عدم التحيز طويل المدى ، تحديث | Econbrowser

بعض الفروق الرئيسية في الاهتمامات ، حتى آذار (مارس):

شكل 1: فرق عائد السندات الحكومية لمدة عشر سنوات لمنطقة اليورو (الأزرق) والولايات المتحدة والمملكة المتحدة (البني) والولايات المتحدة واليابان (الأخضر) ، بالنسبة المئوية. المصدر: OECD MEI عبر FRED و Treasury (للولايات المتحدة) وحسابات المؤلف.

بينما نبتعد عن الحد الأدنى للصفر (مرة أخرى) ونرى تضخمًا أسرع ، اعتقدت أنه من المثير للاهتمام معرفة الروابط التي قد توجد بين أسعار الفائدة طويلة الأجل. على وجه الخصوص ، هل ستتحرك المعدلات طويلة الأجل بما يتماشى مع معدلات الاستهلاك المتوقعة؟

الإجابة على هذا السؤال ليست معروفة حقًا ، حيث لا توجد لدينا مراقبة مباشرة على توقعات السوق ؛ وفي أفق 10 سنوات ، ليس لدينا الكثير من بيانات التوقعات المستندة إلى الاستقصاء (والتي تتناقض مع الآفاق القصيرة مثل ما يصل إلى عام ، كما هو مستخدم في Bussiere et al. (2022)). ومع ذلك ، يمكننا أن نلاحظ مدى لاحقة المنشور القديم تحركت أسعار الصرف مع فروق الفائدة – حتى الربع الأول من عام 2012. ماذا يخبرنا الماضي عما يمكن توقعه.

في Chinn and Meredith (1998) ، وثقنا أنه في آفاق أطول ، ارتبطت فروق الفائدة بشكل إيجابي مع الاستهلاك اللاحق. كان لمعاملات انحدار اللوحة النمط التالي:

betas.gif

شكل 1: معاملات لوحة بيتا في آفاق مختلفة. ملاحظات: حتى 12 شهرًا ، تقديرات الفريق لست عملات مقابل الدولار الأمريكي ، معدلات الإيداع باليورو ، 1980Q1-2000Q4 ؛ نتائج 3 سنوات هي عوائد قسيمة صفرية ، 1976Q1-1999Q2 ؛ 5 و 10 سنوات ، عوائد ثابتة حتى الاستحقاق ، 1980Q1-2000Q4 و 1983Q1-2000Q4 (الملاحظة الأخيرة تتوافق مع بيانات سعر الصرف). المصدر: تشين (2006).

لقد قمت بتحديث هذه النتائج منذ أربع سنوات في هذا المنشور (ولكن قبل ذلك ، في Chinn and Quayyum (2013). يمكننا تقييم هذه العلاقة باستخدام انحدار Fama ، أي:

(1) سر + ك – سر = α + β(أنارك-أنارك*) + εر + ك

أين س هو سعر الصرف اللوغاريتمي المحدد كوحدات العملة المحلية لكل وحدة عملة أجنبية (على سبيل المثال ، الدولار الأمريكي للرطل للأمريكيين) ؛ أنارك هو معدل الفائدة المتبقي لتاريخ الاستحقاق ك، و * يدل على أجنبية (على سبيل المثال ، المملكة المتحدة) ؛ و ε مصطلح خطأ.

الاختبار أن المعامل β لا تختلف عن الوحدة هي اختبار لـ “عدم التحيز” – الفرضية الصفرية المشتركة التي تحمل تكافؤ المصالح المكشوف و التوقعات صحيحة في المتوسط ​​(أو المعلومات الكاملة تحمل التوقعات العقلانية).

تشغيل الانحدارات على البيانات ربع السنوية (نهاية الفترة) للولايات المتحدة والمملكة المتحدة ، يحصل المرء على:

سر + ك – سر = -0.002 + 0.554(أنارك-أنارك*) + εر + ك

Adj-R2= 0.21 ، SER = 0.018 ، DW = 0.018 ، Nobs = 157 ، عينة 1983Q1-2022Q1. عريض تشير إلى اختلاف كبير عن قيمة الوحدة باستخدام الأخطاء المعيارية القوية HAC عند 5٪ msl.

بالنسبة لمنطقة اليورو-الولايات المتحدة:

سر + ك – سر = 0.003 + 0.592(أنارك-أنارك*) + εر + ك

Adj-R2= 0.05 ، SER = 0.024 ، DW = 0.011 ، Nobs = 53 ، عينة 2009Q1-2022Q1. عريض تشير إلى اختلاف كبير عن قيمة الوحدة باستخدام الأخطاء المعيارية القوية HAC عند 5٪ msl.

بالنسبة للولايات المتحدة واليابان:

سر + ك – سر = 0.015 + 0.323(أنارك-أنارك*) + εر + ك

Adj-R2= 0.02 ، SER = 0.032 ، DW = 0.058 ، Nobs = 157 ، عينة 1983Q1-2022Q1. عريض تشير إلى اختلاف كبير عن قيمة الوحدة باستخدام الأخطاء المعيارية القوية HAC.

في الدراسات السابقة ، برزت اليابان على أنها ذات معامل منخفض بشكل خاص. قد يكون أحد التفسيرات هو الافتقار إلى تحرير حساب رأس المال في الجزء الأول من هذه الفترة. بدءًا من فحص بيانات أسعار الفائدة في الربع الأول من عام 1982 (ومن ثم النظر في تغيرات أسعار الصرف لمدة 10 سنوات بدءًا من الربع الأول من عام 1992) ، يحصل المرء على:

سر + ك – سر = -0.033 + 1.699(أنارك-أنارك*) + εر + ك

Adj-R2 = 0.28 ، SER = 0.028 ، DW = 0.161 ، Nobs = 121 ، عينة 1992Q1-2022Q1. عريض تشير إلى اختلاف كبير عن قيمة الوحدة (للمنحدر) أو من الصفر (للثابت) باستخدام أخطاء معيارية قوية HAC عند 5٪ مللي ثانية.

لذا ، فإن المعاملات من أفق طويل لانحدار Fama تكون عادةً موجبة (ثابتة) ، وفي العديد من الحالات لا ترفض قيمة معامل انحدار الوحدة الصفرية. ومع ذلك ، ليس من الواضح أن هذا الارتباط هو دليل كبير لقوة الروابط بالنظر إلى R المعدل2منخفضة جدا.