Диссертация (1138365), страница 17
Текст из файла (страница 17)
2041 наблюдение.Модель (I) посчитана для 1 = 1, модель (II) для 1 = 2 и модель (III) для 1 = 3.(1) – это модель с коррекцией на одновременность и выборочную селективность, (2) – модель с коррекцией только на выборочную селективность,(3) – модель с коррекцией только на одновременность, (4) – модель без коррекций на выборочную селективность и одновременность.1 - это p-value теста Хаусмана на разницу в средних предельных эффектах между моделью (1) и моделями (2-4).. 2 - это p-value F-теста значимости параметров функции коррекции.95Оба теста подтверждают результаты о том, что для получениясостоятельных оценок функции спроса необходимо корректироватьоценки на выборочную селективность и одновременность выбораусловий займа.
В противном случае эффект выбора условий займа вуравнении размера ссуды является недооцененным, что приводит кневерным представлениям о спросе индивидов.Кроме того, необходимость коррекции на одновременностьдоказывает также то, что сумма займа (величина спроса на ипотеку)действительно выбирается одновременно с другими характеристикамикредита, LTV, ставкой и сроком погашения, что подтверждает гипотезуо том, что ипотека – это товар с эндогенными характеристиками.Тестированиенеобходимостикоррекциинавыборочнуюселективность доказывает присутствие в задаче потребительскоговыбора угловых решений.
Данный вывод подтверждает необходимостьучета предпочтений индивидов, потребление которых не наблюдается,поскольку при изменении ценовой стратегии продавца данныеиндивиды могут переключится на положительное потребление.Оценки уравнения выбора величины ссуды (объема потребления)остаются устойчивыми при увеличении степеней аппроксимирующегополинома, но теряют эффективность. Средние предельные эффекты неявляются контринтуитивными и согласуются с исследованиямиамериканского рынка. Так, спрос на размер ссуды растет с увеличениемLTV и срока погашения, а также падает с ростом ставки.
Кроме того,большие ссуды предпочитают женатые/замужние индивиды посравнению с холостыми, женщины, заемщики с меньшим возрастом иболее высоким уровнем образования. Предпочитаемый размер ссудытакже положительно зависит от всех мер дохода индивида: доходаосновного заемщика, доходов созаемщиков и числа созаемщиков.96Как было сказано ранее, не только выбор суммы займа зависит отхарактеристик займа, но также и выбор характеристик может зависетьот выбора суммы займа. Так в таблице 9 приведены оценкиструктурных уравнений выбора всех характеристик ипотечного займа.Так более высокий LTV выбирается при более низкий ставках идлинных сроках погашений.
Более высокая ставка назначается займамс высоким LTV и более длинными сроками погашения, что согласуетсяс дизайном ипотечных программ. Более длинные сроки погашениявыбираются заемщиками, предпочитающими большие суммы займа, атакжеполучающимибольшуюставкупроцента,чтотакжеподтверждает результаты, полученные в [Attanasio, et. al.
2008],говорящие о том, что срок погашения является довольно гибкиминструментом регулирования ежемесячного платежа заемщика приневысоких доходах.Кроме того, в работе [Attanasio et al. 2008] подчеркиваетсяразнородность заемщиков с точки зрения эластичности спроса накредит по ставке и сроку погашения.
Так авторы доказали, что в случаеавтокредита, заемщики с низкими доходами будут более эластичны посроку погашения и менее эластичны по ставке по сравнению сзаемщиками с более высокими доходами. Проверим также гипотезу оразнородности заемщиков АИЖК.97Таблица 9. Оценка структурных уравнений выбора характеристик займа.Ур. 1. Лог. суммы займа(1)Лог. суммызайма(2)(3)-Ур. 2. LTVУр. 3. Лог. ставки(1)(2)(3)(1)(2)(3)(1)(2)(3)0.128***(0.011)0.125***(0.21)0.127***(0.27)-0.080*(0.052)-0.061(0.051)-0.029(0.077)0.328***(0.030)0.307***(0.081)0.318***(0.116)0.019***(0.002)0.020***(0.003)0.019***(0.008)-0.000(0.000)-0.000(0.001)-0.000(0.001)0.142***(0.020)0.153***(0.063)0.158**(0.073)LTV0.020***(0.002)0.020***(0.004)0.020***(0.005)Лог.
ставки-0.575***(0.047)-0.567***(0.080)-0.599***(0.149)-0.148***(0.048)-0.143***(0.052)-0.135**(0.060)Лог. срока0.479***(0.058)0.471***(0.090)0.486***(0.147)-0.045*(0.031)-0.037(0.039)-0.045(0.090)0.170***(0.031)0.166***(0.032)0.149***(0.039)284994284994284994kУр.4. Лог. срока--284994Примечание: В ячейках таблицы приведены средние предельные эффекты изменения зависимой переменной столбца от эндогенной переменной в строчке.Бутстрап-стандартные ошибки для 100 репликаций, кластеризованных по месяцу подачи заявки, указаны в скобках.Значимость определена по бутстрап-распределению,* - 10%, ** - 5%, *** - 1%.k – количество оцененных параметров,2041 наблюдение.Для каждого уравнения модель (1) посчитана для 1 = 1, модель (2) для 1 = 2, модель (3) для 1 = 3.98Протестировать разнородность заемщиков можно, построивпредельный эффект логарифма спроса по логарифму ставки илогарифму срока погашения (эластичность спроса по ставке и сроку) иисследовав распределение данного эффекта по всей выборкезаемщиков.
Ниже в таблице 10 приведены результаты оцениванияраспределения предельного эффекта параметров кредитного контрактана величину ссуды. Спецификация (1), в котором регрессионнаяфункция для функции спроса аппроксимирована полиномом первойстепени, не позволяет протестировать гипотезу о разнородностизаемщиков, т.к. предельные эффекты в такой модели являютсяпостоянными. В спецификациях (2-3) стандартное отклонение враспределении предельного эффекта является значимым, что означает,что предельный эффект всех характеристик кредита на спрос являетсяне постоянным по индивидам. При разработке новых ипотечныхпрограмм следует учитывать разнородность предпочтений заемщиков.При этом, если эластичность спроса по LTV различается по индивидамнесущественно (95%-ый доверительный интервал [0.019;0.021]),разброс составляет около 5% от среднего, то вариация эластичностииндивидов по процентной ставке является более существенной, около20%отсреднего([-0.821;-0.437]).Разбросэластичностииндивидуального спроса по сроку погашения составляет также около10%.99Таблица 10.
Статистики распределения эластичности спроса по характеристикам кредита.Лог. ставкиLTVСреднийпредельныйэффектСт. откл.предельногоэффекта95% довер. инт.предельногоэффектаЛог. срока погашения(1)(2)(3)(1)(2)(3)(1)(2)(3)0.020***(0.002)0.020***(0.004)0.020***(0.005)-0.575***(0.047)-0.567***(0.080)-0.599***(0.149)0.479***(0.058)0.471***(0.090)0.486***(0.147)-0.0007***(0.0003)0.0013***(0.0003)-0.093*(0.056)0.109***(0.031)-0.022***(0.011)0.038***(0.012)[0.018;0.020]-[-0.821;-0.437][-0.724;-0.490]-[0.425;[0.435;0.495]0.513]-[0.019;0.021]Примечание: В ячейках таблица приведены статистики распределения предельного эффекта характеристик кредита на величину логарифма суммы займа.Бутстрап-стандарстные ошибки для 100 реплликаций, кластеризованные по месяцу подачи заявки, указаны в скобках.95%-ый доверительный интервал получен по эмпирическому распределению предельного эффекта.Значимость получена по бутстрап-распределению, * - 10%, ** - 5%, *** - 1%.Для каждого уравнения модель (1) посчитана для 1 = 1, модель (2) для 1 = 2, модель (3) для 1 = 3.100Рисунок 1.
Распределение эластичности спроса по ставке.Анализ распределения эластичности спроса на кредит по ставкепроцента позволяет установить, во-первых, что заемщики, не указавшие доходимеют эластичность по ставке схожую с заемщиками с наименьшимидоходами. Среди данных групп, по сравнению с заемщиками из группы снаиболее высокими доходами, более часто встречаются люди с низкойэластичностью по ставке, что подтверждает результаты [Attanasio et al., 2008].То есть ипотечные заемщики АИЖК с низкими доходами, а также заемщики,не указывающие доход, более вероятно предпочитают займы с высокойставкой и длинными сроками погашения, нежели заемщики с высокимидоходами, т.к.
такие займы имеют невысокий ежемесячный платеж. Заемщикиже с более высокими доходами более вероятно ориентируются на суммупереплаты по кредиту, поэтому предпочитают займы с низкой ставкой и болеекоротким сроком погашения.101Как было отмечено ранее, при заключении кредитного договоразаемщик, выбирая LTV>0.7, должен обязательно застраховать своюответственность. Так для исследования взаимосвязи между вероятностьюодобрения заемщика, вероятностью страхования его ответственности ипотенциальным кредитным риском заемщика была оценена альтернативнаяспецификация модели:Так, процесс кредитования представим следующей моделью:0, 0 ( , 0 ) + 0 ≤ 0 = {1, 0 ( , 0 ) + 0 > 0∗∗1= 1 (−1, , 1 ) + 1…{∗∗ = (− , , ) + (33)ненаблюдаемо, если = 0 = {∗ ,если = 1,где – бинарная переменная, отвечающая за то, был заключен кредитныйконтракт или нет, – демографические характеристики заемщика исозаемщиков на дату подачи заявки, – параметры кредитного контракта, втом числе величина кредитного лимита, (0 , 1 , … , ) – исключенныеинструменты для заключения контракта, параметров кредитного договора икредитного лимита соответственно.
Так в качестве параметров контракта для данной спецификации будем использовать LTV, логарифмированнуювеличину ставки, логарифмированный срок кредита и вероятность наличиястраховки ответственности заемщика, а также кредитный лимит.Модель (33) также была оценена по процедуре, предложенной впараграфе 2.3. Уравнение участия (уравнение для ) было оценено по тем жепеременным, что и в модели (32), его оценки представлены в таблице 6.В качестве исключенных инструментов для кредитного лимита былоиспользовано среднее соотношение платежа к доходу (DTI). Так можнопредполагать положительную связь между этими переменными, т.к.
средний102DTI по выданным кредитам характеризует оценку кредитного риска общества(чем больше DTI, тем меньше риск), в силу этого он должен бытьположительно связан с кредитным лимитом, характеризующим желание банкавыдать больший кредит конкретному заемщику. При этом, очевидно, чтоиндивидуальныешокикредитноголимитанедолжныоказыватьсущественного влияния на агрегированные характеристики рынка.В качестве инструментов для параметров кредитного контракта, LTV,ставки, срока кредитования и страховки, возьмем средний LTV, медианнуюставку,медианныйсроккредита ипоказатель доступностижильясоответственно.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
