Zusammenfassung
In diesem Kapitel wird untersucht, welchen Einfluß die Annahme der perfekten Glaubwürdigkeit der eingegangenen Interventionsverpflichtung zur Aufrechterhaltung der Wechselkurszielzone auf die Modellergebnisse hat. Zwei Teilfragen sind zu beantworten. Erstens, welchen Einfluß hat es, wenn Zweifel daran bestehen, daß die monetären Autoritäten willens oder in der Lage sind, daß Zielzonensystem aufrechtzuerhalten? Zweitens, welchen Einfluß hat es, wenn das prinzipielle Festhalten an einem Zielzonensystem zwar nicht in Frage gestellt wird, jedoch Unsicherheit darüber besteht, ob es bei einem entsprechenden Anpassungsdruck aufgrund fundamentaler Divergenzen, nicht zu einem Realignment der Zielzone kommen könnte?
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Literatur
Vgl. Krugman (1991), S.679ff.
Die Grundlagen der Modellanalyse bei vollkommener Glaubwürdigkeit sind im Abschnitt 3.2 dargestellt.
Er ist durch Gleichung (3.34) auf Seite 47 bestimmt.
Bei frei flexiblen Kursen entspricht der Wert des Wechselkurses dem Wert des (zusammenge-faßten) Fundamentalfaktors ( Vgl. Seite 37).
Vgl. Seite 46.
Hier kommt die Argumentation aus Abschnitt 3.2.1, Seite 42 zum Tragen.
Die gezeigte Funktion ist für n = 0.75 berechnet.
Zudem erfordert eine deutliche Annäherung der Zielzonenwechselkursfunktion an die FF Funktion recht niedrige Werte von π.
Eine gute Einführung und Übersicht über die Theorie der spekulativen Attacken und Zahlungsbilanzkrisen bieten Agénor, Bhandari und Flood (1992) und Blackburn und Sola (1993).
Vgl. Blackburn und Sola (1993), S.133ff.
Vgl. Flood und Garber (1984), S.12.
Strenggenommen ist dabei unterstellt, daß der Wechselkurs nicht zwischenzeitlich den unteren Interventionspunkt erreicht und eine Auffüllung der Reservenbestände stattfindet. Alternativ könnte man auch die Annahme treffen, daß jeweils nur das Schwachwährungsland interveniert. (So z.B. in Delgado und Dumas (1993).) Dadurch sind Interventionen gleichbedeutend mit dem Verlust von Währungsreserven. Anstelle des nachfolgend betrachteten vollständigen Systemkollapses ließe sich auch die Möglichkeit eines Realignments in Betracht ziehen. Eine entsprechende Analyse findet sich bei Bertola und Caballero (1992b).
In den Darstellungen von Krugman und Rotemberg (1992) und Delgado und Dumas (1993) folgt der Fundamentalfaktorprozeß einer Brown’schen Bewegung mit (positiver) Drift. (Für eine entsprechende Erweiterung der formalen Analyse Vgl. auch Abschnitt 4.2.1, Seite 110.) Dies ließe sich hier im Sinne einer Asymmetrie-Annahme interpretieren, wonach das Inland langfristig infla-tionslastiger und damit für eine spekulative Attacke prädestiniert ist ( Vgl. Delgado und Dumas (1993), S.207). Diese Annahme ist jedoch nicht unbedingt erforderlich und betont zudem nur die Erkenntnis, daß bei fortschreitenden fundamentalen Divergenzen ein Zielzonenregime zumindest bei unveränderter Parität nicht aufrechtzuerhalten ist. Interessant ist vielmehr, daß auch ohne Fundamentalfaktordrift Situationen entstehen könne, bei denen es zur Erschöpfung der Währungsreserven und schließlich einer spekulativen Attacke kommt. (Damit zeigt die Analyse indirekt auch, wie wichtig für die Aufrechterhaltbarkeit eines Zielzonensystems wechselseitige Beistandsmechanismen und ausreichende Möglichkeiten für eine zumindest vorübergehende Finanzierung von entstehenden Devisenbilanzdefiziten sind.)
Zur Herleitung von (4.5) Vgl. Seite 45 und Anhang B in Kapitel 3.
Obwohl in der obengenannten Literatur über spekulative Attacken in Festkurssystemen das Kreditwachsstum letztlich die Ursache für Zahlungsbilanzkrisen ist, erfordert die nachfolgend beabsichtigte Darstellung der prinzipiellen Lösungseigenschaften keine entsprechende Festlegung. Die Annahmen über v implizieren, daß die Interventionspunkte im Zeitablauf erreicht werden, was durch das unterstellte Abschmelzen der Reservenbestände hinreichend ist, eine spekulative Attacke auszulösen.
Zum nachfolgenden Vgl. auch Krugman und Rotemberg (1992), S.119ff.
Alternativ könnte nach der Attacke auch ein positiver oder negativer Reservenbestand unterstellt werden.
Das Konzept geht zurück auf Flood und Garber (1984).
Zum prinzipiellen Vorgehen Vgl. auch Krugman und Rotemberg (1992).
Anders als bei einer Darstellung des Zielzonenwechselkurses in Abhängigkeit vom zusammen-gefaßten Fundamentalfaktor f = m + v verschiebt sich die Zielzonenwechselkursfunktion in einer Darstellung gegenüber v, wenn m interventionsbedingt variiert.
Vgl. auch Krugman und Rotemberg (1992), S.123.
Vgl. auch Agénor et al. (1992).
So in Krugman und Rotemberg (1992) und Delgado und Dumas (1993). Aber auch Bertola und Caballero (1992b) erzeugen erst durch diese Annahme ein an die Reservenbestände gebundenes Realignmentrisiko.
Vgl. auch Svensson (1992d).
Vgl. ebenda.
Restriktionen können beispielsweise in Form von Zinsober- oder Zinsuntergrenzen, realen Wechselkurszielen, Leistungsbilanzsalden oder Inflationszielen vorliegen.
Vgl. hierzu auch Abbildung 3.4 auf Seite 54.
Vgl. auch Svensson (1991b), S.52f. und Bertola und Svensson (1993), S.689f.
Vgl. z.B. Svensson (1991c) und (1992b).
Vgl. Bertola (1994), S.281.
Vgl. Miller und Weller (1989), Bertola und Caballero (1992a) und (1992b).
Bertola und Caballero zeigen außerdem, daß die globale Beziehung zwischen Fundamentalfaktor und Wechselkurs dabei linear wird. Wenn also Zielzonen den Fundamentalfaktorprozeß selbst nicht beeinflussen, haben sie langfristig keinen Einfluß auf die Beziehung zwischen Wechselkurs und Fundamentalfaktor ( Vgl. Bertola und Caballero (1992b), S.200ff.).
Vgl. in diesem Zusammenhang auch Flood et al. (1991), S.37 und 49ff.
Eine interessante Alternative des Einbezugs von Realignmentrisiken zeigt Tristani (1994), der Eigenschaften des Bertola/Caballero-Modells mit denen des nachfolgend gezeigten Ansatzes kombiniert. Dabei ergibt sich ein (aus empirischer Sicht allerdings weniger überzeugender) Spezialfall des Bertola/Svensson-Modells.
Vgl. hierzu die Unterabschnitte 4.2.3 und 4.2.4. Die im Zusammenhang mit dem Bertola/-Svensson-Modell entwickelten Schätzansätze haben sich—zum Teil leicht modifiziert ( Vgl. Chen und Giovannini (1992))—zu Standardverfahren für empirische Zielzonenanalysen entwickelt. Vgl. z.B. auch Labhard und Wyplosz (1996).
Vgl. hierzu auch die Ausführungen zu den Modellgrundlagen auf den Seiten 26ff.
Veränderungen von (math) sind für jedes beliebige Zeitintervall At normalverteilt und haben den Erwartungswert μf Δt und die Varianz σ2 fΔt. Vgl. hierzu auch Anhang A in Kapitel 3, Seite 85.
Vgl. auch Seite 39.
Tatsächlich wurde diese implizite Definition des Wechselkurses im Band, x(t), bereits bei den empirischen Untersuchungen des Krugman’schen Grundmodells verwendet ( Vgl. die Seiten 55ff.).
Für konstantes p wüchse die Realignment Wahrscheinlichkeit also linear mit der Länge des betrachteten Zeitintervalls Δt. p(t) kann als Wahrscheinlichkeitsintensität eines realignmentbe-dingten Wechselkurssprunges betrachtet werden. Wahrscheinlichkeitsintensitäten sind die Ableitungen der Prozeßübergangswahrscheinlichkeiten nach der Zeit an der Stelle Null. Sie beschreiben die Übergangswahrscheinlichkeiten in andere Prozeßzustände für infinitesimale Zeitintervalle bei Prozeßbeginn. In Verbindung mit dem Wahrscheinlichkeitsvektor p(0) des Prozeßzustands bei Pro-zeßbeginn sind sie hinreichend, einen homogenen, zeitkontinuierlichen Markov Prozess vollständig zu charakterisieren ( Vgl. Kloeden und Platen (1995), S.32f.).
Höhere Momente des Wechselkursänderungsumfangs, wie Varianz, Schiefe und Kurtosis, sind aus der Sicht risikoneutraler Devisenmarktakteure bedeutungslos. Außerdem haben nach Gleichung (4.19) immer nur die unmittelbar erwarteten Wechselkursänderungen Auswirkungen auf den momentanen Wechselkurs.
Um Mißverständnisse zu vermeiden: Gleichung (4.22) definiert die im Falle eines Realignments erwartete, diskrete Veränderung des Wechselkurses, nicht das erwartete Realignmentausmaß. Für die Wechselkursänderungserwartungen in Gleichung (4.19) ist das erwartete Realignmentausmaß irrelevant. Relevant ist nur die in dieser Situation erwartete Wechselkursänderung. Manchmal wird zur Vereinfachung unterstellt, daß beide dem Umfang nach übereinstimmen (( Vgl. Svensson (1991c) und Rose und Svensson (1991)). Nur dann ist diese Unterscheidung hinfällig.
Vgl. Bertola und Svensson (1993), S.691f.
Vgl. ebenda, S.695.
Vgl. auch Seite 38.
Vgl. Anhang B.
Vgl. Anhang B, Seite 89.
Zur Lösung einer inhomogenen Differentialgleichung zweiter Ordnung mit variablem Term Vgl. z.B. Chiang (1984), S.503ff. und S.541ff. Das partikuläre Integral von (4.36) entspricht der Konvergenzlösung von (4.30) in Form eines Integrals der abdiskontierten, zukünftig erwarteten
h(t) Realisationen: (math) ( Vgl. auch Fußnote 49, Seite 44). Wegen der Markov Eigenschaft des {h(t)} Prozesses gilt (math) für alle t und t >t. Die Lösung dieser Integralgleichung lautet folglich (math) ( Vgl. z.B. Bertola (1994) oder Bertola und Caballero (1992a)).
Vgl. Bertola und Svensson (1993), S.693f. und ferner die grundlegende Argumentation im Abschnitt 3.2.1, Seite 39ff.
Vgl. Bertola und Svensson (1993), S.695.
Zur Diskussion der Annahme der ungedeckten Zinsparität Vgl. auch Abschnitt 3.3.3.
Vgl. Gleichung (4.24).
Vgl. hierbei auch Fußnote 88 auf Seite 60.
Vgl. Abschnitt 3.3.2, Seite 60.
Wie Bertola und Svensson (1993) zeigen, hängt die Steigung der Zinsdifferenzen-Wechselkursfunktion von der relativen Variabilität der Realignmenterwartungen im Verhältnis zu Veränderungen des Fundamentalfaktors / ab. Wenn die Ursache von Wechselkurs Variationen überwiegend in Veränderungen der erwarteten Realignmentrate liegt, kann es zu einem ansteigenden Verlauf der Zinsdifferenzen Wechselkursfunktion kommen. Aber selbst wenn Wechselkursänderungen überwiegend ‘fundamental’ bedingt sind, machen im Zeitablauf veränderliche Realignmenterwartungen die Aussicht auf einen empirisch einfach zu verifizierenden Zinsdifferenzen-Wechselkurs Zusammenhang zunichte.
Vgl. Bertola und Svensson (1993), S.699ff.
Wenngleich die Autoren anfügen: „ We would immediateley like to add that we do not, of course, believe that the model we have developed here is all there is needed to explain the data“ (Bertola und Svensson (1993), S.711).
Das Verfahren geht zurück auf Bertola und Svensson (1993) und wurde empirisch durch Rose und Svensson (1991) und Lindberg et al. (1993) implementiert.
Vgl. auch Rose und Svensson (1991).
In Abbildung 4.8 wird dies deutlich, wenn man sich vergegenwärtigt, daß die untere gezeigte Funktion S(x, 0) identisch mit Et[dx]/dt ist.
Zum Begriff der mean reversion Vgl. auch Anhang A, Seite 86. Die mean reversion Eigenschaft des Zielzonenwechselkurses wird in Svensson (1991c) hergeleitet und analysiert.
Meese und Rogoff (1983) beispielsweise erzielten mit einfachen random walk Modellen bessere Wechselkursprognosen als mit Strukturmodellen der Wechselkursdetermination.
Selbst einfache lineare Regressionen zukünftiger Wechselkurse innerhalb des Bandes auf gegenwärtige Wechselkurse innerhalb des Bandes und gegenwärtige Zinsen entsprechender Laufzeit besitzen eine gute Vorhersagekraft ( Vgl. Svensson (1992a)).
Vgl. Bertola und Svensson (1993).
Vgl. auch Rose und Svensson (1991) und Bertola und Svensson (1993).
Vgl. Svensson (1993) und Lindberg et al. (1993). Zur theoretischen Begründung möglicher Zinseinflüsse im Kontext von Zielzonenmodellen Vgl. Svensson (1992c).
Vgl. Thomas (1994), Chen und Giovannini (1994) und im Zusammenhang mit der Schätzung von Realignmenterwartungen im EWS Rose und Svensson (1994).
Thomas (1994) betrachtet die Wechselkurse der italienischen Lira und des französischen Franc in Relation zur Deutschen Mark. Es zeigt sich ein schwach signifikanter Einfluß der Inflationsdifferenz und der relativen Arbeitskosten im Falle Frankreichs und im Falle Italiens ein geringer Einfluß des öffentlichen Verschuldungsgrades.
Allerdings findet Caramazza (1993) in einer zweistufigen Schätzung, bei der er die in einem ersten Schritt geschätzten Realignmenterwartungen nachfolgend auf einige plausible Erwartungsdeterminanten regressiert, Evidenz für den Einfluß von Inflationsdifferentialen, der Wettbewerbsfähigkeit, der Unterbeschäftigung, der Situation der öffentlichen Haushalte und den Währungsreserven.
Vgl. Chen und Giovannini (1994), S.129.
Um einen typischen ‘Wachstumscharakter’ zu ermöglichen, wurde die Reputationsproxy als Logarithmus von Eins plus der Anzahl der Wochen seit dem letzten Realignment spezifiziert. Auf den Einbezug zusätzlicher Lag-Strukturen oder anderer EWS-Währungen in die jeweils bilateralen Analysen wurde verzichtet. Entsprechende Untersuchungen finden sich bei Rose und Svensson (1991) und Lindberg et al. (1993).
Typischerweise springen ‘schwache’ Währungen bei einem Realignment in den ‘starken’ oder mittleren Bereich des Bandes.
Zum weiteren Vorgehen Vgl. auch Svensson (1993), Lindberg et al. (1993) und Thomas (1994).
Die Tilde dient zur Unterscheidung von Gleichung (4.24).
Vgl. Svensson (1993).
Vgl. ebenda und Hodrick (1987).
Es handelt sich also um ein ‘small sample’-Problem.
Bei der Herleitung von (4.52) mit Hilfe von (4.50) ist zu beachten, daß E t [x t ∣ Realignment] = E t [x t ∣ kein Realignment] = x t ist.
Bei der Sechsmonats-Schätzung entfällt dadurch der Zeitraum vor dem 24.9.1979, da das erste EWS Regime kürzer als ein halbes Jahr gewesen ist.
Chen und Giovannini (1994) argumentieren, daß der bedingte Erwartungswert für Ax allgemein nicht korrekt aus dem Datensatz geschätzt werden kann, da sich in Erwartungen für x immer Informationen über beides, Realignmentmöglichkeiten und Nicht-Realignmentmöglichkeiten, niederschlagen ( Vgl. ebenda, S.115 und FN 1).
Vgl. auch Thomas (1994), S.281.
Vgl. ebenda, S.269.
Vgl. Rose und Svensson (1991), S.8ff. Dies ist durch die Persistenz der Daten und die für die Erwartungsbildung relevanten Zeiträume bis zum möglichen Erreichen der Interventionspunkte begründet. Svensson (1993) stellt bei seiner Untersuchung außerdem fest, daß die Restriktion der angenommenen Konstanz der Wechselkurskoeffizienten im Falle Frankreichs und der Niederlande nicht bindend ist, was auf eine hinreichende Ähnlichkeit des Wechselkursprozesses in den einzelnen Regimen hinweist.
Weber (1992) verwendet bei einer Schätzung von realignmentbedingten Wechselkursänderungserwartungen den Kaiman Filter, kann aber keinen wesentlichen Erkenntniszugewinn ausmachen (ebenda, S.16).
Vgl. auch Bertola und Svensson (1993). Der Newey-West Ansatz gehört mittlerweile zu den Standardverfahren ökonometrischer Software und ermöglicht die konsistente Schätzung bei serieller Korrelation und Heteroskedastie unbekannter Art.
Zum Problem überlappender Beobachtungen in Schätzansätzen wie (4.53) Vgl. Hansen und Hodrick (1980).
Vgl. auch Hodrick (1987), S.28 und Frankel und Phillips (1991), S.24. Ein einzelner, nicht antizipierter Schock beeinflußt so eine Reihe aufeinanderfolgender Störterme. Daher folgen die Störterme einem Moving-Average Prozeß der Ordnung τ - 1 ( Vgl. Caramazza (1993)). Bei der Schätzung zeigt sich dies in entsprechenden Werten der Durbin-Watson (DW) Statistik. Bei den durchgeführten Regressionen ergaben sich für den Einwochenzeitraum DW-Werte um 0.67 (für Frankreich) und um 1.15 (für die Niederlande). Beim Sechsmonatszeitraum lag der DW bei 0.06 (Frankreich) und bei 0.2 (Niederlande). Alle Werte weisen klar auf positive serielle Korrelation hin, die—theoriegemäß—beim Sechsmonatszeitraum stärker ausfällt.
Sie rührt allgemein daher, daß sich im Marktgeschehen meist hektische und ruhige Perioden abwechseln und seltener Phasen ‘mittlerer’ Aktivität auftreten ( Vgl. Hodrick (1987), S.40). Dadurch sind Perioden mit hoher Wechselkursvarianz meist gefolgt von Perioden mit geringer Wechselkursvarianz und umgekehrt. In den Dichtefunktionen von Wechselkursen äußert sich dies in sogenann-ten ‘fatter tails’, also einem leptokursischen Verlauf. (Zu den Verteilungseigenschaften täglicher Änderungen von Finanzmarktpreisen Vgl. auch Taylor (1986).)
Vgl. auch Lindberg et al. (1993). Im Zuge der Analysen wurden Breusch/Pagan und White Tests auf Heteroskedastie der Residuen durchgeführt, die für beide Währungen und beide Zeithorizonte Heteroskedastie auf dem 1% Signifikanzniveau bestätigten.
Die Fragestellung, (math) signifikant negativ ist, entspricht dem Standard unit root Test mit der Fragestellung, (math) signifikant kleiner Eins ist.
Die t-Werte werden aus den Tabellen berechnet, indem man die Schätzwerte für die Regressionskoeffizienten durch die zugehörigen Standardabweichungen dividiert.
Dickey-Fuller Tests behalten auch im Falle serieller Korrelation der Störterme ihre Gültigkeit, solange die Standardabweichungen konsistent geschätzt werden ( Vgl. Phillips (1987)). Die kritischen Werte für verschiedene Formen von Dickey-Fuller Tests sind in den meisten Ökonome-trielehrbüchern tabelliert. Sehr umfangreich ist in dieser Hinsicht Hamilton (1994), S.762ff.
Perron (1989) ermittelt auf Grundlage von Monte Carlo Simulationen unit root Teststatistiken für stochastische Prozesse mit deterministischem Zeittrend und (einmaligen) prozeßexogenen Innovationen, wozu auch die Möglichkeit der Trendverschiebung durch veränderte Achsenabschnitte gehört. Leider finden sich keine Teststatistiken, die auf die vorliegenden Regressionen anwendbar sind. Generell zeigt sich jedoch, daß die kritischen Werte betragsmäßig größer als die Dickey-Fuller Werte sind ( Vgl. ebenda, S.1376ff.).
Rose und Svensson (1991) finden im Zuge der Schätzung von Wechselkursänderungserwartungen für den DEM/FR Kurs bei einem Einmonatshorizont Evidenz für die ungedeckte Zinsparitätenbedingung. Bei den hier betrachteten Zeiträumen läßt sie sich weder für Frankreich noch für die Niederlande bestätigen. Bei einer Kleinst-Quadrate-Regression von (math) und (math), ergaben sich folgende Ergebnisse (Newey-West Standardabweichungen in Klammern): Für Frankreich sind die Koeffizienten zwar positiv, aber signifikant kleiner Eins. Für die Niederlande zeigen die Koeffizienten sogar das falsche Vorzeichen, sind dabei aber insignifikant. Zu den Problemen empirischer Untersuchungen der ungedeckten Zinsparitätenbedingung Vgl. auch Froot und Thaler (1990) und Hodrick (1987).
Wird Regression (3) für die Niederlande unter der Restriktion rj = 0 geschätzt, so sind auch beim Einwochenhorizont beide Zinsen (bei unverändertem Vorzeichen) auf dem 5 Prozentniveau insignifikant.
Die Gleichgewichtslösung für x(h) ist durch Gleichungen (4.37)—(4.40) determiniert und in Abbildung 4.5 auf Seite 115 dargestellt.
Vgl. Seite 116.
Vgl. hierzu auch Abschnitt 3.3.3.
Die Analyse und Interpretation von (math) ist dann Gegenstand des nachfolgenden Abschnitts.
Vgl. Hodrick (1987), S.28.
Vgl. Abbildung 4.5 auf Seite 115.
Rose und Svensson (1991) finden für den französischen Franc bei Betrachtung eines Einmo-natshorizonts etwas ausgeprägtere Nichtlinearitäten. Das Ausmaß dieser Nichtlinearitäten hängt allerdings kritisch vom Schätzansatz für θ ab. Für θ → 0 ergibt sich automatisch eine 45° Beziehung.
Bei der nicht gezeigten Sechsmonatsschätzung ist kaum ein Unterschied zur korrespondierenden Abbildung 4.9d feststellbar.
In den Schätzungen (1) der Tabellen 4.2 und 4.3 äußert sich dies in den absolut größeren ß 1 Koeffizienten für die Niederlande, die eine entsprechend stärkere mean reversion indizieren.
Vgl. Svensson (1991c), S.98ff.
Rose und Svensson (1991) und Weber (1992) konstruieren (mit unterschiedlichen Schätzansätzen) empirische Zinsdifferenzen-Wechselkursfunktionen, bei denen sich ebenfalls ein theoriegemäßer Verlauf ergibt. Das Problem der impliziten Realignmenterwartungen wird dabei aber nicht angesprochen. Auch die Betrachtung der besonders stabilen Teilperiode seit 1988 ändert nichts am Befund.
Vgl. hierzu beispielsweise die Darstellungen bei Caramazza (1993), S.574.
Hierzu sind die Schätzungen der Wechselkursänderungserwartungen im Band im gewünschten Ausmaß mit Hilfe der Standardabweichung der jeweiligen Schätzung zu korrigieren. Relativ üblich—und auch den nachfolgenden Untersuchungen zugrundegelegt—ist die Verwendung eines 95 Prozent Konfidenzintervalls, bei dem der ‘wahre’ Wert mit 95 prozentiger Wahrscheinlichkeit durch das berechnete Intervall überdeckt wird. Dazu wird um die Schätzwerte von Ax beim gegebenen Stichprobenumfang unter der Normalverteilungsannahme ein Intervall von ±1.96 Standardabweichungen gebildet.
Vgl. auch Svensson (1992a) und Svensson (1993).
Zum Begriff des Martingal Vgl. Anhang A im Kapitel 3, Seite 84.
Vgl. Svensson (1993) und Frankel und Phillips (1991).
Vgl. Svensson (1992a).
Vgl. hierzu auch Froot und Thaler (1990) und Hodrick (1987).
Vgl. Flood et al. (1991), Svensson (1992b) und Thomas (1994).
Vgl. Fußnote 94 auf Seite 135 oben.
Alternativ ließen sich Erwartungsirrtümer als Ursache des (empirischen) Versagens der ungedeckten Zinsparitätenhypothese anführen ( Vgl. Froot und Thaler (1990)).
Die um eine Risikoprämie n erweiterte ungedeckte Zinsparitätenbedingung (math) läßt sich mit (math) in (math) umformen. Anstelle von (4.53) resultiert folglich (math).
Vgl. Lindberg et al. (1993) und Svensson (1993).
Die oberen und unteren Intervallgrenzen von r werden aus (4.58) (math) berechnet, indem Ax um ±1.96 Standardabweichungen modifiziert wird.
Um eine Vorstellung davon zu vermitteln, wie die realignmentbedingte Wechselkursänderungserwartung r zu interpretieren ist, sei daran erinnert, daß nach (4.22) r dem Produkt aus Wahrscheinlichkeitsintensität p und erwartetem Umfang der (diskreten) Wechselkursänderung z zum Zeitpunkt eines Realignments entspricht. Im Zeitraum der engen EWS-Bänder betrug z bei Frankreich durchschnittlich - 2.5% und r durchschnittlich - 3.6%/Jahr. Wird p als konstant unterstellt, so resultiert p = (-3.6%/Jahr)/ -2.5% = 144%/Jahr, wobei sich die über einhundert Prozent aus der Bezugsbasis ergeben. Das Ergebnis ist so zu interpretieren, daß der erwartete Zeitraum bis zum nächsten Realignment im Durchschnitt 1/(144%/Jahr) = 0.69Jahre betrug. Vgl. auch Rose und Svensson (1991) und Svensson (1993).
Genaugenommen bis auf den 4.1.1993, an dem der Wert der oberen Grenze des Konfidenzin-tervalls -0.24 betrug.
Vgl. Thomas (1994), Lindberg et al. (1993), Svensson (1993) sowie Frankel und Phillips (1991).
Vgl. Deutsche Bundesbank (8/1993) und Zurlinden (1993). Häufig wurden auch generelle Zweifel am Zustandekommen der Europäischen Währungsunion für die Herbstkrise verantwortlich gemacht ( Vgl. Eichengreen und Wyplosz (1993) und Group of Ten (1993)).
Vgl. Deutsche Bundesbank (8/1993) und im weiteren Sinne auch Branson (1994) und Tabellini (1994). In der ‘Zielzonenterminologie’ läßt sich die zuvor geduldete Erweiterung des Fundamentalfaktorbandes durchaus als honeymoon effect interpretieren, der angesichts des offenkundigen Bemühens der EWS-Teilnehmer, den Paritäten Glaubwürdigkeit zu verleihen, realisierbar gewesen
Vgl. hierzu auch Abbildung 3.2 im Abschnitt 3.2.3, Seite 48.
Vgl. auch Rose und Svensson (1994) und generell Deutsche Bundesbank (1995), S. 100. Bei Belgien und Dänemark, deren Währungen im Zuge der EWS-Krisen kräftigen Attacken ausgesetzt waren, zeigte sich nach Erweiterung der Bandbreiten eine schnelle Beruhigung des Devisenmarktgeschehens, obwohl nur relativ kleine Wechselkursänderungen erfolgten ( Vgl. Obstfeld und Rogoff (1995)). Seit Anfang 1994 befindet sich der belgische Franc in einem sehr engen Bereich von ±0.5% um den bilateralen Leitkurs zur Deutschen Mark und auch der Wechselkurs der dänischen Krone bewegte sich überwiegend eng unterhalb des ursprünglichen Bandes zur Deutschen Mark, in das er dann im Juli 1995 zurückkehrte ( Vgl. hierzu auch Deutsche Bundesbank (1995), S.99 und (1996b), S.103).
Dies kommt in den R 2 und σ ̂ Werten der Tabellen 4.2 und 4.3, Seite 132f., zum Ausdruck.
Vgl. auch Obstfeld und Rogoff (1995), Zurlinden (1993) und Group of Ten (1993).
Vgl. Tabellini (1994), S.1222.
Eine Implikation des ‘honeymoon’ Arguments für Wechselkurszielzonen.
Vgl. ebenda und in diesem Sinne auch Branson (1994).
Vgl. auch Kregel (1994) und Frankel (1996). Frankel bestreitet eindeutig eine fundamentale Verursachung der spekulativen Attacken gegen den französischen Franc, wohingegen die 92er Attacken gegen das englische Pfund und die italienische Lira fundamental gerechtfertigt gewesen seien.
Die Ljung-Box Q-Statistiken für die ersten zweiundzwanzig Lags (r = 22 entspricht ungefähr einem Monat) sind Q(22) = 693.70 (0.00) bei Berücksichtigung der Achsenabschnitte und Q(22) = 680.53 (0.00) bei Vernachlässigung der Achsenabschnitte (marginale Signifikanz in Klammern). Wenn auch bei Heteroskedastie der Residuen Q-Tests vorsichtig zu interpretieren sind ( Vgl. Hodrick (1987), S.153), so scheint doch angesichts der hohen Signifikanz der Statistiken die Schlußfolgerung der Autokorrelation höherer Ordnung gerechtfertigt.
Demgegenüber finden Rose und Svensson (1991) beim französischen Franc und einem Erwartungshorizont von einem Monat Evidenz für die Bertola/Svensson-Annahme ( Vgl. ebenda, S.14).
Zu einem ähnlichen Ergebnis kommen auch Chen und Giovannini (1994), S.130ff.
Hier könnten Ansätze in der Art von Bertola und Caballero (1992a) oder Miller und Weller (1989) als Ausgangspunkt dienen.
Als grundlegende Arbeit in dieser Richtung sei auf Klein und Lewis (1993) hingewiesen. Auch Labhard und Wyplosz (1996) zeigen empirisch, daß die Regimeglaubwürdigkeit von der Stabilitätsgeschichte der Wechselkursentwicklung abhängt.
Vgl. Bertola und Caballero (1992a) und (1992b). 139 Vgl. dieselben (1993).
Im nächsten Kapitel wird gezeigt, daß intramarginale Interventionen hierfür verantwortlich sein könnten.
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Kremski, T. (1997). Unvollkommene Regime-Glaubwürdigkeit. In: Wechselkursverhalten in Bandbreitensystemen. Gabler Edition Wissenschaft. Deutscher Universitätsverlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-09121-9_4
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