Роль фондовой биржи в современной российской экономике

Соответственно, коэффициенты корреляции индексов РТС и ММВБ10 на часовых данных (период 04.01.01 11:00 – 13.06.01 16:00) дают предсказуемый результат в 0,97. Тест причинно-следственной связи Грейнжера (Granger causality test), проведенный на часовых данных, отвергает гипотезу об отсутствии связи между индексами ММВБ10 и РТС.[25] Так, по Грейнжеру, изменения индекса ММВБ10 предшествуют изменениям индекса РТС с лагом не менее 2 часов[26]. Аналогичный результат получен для данных с удаленным линейным трендом.[27] Этот весьма интересный результат, по-видимому, противоречит привычным представления о роли бирж, но заставляет задуматься над связью наблюдений специалистов и эконометрическими расчетами. Лидирование индекса ММВБ10, вероятно, должно отражать специфику торговли акциями РАО ЕЭС. Маловероятно, чтобы по отдельным акциям шло бы обратное лидирование, хотя для окончательного решения потребуется следующий шаг – расчет по часовым курсам одноименных акций на разных биржах.

Таблица 3

Корреляция биржевых индексов (дневные данные, период 04.01.01– 13.06.01). Ниже центральной диагонали - корреляция остатков (данные с исключенными линейными трендами)

Аналогично, тест Грейнжера, проведенный для дневных данных, отклоняет гипотезу об отсутствии причинно-следственной связи между индексом СП500 и ИРР[28]. Для дневных колебаний индексов ММВБ10 и РТС тест Грейнжера не позволяет установить такую связь.

Таблица 4

Корреляция между объемами торгов (в млн. долл.) и ИРР (пунктов) (месячные данные 01.1999 – 11.2001): ниже центральной диагонали – корреляция в остатках.

              Интересно отметить, что при исключении линейных трендов удается получить положительную корреляцию объемов торговли на РТС с объемами торговли на биржах, входящих в индекс развивающихся рынков (таблица 4). Тем самым можно с известной осторожностью сказать, что торговля на РТС выглядит как более близкая к общей активности на развивающихся рынках.

Становление российского частного финансового сектора было прервано Крахом 1998 года. Изменились тенденции в развитии финансовых рынков, особенно банковского сектора, понесли потери небанковские финансовые институты, особенно в связи с дефолтом ГКО. Резкая девальвация, экономический спад и серия банковских банкротств создали новую ситуацию для развития. Попытки удержать курс рубля в течение осени 1997 – лета 1998 года (трех волн вхождения в крах) означали косвенно жертву рынком акций и постепенное скатывание ГКО к дефолту, что видно по таблице 5. Экономический подъем 2000-2002 года изменил обстановку в стране, создал общие предпосылки для оживления и на финансовых рынках[29].

Таблица 5

Показатели финансового кризиса 1997–1998 гг.

Источник: Обзор экономической политики в России за 1998 год, БЭА, 1999 г., гл. 1 Снова на перепутье, таблица 2, стр. 15.

Восстановление уровня индексов на российских фондовых биржах шло медленно, несмотря на значительный (и для многих неожиданный) рост ВВП и промышленного производства. В известной степени можно сказать, что фондовый рынок более точно отражал ход реформ, укрепление прав собственности и рост прибыльности производства. Тем самым послекризисное восстановление валовых показателей экономической деятельности пока не могло радикально изменить состояние российской биржи и обеспечить приток капитала. Рост макроэкономических показателей, естественно, является лишь частью факторов, определяющих биржевую ситуацию - бумы 1994 и 1996-1997 годов (и последующие крахи) многому научили инвесторов. Можно говорить о значительном укреплении уровня биржевого курса на РТС в середине марта 2002 года (320-340) и с прогнозом роста до 400 пунктов к концу 2002 года при умеренных темпах экономического роста в РФ (порядка 4% ВВП)[30]. Фактически рубеж в 400 был пройден уже в мае. Общая ситуация устойчивости способствует росту курсов акций. Кроме того большой объем поглощений предприятий, хотя и происходит «за кулисами», воздействует на биржу[31].

Данные о структуре торгов показывают, что большинство российских месячных индексов, по которым можно располагать статистикой за 4 года, имеют практически близкие коэффициенты вариации (около 0,5). Одновременно можно отметить, что по дневным данным российские индексы показывают вдвое большую вариацию (в выбранном нами 1 полугодии 2001 года), чем индекс СП500 или ИРР (0,09-0,12 против 0,06). Соответственно, разброс часовых данных индекса ММВБ был выше, чем на РТС, что, видимо, отражало более высокую трендовую составляющую на первой. Так, за период 1 января 1999 года по конец 2001 года индекс РТС вырос с 70,8 до 260,0 пунктов (на 260%), а индекс ММВБ (СФИ) с 45,3 до 237,6 пунктов (на 426%).

Анализ графического представления ежемесячных данных позволил выделить в качестве относительно однородного период с начала 1999 года. Этот выбор подтверждается и тестом Чоу (Chow breakpoint test), который определил для некоторых моделей точки разрыва между 08.1998-03.1999. Для ряда переменных существует точка разрыва 03.2000. Далее анализ всех данных проводился для периода однородности 01.1999 – 12.2001. Тем самым в анализ показателей активности российских бирж был вовлечен практически весь период быстрого экономического роста – см. рисунок 4.

Рис. 4. Индексы фондовых бирж

Для анализа использовались ежемесячные данные по фондовым индексам: индексы ММВБ10, СФИ и РТС в валютном значении, индекс АК&M а также данные по объемам торгов на ММВБ и РТС, млн.руб. Кроме того, рассматривался ряд макроэкономических показателей: средняя экспортная цена сырой нефти, долл./тонну (НЕФТЬЭ); средние оптовые цены на нефть, тыс. руб./тонну (НЕФТЬ); газ, тыс.руб/м3 (ГАЗ); электроэнергию, тыс.руб/тыс.кВт.ч. (ЭНЕРГИЯ); добыча природного газа, млрд м3, сезонно сглаженная на годовом уровне (ДОБЫЧА_ГАЗА); добыча нефти, млн.тонн, сезонно сглаженная на годовом уровне (ДОБЫЧА_НЕФТИ); обменный курс, руб/долл (КУРС); объем промышленного производства, млн. руб. в ценах 12.92 (ПП); индекс потребительских цен (ИПЦ), индекс СП500 (СП500), индекс развивающихся рынков MSCI (ИРР).[32]

Была проверена роль мировых цен на нефть и доходности облигаций – стандартные факторы, которые должны были влиять на динамику индексов на фондовой бирже в рыночной экономике. При этом все модели строились сначала на промежутке 03.1997–12.2001, затем исследовались на стабильность (тест Чоу), и после выбора периода однородности оценивались на более коротком промежутке (01.1999 – 12.2001). Все ряды исходных данных на анализируемом промежутке стационарны и имеют авторегрессионную компоненту. Тест Грейнжера, позволяющий установить причинно-следственные связи между переменными, обусловил включение в модели ряд лаговых переменных. В частности, было установлено, что:

                       Динамка обменного курса рубля влияет по Грейнжеру с лагом 1 - 3 месяца на индекс СФИ, индекс АКМ, индекс РТС и соответствующие объемы торгов на РТС и ММВБ;

                       Динамика внутренних цен на нефть влияет по Грейнжеру с лагом 1 - 3 месяца на объемы торгов на ММВБ;

                       Динамика внутренних цен на газ влияют по Грейнжеру с лагом 1 - 3 месяца на объемы торгов на РТС;

                       Динамика индекса ИРР влияет по Грейнжеру с лагом 1 - 3 месяца на индекс СФИ, индекс АКМ, индекс РТС и объемы торгов на РТС.

Таблица 6.1

Корреляция с основными экономическими показателями (месячные данные, период 1999:01 – 2001:12)