которое соответствует уравнению (5), примет следующий вид:

wt - pt = (wt-1 - pt-1 + Et(wt+1 - pt+1)/2 + γyt. (8)

При этом предполагается, что контракты обсуждаются в номинальных величинах. Модель не навязывает каких-либо реальных жестких ограничений.

Вводя wt из уравнения (8) в ценовое уравнение (4), получаем:

πt = (πt-1 + Et πt+1)/2 + γ y′t. (9)

где y′t характеризует средние значения текущего и прошлого объема производства. Инфляция теперь зависит от своей лаговой величины и характеризуется инерцией. Как одноразовый экзогенный шок производства, так и текущая инфляция оказывают устойчивое влияние на будущую инфляцию.

Таким образом, наличие контрактов позволяет включить элемент инерции в инфляционную модель. Альтернативный подход был предложен С. Эдвардсом12 в 1995 г.

Модель Эдвардса проводит различия между товарными и нетоварными благами. Модель включает набор уравнений:

πt = απTt + (1-α)πNt, (10)

zt = β1(πNt - ωt) + β2(πNt - πTt), 11)

πTt = πt* + δt, (12)

ωt = Et-1πt, (13)

Уравнение (10) определяет уровень инфляции πt, как взвешенную среднюю величину товарной и нетоварной инфляции, πTt и πNt. Уравнение (11) определяет связь между уровнем избыточного предложения национальной валюты zt и избыточной «нетоварной» инфляции по отношению к уровню роста зарплаты ωt и уровню товарной инфляции. Последнее, согласно уравнению (12), является суммой внешней инфляции πt* и уровнем девальвации национальной валюты δt. Уравнение (13) регулирует темпы роста зарплаты скорректированной на компенсацию потерь от инфляции, ожидаемой в предшествующий период Et-1πt, где Et-1 – оператор ожиданий в период t-1. Предполагается, что зарплата устанавливается до того, как рассмотрены другие переменные модели.

Инерция инфляции возникает в этой модели благодаря предположению о том, что политика обменного курса определяется до того, как становятся известными местная и «внешняя» инфляция. В таком случае, оптимальная политика номинального обменного курса определяется реальным обменным курсом:

δt = θ(πt-1 - πt-1*) + xt, (14)

где xt - случайное изменение в равновесии реального обменного курса, распространенном N(0,σ2) и предполагается, что будет соблюдаться до того, как власти определят политику текущего обменного курса. Согласно (14), номинальный обменный курс корректируется пропорцией θ лаговых инфляционных дифференциалов, исправленных изменениями в основах обменного курса, 0 < θ < 1.

Предположив, что ожидаемое избыточное предложение денег равно нулю, Et-1zt = 0, и совмещая уравнения (10) - (13), можно вывести следующие динамические характеристики:

πt = θπt-1 + πt* - θπt-1* + γzt + xt, (15)

где γ = (1-α)/(β1+β2). Согласно уравнению (15), текущая инфляция зависит от лаговой инфляции, меняющейся средней внешней инфляции и “неожиданных шоков”, связанных с избытком предложения денег, а также реальным обесценением национальной валюты. Соответственно, устойчивость местной инфляции объясняется в модели Эдвардса посредством лаговой корректировки номинального обменного курса к инфляционному дифференциалу.

Уравнение (14) характеризует режим обменного курса. При фиксированном обменном курсе θ = 0 и xt = 0 центральный банк защищает обменный курс. Конечно, эта политика рассчитана на перспективу: если власти способны, вызвав доверие, поддерживать фиксированный курс.

Особый тип плавающего курса – правило валютного коридора при частичном приспосабливании инфляции выражается в уравнении (14), когда Var(xt) ≈ 0 и θ позитивно. Такого режима исторически придерживался ряд стран, включая Аргентину, Бразилию, Чили и Колумбию. Центральный банк России ввел свой тип валютного коридора после того, как отказались от горизонтального коридора для обменного курса в январе 1996. С небольшими изменениями этот режим сохранялся до начала 1998 г.

В случае четко выраженного валютного коридора коэффициент авторегресии в инфляционном уравнении (15) представляет политический параметр, который реагирует на политические колебания. В общем, случай валютного коридора может включать коэффициент авторегресии θ, эволюционирующий со временем, и изменчивость реального обменного шока xt может быть значительным. Можно ожидать, что оценка устойчивой инфляции θ будет неустойчивой для стран, которые испытали радикальную смену режимов обменного курса.

3.3. Инфляционные ожидания
и информационная значимость
временной структуры процентных ставок

Временная структура процентных ставок (или кривая доходности – yield curve) представляет собой соотношение доходности долговых инструментов с их срочностью. Как правило, доходность выпусков увеличивается с ростом срока до погашения. Такой положительный наклон кривой дохода считается естественным.

При интерпретации временной зависимости процентных ставок обычно используются гипотезы теории чистых (несмещенных) ожиданий, теории предпочтения ликвидности или теории сегментации рынка. Теория несмещенных ожиданий (unbiased expectations theory), или теория чистых ожиданий (pure expectations theory), предполагает равенство форвардной ставки усредненным ожиданиям спот ставки за рассматриваемый период. Согласно теории предпочтения ликвидности (liquidity preference theory) инвесторы предпочитают покупать выпуски с меньшим сроком до погашения, т.к. во-первых, они осознают, что инвестированные деньги могут им понадобиться раньше, и во-вторых, краткосрочные инвестиции меньше подвержены риску изменения процентной ставки. И наконец, теория сегментации рынка основывается на предположении о разделении инвесторов и заемщиков по предпочтениям и привычкам к определенным срокам до погашения ценных бумаг. Спот-ставки определяются спросом и предложением на каждом сегменте рынка в отдельности, что не обязывает ставки подчиняться определенному закону.

Наибольший интерес представляет отражение ожиданий во временной структуре дохода. Обычно, если ожидается изменение инфляции, то это сказывается изменением соотношения доходности выпусков с разной срочностью. В случае, когда ожидается рост инфляции, то кривая доходности, согласно теории ожиданий, должна принять крутой положительный наклон. Это следует из эффекта Фишера, в соответствии с которым номинальные процентные ставки определяются из желаемого реального дохода и ожидаемого роста цен (инфляции). Тогда, если предполагается дальнейшее увеличение темпов роста цен, то выпуски с большим сроком до погашения компенсируют более высокую ожидаемую инфляцию большим номинальным доходом. Если же, наоборот, ожидается снижение темпов роста цен, то кривая дохода даже может принять отрицательный наклон. В связи с этим кривая процентных ставок часто используется для проверки рациональности ожиданий, т.к. с ее помощью легко проверить соответствует ли структура процентных ставок дальнейшей динамике цен.

Такой подход предполагает, что кривая доходности в точности отражает лишь текущие ожидания. В действительности же можно найти множество факторов, которые могут влиять на форму рассматриваемой кривой13.

Ранние исследования отвергли теорию ожиданий в чистом виде (см. напр. Hickman14, Culbertson15). Тем не менее, попытки исследования кривой дохода для проверки гипотезы рациональных ожиданий периодически возобновлялись. При этом предпринимались попытки несколько ослабить гипотезу рациональных ожиданий.

Fama16 и Mishkin17 в своих исследованиях получили свидетельство того, что одномесячная форвардная ставка обладает предсказательной способностью для спот-ставки на несколько месяцев вперед, Кроме того, наличие ожиданий во временной структуре доходности относительно будущего изменения процентных ставок позволяет исследовать прогнозные свойства кривой дохода для широкого круга экономических переменных.

Так, предсказательная способность временной структуры проверялась для таких экономических переменных как инфляция (Mishkin18; Fama19); рост потребления (Harvey20); занятость (Bernanke21); рост выпуска (Estrella and Hardovelis22).

С развитием рынка государственных облигаций в России появилась возможность тестирования гипотез о предсказательной способности временной структуры доходности, и соответственно, рациональности ожиданий, и применительно к нашей экономике. В настоящей работе изучается вопрос о том, насколько рациональны ожидания и в более общей форме – вопрос об информационной значимости кривой доходов: позволяет ли она формировать предсказания относительно будущих спот ставок.

Определения и данные

В расчетах использовались месячные и недельные процентные ставки (аппроксимировались линейными сплайнами на основе кривой дохода ГКО). Эффективные процентные ставки, составляющие кривую дохода, приводились к годовому исчислению, и определялись, исходя из следующего соотношения:

,

где

- годовая эффективная -периодная процентная ставка ГКО, наблюдаемая в момент времени и погашаемая в момент ;

- ставка доходности ГКО, наблюдаемая в момент времени и погашаемая в момент ;

- срок ссуды (в нашем случае неделя или месяц);

- номинал облигации (цена по которой происходит ее погашение (выкуп) в момент ;

- цена облигации в момент времени.

Чтобы получить ставку, соответствующую каждому периоду (неделя или месяц), мы усредняли полученные аппроксимацией дневной ставки на протяжении данного периода, средним геометрическим:

,

где n - число торговых дней в периоде t, т.е. число дней, для которых мы имеем кривую доходности и, соответственно, набор ставок.

Расчетные форвардные ставки определяются из следующего соотношения:

, при,

где

- форвардная ставка дохода для периода от до, наблюдаемая в момент по обязательствам со срокам ;

- глубина прогноза.

Форвардную ставку, приведенную к годовому исчислению по сложному проценту (аналогично ), будем обозначать.

Далее мы будем использовать в расчетах недельные и месячные данные. Соответственно, будет обозначать число недель либо месяцев. В связи с этим, чтобы различать недельные и месячные процентные ставки, будем добавлять к числу периодов (или для форвардной ставки) значок w и m соответственно. Так, будет обозначать одномесячную эффективную спот ставку, наблюдаемую в периоде, а - будет обозначать четырехнедельную эффективную спот ставку; - будет обозначать одномесячную форвардную ставку для периода от до, наблюдаемую в периоде, а - будет обозначать четырехнедельную форвардную ставку для периода от до, также наблюдаемую в периоде.

Методология и гипотезы

При исследовании информации, содержащейся во временной структуре дохода Fama (1984, см. сноску выше) и Mishkin (1988, см. сноску выше) оценивали следующие регрессии (в наших обозначениях)23:

, (1)

, (2)

где - случайная переменная.

С помощью регрессий такого рода можно попытаться получить ответ на давно обсуждаемый в литературе вопрос: в какой мере форвардная ставка может использоваться при определении прогнозных значений одномесячной спот ставки.

Однако, строя указанные регрессии, мы имеем дело с уровневыми неотрицательными величинами, процесс изменения которых близок к процессу случайного блуждания (что может означать существование единичных корней). Такая регрессия может иметь "фиктивной" характер (spurious regression), и результаты оценки ее коэффициентов окажутся ложными. Чтобы ослабить влияние авторегрессии в остатках, Fama перешел к изучению соответствующих разностей. В дальнейшем этот подход получил широкое распространение.

Применительно к российскому рынку, использование разностей ставок может привести к их несопоставимости на разных временных интервалах, что связано в первую очередь с чрезвычайно широким диапазоном их изменений. Для корректировки мы использовали вместо уровней процентных ставок их логарифмы:

, (3)

. (4)

Для удобства записи переобозначим прологарифмированные ставки:

, (5)

. (6)

Перепишем уравнения (3) и (4), используя (5) и (6):

, (7)

. (8)

Еще одной проблемой, возникающей при оценке прогнозных регрессий, является вероятная серийная корреляция остатков. Остатки данных регрессий будут серийно коррелированы если.

Дело в том, что ошибка прогноза реализуется только в момент. Следовательно будет коррелирована с ошибками,, …,. Иными словами, будет соответствовать процессу. В связи с этим, оценки простого метода наименьших квадратов окажутся несостоятельными. Однако характеристики коррелированности остатков конечны, поскольку рассматриваются скользящие средние. Mishkin (1988, см. сноску выше) решил проблему коррелированности остатков, используя методологию Newey - West24. В наших расчетах при оценке коэффициентов прогнозных регрессий также использовалась методология Newey – West25.

Pages:     | 1 || 3 | 4 |   ...   | 13 |



© 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.