Диссертация (1138677), страница 39
Текст из файла (страница 39)
Таблицу 23 в Приложении Ж;1533. Результаты традиционных тестов на наличие единичного корня свидетельствуюто вероятной стационарности таких факторов, как изменение международных резервов,изменение валютного курса (кроме текущего изменения валютного курса для случаяКитая), прирост денежной массы за месяц, инфляционное давление денежной массы(кроме случаев Китая и Бразилии), изменение локального фондового индекса за месяц длявсех стран БРИК, а также не перечисленных в п.2.
факторов внешнего рынка.Таким образом, перечисленные в п.3 переменные могут входить в модель впервоначальном виде (трансформации возможны в зависимости от повышенияэффективности модели и логического анализа). Выделенные в п.1 и п.2 факторыиспользуются в моделировании в виде стационарных первых разностей, преимущественновыраженных в процентных пунктах.3.3. Формирование долгосрочного уровня номинальной доходностигосударственных ценных бумаг3.3.1. Проверка наличия коинтеграционной взаимосвязиКак было охарактеризовано в главе 2, тестирование формирования долгосрочногоуровня доходности на рынке ГЦБ под воздействием инфляционных ожиданий, проводитсяс помощью коинтеграционного граничного теста ARDL-bounds test и, в качестведополнительной проверки, - теста Йохансена на основе векторной авторегрессии.Согласно результатам, приведенным в Таблице 5, эффект долгосрочного влиянияинфляционных ожиданий на динамику номинальной доходности на внутреннем рынкеГЦБ подтверждается для всех стран БРИК, кроме Индии127.
При этом в случае Бразилиикоинтеграционное соотношение с инфляцией выявлено только для доходностигосударственных ценных бумаг сроком до 3 месяцев до погашения, что говорит оботсутствии устойчивой равновесной траектории доходности долгосрочных казначейскихоблигаций, формируемой инфляционными ожиданиями, и может свидетельствовать оболее высокой степени инерционности их динамики. Соответственно, сформированныевнутри страны инфляционные ожидания не оказываются значимым экономическимфактором при оценке динамики номинальных доходностей в Индии и Бразилии (насегменте рынка срочностью более 3х месяцев) в долгосрочном периоде.127Хотя результаты теста Йохансена указывают на наличие долгосрочного коинтеграционного соотношенияс инфляционными ожиданиями для доходностей рынка ГЦБ Индии, дальнейший анализ не подтверждаетсделанные выводы, соответственно, мы их не считаем достаточно достоверными;154Таблица 5.
Результаты тестов на наличие коинтеграции в рядах доходности ГЦБ иинфляционных ожиданий в странах БРИКГраничный тест ARDL-boundsТест ЙохансенаTrace-stat/Max-Eigen-statLags(p-1)F(m*-1,q*-1)ConstConst+trend(r)a1Y_RРоссия3Y_R5Y_R10Y_RБразилия15Y_R3mY_B1Y_B2Y_B3Y_BF(7,7)=3.695 (AIC)F(5,5)=2.768 (SIC) aF(4,4)=3.554 (AIC) aF(2,2)=4.332 (SIC) aF(5,5)=4.577 (AIC) aF(2,2)=3.776 (SIC) aF(4,4)=4.02 (AIC) aF(2,2)=2.643 (SIC) aF(4,4)=3.598 (AIC) aF(2,2)=2.972 (SIC) aКитайИндия3Y_C7F(3,3)=8.926(AIC/SIC) c6F(5,5)=6.394 (AIC) cF(3,3)=7.567 (SIC) cF(4,4)=5.72 (AIC) cF(1,1)=4.71 (SIC) bF(4,4)=5.561 (AIC) cF(1,1)=4.53 (SIC) aConst+trend(r)F(3,3)=5.658(AIC) cF(2,2)=4.13 (SIC) aF(1,1)=1.912 (AIC/SIC)aaaF(7,7)=6.067 (AIC)cF(5,5)=4.629 (SIC) aF(7,7)=11.632 (AIC) cF(2,2)=9.689 (SIC) cF(1,1)=2.019 (AIC/SIC)F(3,3)=3.496 (AIC) aF(1,1)=3.355 (SIC) a329.871/-2-/-2-/-4-/-5ConstF(1,1)=1.661 (AIC/SIC)F(3,3)=3.406 (AIC) aF(1,1)=1.672 (SIC) a528.387/22.58837.153/33.01827.924/21.65426.976/19.96626.557/-5F(3,3)=5.154 (AIC)bF(2,2)=3.418 (SIC) aF(1,1)=1.933 (AIC/SIC)aConst1Y_CF(7,7)=6.259(AIC) cF(4,4)=5.595 (SIC) cConst+trend(r)F(7,7)=5.654 (AIC/SIC) c6F(7,7)=7.986 (AIC) cF(2,2)=6.608 (SIC) c624.488/16.70930.174/21.1135Y_CF(2,2)=9.912 (AIC/SIC)cF(2,2)=6.592 (AIC/SIC)c4-/-10Y_CF(2,2)=7.381 (AIC/SIC)cF(2,2)=4.85 (AIC/SIC)a4-/-ConstConst+trend(r)1Y_IF(2,2)=2.795 (AIC)aF(1,1)=2.824 (SIC) aF(2,2)=1.874 (AIC) aF(1,1)=1.866 (SIC) a23Y_IF(2,2)=3.122 (AIC/SIC)aF(2,2)=2.377 (AIC/SIC)a25Y_IF(3,3)=1.939 (AIC) aF(3,3)=1.575 (AIC) a210Y_IF(3,3)=1.873 (AIC/SIC)aF(3,3)=1.566 (AIC) aF(2,2)=2.967 (SIC) a224.039/19.5724.354/18.21123.634/17.79822.825/17.074Прим.: ARDL-bounds тест: 5% критические значения границ для случая Индии и России (k=1) равны 4.94 (I(0)) /5.73 (I(1)) (const) и 4.68 (I(0)) / 5.15 (I(1)) (const+trend(r)) (Ист.: Pesaran, Shin, Smith (2001)); для случая Китая и Бразилиивследствие кол-ва наблюдений меньше 100 (k=1) равны 5.014 (I(0)) / 5.92 (I(1)) (const) и 4.937 (I(0)) / 5.443 (I(1))(const+trend(r)) (Ист.: Narayan (2005)).
Лаги m*, q* выбраны на основе информационных критериев Акаике (AIC) иШварца (SIC). a F-статистика ниже 5%-нижней границы теста, b F-статистика в диапазоне 5-% границ теста, c Fстатистика выше 5-% верхней границы теста.Тест Йохансена: приведены статистики, подтверждающие наличие коинтеграции между переменными внаиболее корректной спецификации для каждого конкретного случая - при наличии константы и тренда вкоинтеграционном векторе (Бразилия, Россия), либо при наличии константы (Китай, Индия) в коинтеграционномвекторе. Количество лагов выбрано на основе Lag length Criteria по информационным критериям AIC и SIC.Полученные для Индии и Бразилии результаты могут быть обусловлены наличиемсущественного влияния внешних экономических факторов на динамику доходности ГЦБна внутренних рынках, либо наличием иных неучтенных долгосрочных детерминантдоходности, которые не инкорпорированы в характеристику инфляционных ожиданий (к155примеру, реальной ставки по операциям с центральным банком и др.).
При этомсформированные ожидания роста внутренних цен не имеют фактического значения ипоэтому не закладываются в динамику кривой доходности ГЦБ. Тем не менее, подобныйрезультат для бразильской экономики является достаточно неожиданным, поскольку вБразилии уже на протяжении длительного времени проводится политика инфляционноготаргетирования, что должно было оказать влияние на предсказуемость инфляции дляэкономических агентов.Подтверждение формирования устойчивого долгосрочного коинтеграционногосоотношения безрисковой доходности и инфляции в России и на краткосрочном сегментерынка Бразилии было получено только при включении в тестируемый коинтеграционныйвектор трендовой составляющей, что не является традиционным при исследованиидолгосрочных связей с инфляционными ожиданиями на основе гипотезы Фишера.
Такаяспецификация коинтеграционного вектора говорит о наличии детерминированноготренда, либо различных детерминированных трендов во временных рядах инфляции илиноминальной доходности. Следовательно, с течением времени равновесная доходностьГЦБ все сильнее превышает закладываемую инфляционную премию в долгосрочномпериоде (или становится ниже её, что зависит от знака коэффициента перед трендом) вэтих странах.
Такая ситуация, в том числе, может быть связана с отношениемэкономических агентов к эффективности реализации экономической политики в стране иих восприятием общеэкономического положения. В случае с рынком Китая проведенныетесты свидетельствуют в пользу наличия эффекта Фишера в традиционном виде.При этом наличие детерминированного тренда в уравнении долгосрочнойвзаимосвязи между инфляцией и номинальной доходностью, как и отсутствиеподтверждения наличия этой взаимосвязи, может быть связано с несовершенным проксиинфляционных ожиданий, поскольку фактические инфляционные ожидания могутотклоняться от оцененных, закладываемых в модель. Предложенная аргументацияполученных результатов представляет собой направление для дальнейшего развитияисследования.Вцелом,нестационарностиотсутствиекоинтеграциидолгосрочнойреальнойсинфляциейпроцентнойговоритовероятнойставки,теоретическипредполагаемой постоянной и не зависимой от действий монетарной политики.
В целяхболее глубокого понимания долгосрочной динамики номинальной доходности ГЦБ вРоссии, Китая и Бразилии для каждой из стран будут оценены коинтеграционные вектора.1563.3.2 Оценка долгосрочного уровня доходностиРезультатыоценкидолгосрочныхкоинтеграционныхсоотношениймеждуинфляционными ожиданиями и номинальными доходностями для Бразилии, Китая иРоссии согласно модели ARDL (m*, q*) представлены в Таблице 6 ниже. Расчеты дляИндии не проводились в связи с неподтверждением наличия коинтеграционныхвзаимосвязей.Таблица 6.
Оценка долгосрочного соотношения в уровняхКитайБразилияРоссияМодель ARDL ((m*, q*), AIC)ДоходностьВыбор лаговβ (const)δ (trend)α (πe)1Y_R(8,4)-2.047(1.758)1Y_R(8,4)-3Y_R(7,4)-2.357(1.862)0.04*(0.009)0.031*(0.004)0.044*(0.009)0.533*(0.127)0.39*(0.03)0.666*(0.135)3Y_R(7,4)-0.033*(0.004)0.501*(0.028)5Y_R(6,4)-1.245(2.371)0.036*(0.011)0.636*(0.173)5Y_R(6,4)-0.03*(0.005)0.547*(0.032)10Y_R(5,4)-2.29(2.91)10Y_R(5,4)-15Y_R(2,4)-5.373(3.783)0.043*(0.013)0.034*(0.005)0.057*(0.016)0.75*(0.217)0.585*(0.036)0.986*(0.283)15Y_R(2,4)-0.035*(0.006)0.598*(0.04)ДоходностьВыбор лаговβ (const)δ (trend)α (πe)3m_B(4,4)7.151*(1.585)-0.064*(0.014)1.026*(0.355)ДоходностьВыбор лаговδ (trend)1Y(4,7)3Y(2,8)5Y(2,8)10Y(2,6)β (const)0.795**(0.308)1.665*(0.131)2.185*(0.128)2.899*(0.131)α (πe)0.497*(0.088)0.358*(0.037)0.297*(0.035)0.225*(0.036)-Примечания.
В модели ARDL число лагов выбирается в соответствии с информационным критерием Акаике(AIC), стандартные ошибки оцениваются по Δ-методу.*, ** - значимость коэффициентов на 1-процентном, 5-процентном уровне значимости, соответственно.157Численная оценка коинтеграционных векторов подтверждает наличие значимойдолгосрочной взаимосвязи между инфляционными ожиданиями и номинальнымипроцентными ставками на рынках государственных ценных бумаг в России, Китае и накраткосрочном сегменте рынка Бразилии.Коэффициенты долгосрочной подстройки номинальной доходности к равновесию синфляцией (α) положительны и значимы: от 40% до 60% инфляционных ожиданийзакладывается в уровень доходности ГЦБ в долгосрочном периоде в России, от 21% до48% в Китае и около 100% на краткосрочном сегменте рынка ГЦБ в Бразилии.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
