WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 | 2 || 4 | 5 |   ...   | 13 |

Согласно теории несмещенных (рациональных) ожиданий, текущая форвардная ставка в среднем равна будущей спот ставке. Тем самым предполагается, что коэффициент должен быть равен единице, а. В связи с этим проверялась гипотеза, согласно которой, и в случае, если эту гипотезу нельзя было отвергнуть с вероятностью 0,95, проверялась сложная гипотеза, согласно которой и (несмещенные ожидания). Если же при, то, вероятны систематические ошибки.

Заметим, что если кривая доходности учитывает ожидания но в менее слабой форме, то должен быть статистически значим (значимо отличен от нуля) и находиться в интервале от 0 до 1.

Результаты

Как уже упоминалось выше, мы производили расчёты на месячных и недельных данных. Переход на недельные данные осуществлен в основном с целью увеличения числа наблюдений.

В таблице 3.1 приводятся оценки коэффициентов, t-статистики, уровни значимости и коэффициенты детерминации регрессионного уравнения (7), полученные на месячных данных, а также, результаты проверки гипотезы о равенстве единице либо, что соответствует гипотезе несмещённых ожиданий.

Количество наблюдений существенно падает с ростом глубины прогноза. Это связано прежде всего с преобладанием краткосрочных серий на рынке государственных ценных бумаг. Рост дюрации государственного долга происходил постепенно, в основном в 1996 – 1997 годах, что во многом обусловлено приходом иностранных инвесторов на внутренний рынок. Выпуск купонных облигаций, не рассматривался в наших расчётах.

Как видно из таблицы, коэффициенты оказывались значимыми только при прогнозе на один и семь месяцев вперед. В первом случае форвардная ставка вычисляется из двух- и одно- месячных процентных ставок. Поэтому количество наблюдений довольно велико (49 наблюдений за период с 2/94 по 2/98). Расчеты свидетельствуют о том, что с высокой степенью вероятности можно отвергнуть гипотезу о равенстве единице. О неудовлетворительных прогнозных свойствах говорит также невысокий процент дисперсии, объясняемой регрессией (=0.070).

Второй значимый коэффициент приведен в последней строке таблицы. Гипотеза о равенстве единице не отвергается, но отвергается гипотеза, налагающая ограничения на оба коэффициента одновременно (). К тому же количество наблюдений (9) недостаточно для использования статистики хи-квадрат, которая является асимптотической.

Поэтому делать формальные выводы о статистической значимости полученных результатов, по-видимому, не правомерно. Все наблюдения, а их немного (9 точек), приходятся в основном на 1997 год, когда постоянно находились в обращении ГКО –дисконтные облигации срочностью свыше девяти месяцев.

Не соответствуют приводившейся выше логике отрицательные значения коэффициентов, наблюдаемые при прогнозе изменения одномесячной спот ставки на 3, 4 и 5 месяцев вперед. Во всех случаях, однако, отрицательные коэффициенты статистически незначимы. Это может быть связано, в частности, с наличием большого числа шоковых ситуаций, «искажавших» форму кривой доходности (например, несколько месяцев перед президентскими выборами 1996 г., межбанковский кризис 1995 г., и др.).

Таблица 3.1.

Месячные данные с 02/1994 по 02/1998

Dependent Variable

Variable

Coeff

T-Stat

Signif

Usable Obser-vations

Null Hypothesis :

Chi-Squared(1)

Signifi-cance Level

0.341

1.983

0.047*

0.070

49

14.625

0.000

0.144

0.826

0.409

0.012

48

24.173

0.000

-0.214

-1.108

0.268

0.023

45

39.401

0.000

-0.223

-1.254

0.210

0.025

32

47.351

0.000

-0.092

-0.232

0.817

0.004

18

7.565

0.006

0.246

0.832

0.405

0.023

14

6.529

0.011

1.125

2.643

0.008

0.372

9

0.086

0.770

Null Hypothesis : :

13.610

0.001

* здесь и далее жирным шрифтом выделяются уровни значимости >=95%

В таблице 3.2 представлены результаты оценки уравнения 8 (также на месячных данных). В отличие от уравнения (7), уравнение (8) построено для проверки прогнозных свойств временной структуры дохода – предсказания не абсолютного уровня процентных ставок, как в уравнении (7), а будущей динамики процентной ставки. Результаты отчасти похожи на полученные при оценивании уравнения (7). Прогнозные свойства временной структуры доходности также выражены довольно слабо (=0.1), гипотезу о существовании таких свойств не удается отвергнуть (на уровне значимости в 95%) только в двух регрессиях из шести.

Коэффициенты также принимают отрицательные, хотя и не существенные значения. В первом (значимом) случае прогнозная регрессия рассматривает период в три месяца (вторая строка таблицы 3.2). При сравнительно большом числе наблюдений (45), коэффициент отличен от нуля на довольно высоком уровне значимости (>99%). Одновременно отвергается гипотеза о равенстве единице (уровень значимости >95%).

Второй значимый коэффициент наблюдается при прогнозе на пять месяцев вперед. Как и при оценке уравнения (1), количество наблюдений значительно сократилось; не отвергается гипотеза, согласно которой, что эквивалентно гипотезе несмещенных ожиданий. Однако количество наблюдений слишком мало для того чтобы быть уверенным в полученных результатах.

Таблица 3.2.

Месячные данные с 02/1994 по 02/1998

Dependent Variable

Variable

Coeff

T-Stat

Signif

Usable Obser-vations

Null Hypothesis :

Chi-Squared(1)

Signifi-cance Level

0.317

1.529

0.126

0.035

48

10.851

0.001

0.550

2.749

0.006

0.092

45

5.042

0.025

-0.024

-0.100

0.920

0.000

32

17.925

0.000

0.820

2.108

0.035

0.101

18

0.215

0.643

Null Hypothesis : :

0.302

0.860

-0.212

-0.536

0.592

0.010

14

9.342

0.002

-0.230

-1.273

0.203

0.019

9

46.244

0.000

Далее приводятся результаты оценок регрессионных уравнений (7) и (8) на недельных данных для предсказания четырехнедельной спот-ставки. Число наблюдений увеличилось в среднем до двухсот, что позволяет сделать более обоснованные выводы относительно прогнозных свойств кривой дохода. Из таблицы 3.3 (результаты оценки регрессионного уравнения (7)) видно, что рассматриваемый срок прогноза может достигать восьми недель. При этом коэффициенты принимают значений от 0 до 1 (соответствует характеристикам ожиданий), но статистически отличны от 1, что противоречит гипотезе несмещенных ожиданий. С исходными гипотезами вполне согласуется отсутствие отрицательных значимых и незначимых оценок коэффициентов (за исключением одного, отличного от нуля с вероятностью 0,04).

В таблицах 3.4 и 3.5 сведены результаты оценки уравнения (8) –предсказаний движения спот-ставки (ее изменения относительно предшествующих значений). В таблице 3.4 приведены оценки предсказания изменений спот-ставки на различных отрезках последующего периода, а в таблице 3.5 – прогнозы изменения спот-ставки в последующий период на протяжении четырех недель.

Таблица 3.3.

Pages:     | 1 | 2 || 4 | 5 |   ...   | 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.