Автореферат (1138676), страница 3
Текст из файла (страница 3)
Путина на выборах в 2004 г.,информация о выплате Россией внешнего долга странам-членам Парижскогоклуба в 2005 и 2006 гг., либерализация рынка ОФЗ в 2012 году, эмиссия«специальных» казначейских облигаций в Китае в 2007 году, введение Схемыстабилизации рынка в Индии в 2004 году, мировой финансовый кризис 2008 г.,резкие изменения суверенных рейтингов стран БРИК и ряд других факторов.В качестве фактора, определяющего динамику номинальной доходности вдолгосрочном периоде, в работе рассматривается показатель инфляционныхожиданий (в соответствии с гипотезой Фишера).
В условиях повышеннойволатильности финансовых временных рядов в развивающихся странах впроцессе оценивания регрессионных уравнений добавляются дополнительныефиктивные переменные для каждого ряда в каждой из стран БРИК.Подверженность доходности на локальных рынках ГЦБ в развивающихсястранах влиянию выделенных категорий экономических факторов являетсяосновной тестируемой гипотезой.Методика численного анализа формирования доходности на рынках ГЦБстран БРИК, предложенная автором, состоит из этапов предварительного14анализа данных и отбора корректных аппроксимаций факторов для учета вмоделях, оценки наличия долгосрочного коинтеграционного соотношения синфляционными ожиданиями, построения моделей краткосрочной динамикидоходности с учетом различных комбинаций факторов и выбора оптимальныхмоделей, а также этапа оценки вклада выделенных категорий экономическихдетерминант в объяснение дисперсии изменений доходности.Основнойравновесногоакцентвсоотношенияопределениимеждусуществованияинфляционнымидолгосрочногоожиданиямииноминальными доходностями делается на применении граничного теста ARDLbounds test (Pesaran et al., 1998, 2001).
При этом тестируется наличиедолгосрочного коинтеграционного вектора с различными спецификациямидетерминированных параметров (с константой, с константой и трендом).Условная модель ARDL с коррекцией ошибок вида 3q −1m −1∆NY _ Wt =θ + β1 NY _ Wt −1 + β 2π e _ Wt −1 + ∑ γ y ,i ∆NY _ Wt −i + ∑ γ π e , j ∆π e _ Wt − j + ut(1)=i 1 =j 0оценивается с помощью метода МНК. На основе F-статистики проверяетсянулевая гипотеза об отсутствии коинтеграции.
В случае подтвержденияналичиякоинтеграционногосоотношенияоцениваетсяравновесныйкоинтеграционный вектор - уравнение долгосрочной динамики доходности вуровнях - на основе модели ARDL (m,q) вида:qmNY _ Wt =θ + ∑ γ y ,i NY _ Wt −i + ∑ γ π e , jπ e _ Wt −1 + υt(2)=i 1 =j 0Равновесным долгосрочным соотношением принимается выражение видаNY _ W=β + απ e _ Wtt(спецификация без тренда) либо видаNY _ Wt = β + δ t + απ e _ Wt(спецификация с трендом), где долгосрочные коэффициенты β, δ и αрассчитываются исходя из оценки коэффициентов согласно модели (2) соптимальной длиной лагов.Здесь и далее θ = с в спецификации с константой и θ = с+φt в спецификации с константой и трендом, NY_Wt –доходность государственной облигации сроком до погашения N, πe_Wt – инфляционные ожидания, W – странаиз группы БРИК (R - Россия, B – Бразилия, I –Индия, C–Китай);315Для оценки краткосрочной динамики доходности ГЦБ далее строятсямногофакторные модели в первых разностях вида:k∆NY _ Wt =с + ∑ βi xti +i= 1K∑ β x + λ ECT _ Wi= k +1'i it −1+ εt(3)где ′ – dummy-переменные событийных факторов и импульсныефиктивныепеременные,–прочиеисследуемыефакторы,охарактеризованные выше, ECT_Wt-1 – стационарный параметр коррекцииошибок долгосрочного равновесия с инфляционными ожиданиями выбраннойспецификациисогласномоделиARDLвслучаеегосуществования.Коэффициент λ говорит о скорости сближения уровня доходности кдолгосрочному тренду в связи с отклонением от него в предыдущем периоде.Оценка доли вклада категорий экономических факторов в общее влияниевсех значимых факторов проводится посредством декомпозиционного анализаобъясненной дисперсии изменения доходности ГЦБ.В третьей главе диссертации автором предложено решение комплексапрактических задач по моделированию и оценке чувствительности уровняноминальной доходности ГЦБ на локальных рынках стран БРИК к отобраннымэкономическим факторам.Для эмпирического анализа были сконструированы временные рядызависимых переменных –разнопериоднойноминальной доходности спостоянной срочностью, формируемой в рамках внутренних рынков ГЦБ встранах БРИК, – а также объясняющих экономических и финансовыхпеременных, специфичных для каждой из исследуемых стран, в месячнойразмерности.На основе «комбинационного» подхода рациональных и адаптивныхожиданий, основанного на сглаживании уровня инфляции для отраженияфактической вперед-смотрящей и прошлой информации (Yuhn, 1996, Carneiroet al., 2002 и др.), с помощью корреляционного анализа и авторской оценкипостроены показатели инфляционных ожиданий в виде скользящего среднего16уровней инфляции с горизонтом в 1 месяц для Бразилии и с горизонтом в 3месяца для прочих стран БРИК.Далее в целях построения эффективных моделей была проведенафильтрация численных представлений экономических факторов на основелогического, качественного и корреляционного анализа.
При этом в рядеслучаев выделить унифицированный прокси для факторов не удалосьвследствие разрозненности результатов по оценке взаимосвязи с приростами иуровнями доходности, а также между странами БРИК. Окончательный выбортестируемых прокси произведен в процессе отбора оптимальных спецификациймоделей из альтернативных, что привело к оценке минимум шести моделей длядоходности каждого срока для погашения в каждой из стран БРИК.МоделированиеноминальнойдолгосрочногодоходностьюравновесногоГЦБисоотношенияинфляционнымимеждуожиданиямисвидетельствует о наличии значимой долгосрочной взаимосвязи междуисследуемыми показателями на рынках России, Китая и на краткосрочномсегменте рынка Бразилии. При оценке динамики номинальных доходностейГЦБ в Индии и на среднесрочных временных сегментах рынка Бразилиивнутренние инфляционные ожидания не оказываются значимым фактором, чтоможетбытьобусловленоналичиемсущественноговлияниявнешнихэкономических факторов.Коэффициенты долгосрочной подстройки номинальной доходности кравновесию с инфляцией положительны и значимы: от 40% до 60%инфляционных ожиданий закладывается в долгосрочный уровень доходности вРоссии, от 21% до 48% в Китае и около 100% на краткосрочном сегменте рынкаГЦБ в Бразилии.
При этом в России влияние инфляционных ожиданийусиливается с ростом срока до погашения ГЦБ, что указывает на то, чтодолгосрочные доходности содержат больше информации об ожиданияхизмененияуровняцен.Подтверждениеформированияустойчивогодолгосрочного соотношения безрисковой доходности и инфляции в Бразилии и17России было найдено только при включении в тестируемый коинтеграционныйвектор значимой трендовой составляющей, что не является традиционным приисследовании долгосрочных связей с инфляцией. Соответственно, действиеслабого эффекта Фишера в силу спецификации оцененного коинтеграционноговектора выявлено только для случая рынка Китая; гипотеза Фишера в сильнойформе не подтверждается ни для одной стран.На основании оценки 13-ти базовых оптимальных моделей формированиякраткосрочнойдинамикидоходностиГЦБформулируютсявыводыотносительно значимых детерминант доходности ГЦБ на различных временныхсегментах в каждой из стран БРИК, а также проводятся сопоставления междустранами с целью выделения специфических и общих черт.Средирассматриваемыхмакроэкономическихпоказателейвседоходности рынков ГЦБ стран БРИК оказываются в определенной степеничувствительными к параметрам инфляционных ожиданий и изменения сальдобюджета к ВВП за месяц.
В России и Китае подстройка к долгосрочномуравновесию с инфляцией учитывает практически весь вклад данного фактора вформирование номинальной доходности ГЦБ, а на рынках Индии и Бразилиипреобладает влияние краткосрочных изменений в инфляционных ожиданиях.Изменение дефицита/профицита государственного бюджета к ВВП за месяцоказывает значимое прямое влияние на изменение доходности государственныхоблигаций в России и Бразилии, вероятно, связанное с изменением восприятиякредитных рисков эмитента.Подверженность фактору изменения внутреннего экономического роставыявлена для всех стран БРИК, кроме Индии, при этом сила и направленностьвоздействия данного фактора на доходность ГЦБ, вероятно, обусловленаразличиями в институциональных характеристиках стран БРИК, в частности, вструктуре инвесторов на локальном рынке.
К изменению емкости внутреннегогосударственного долга в ВВП чувствительны доходности рынка ГЦБ в Китае идолгосрочные доходности в Бразилии, что может быть связано с опасениями18относительно обслуживания долговых обязательств правительства при росте ихобъема. Незначимость данного фактора для рынка ГЦБ в России согласуется спредположениями о низкой емкости внутреннего государственного долга, чтосущественно ограничивает предельное воздействие его изменения на принятиерешений экономическими агентами.Выявленная существенная зависимость доходности ГЦБ от внутреннихрыночных и финансовых факторов объясняется доминирующим положениембанковского сектора в структуре инвесторов в странах БРИК. Среди общихособенностей воздействия отмечается постепенное снижение коэффициентовчувствительности доходности практически ко всем исследуемым факторам сувеличением срочности.
Эффект расширения ликвидности вызывает снижениедоходности краткосрочного сегмента рынков ГЦБ во всех странах, кромеБразилии, при этом более пролонгированный эффект выявлен на рынке Китая –до 5 лет до погашения. Аналогично, значимая взаимосвязь с процентнымиставками денежного рынка в Китае прослеживается вплоть до сегмента 5ти летдо погашения, при этом по количественным оценкам очевидна схожесть срынком Индии.Наиболее масштабные изменения в доходности рынка ГЦБ следуют заизменениями процентных ставок центральных банков в процессе реализациимонетарной политики.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
